商店环境刺激对消费者信任及购买意愿的影响研究——情绪反应的视角，本文主要内容关键词为：意愿论文,视角论文,情绪论文,商店论文,消费者论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
修复日期：2011-04-29
中图分类号：F713.50 文献标志码：A 文章编号：1007-3116(2011)07-0091-07
一、引言
商店环境作为零售企业的重要竞争工具，对消费者的购买决策和零售企业的营销绩效有重要作用。在Donoan和Rossiter(1982)将环境心理学中的S-O-R模型引入到零售研究中后，关于商店环境对消费者感知和行为的影响研究就受到越来越多的关注。尽管欧美学界对商店环境进行了一定研究，但其研究发现在对商店环境影响的理解上还不够系统性、一致性和普适性。首先，多数研究选择单一的商店环境刺激要素(如音乐、拥挤、气味等)作为对象，探讨其与消费者惠顾心理和行为的关系，缺乏对商店环境刺激要素进行系统分类；其次，对商店环境刺激和消费者行为意愿之间的关系探讨不够，缺乏同时考虑消费者的情绪因素、态度因素和特征因素在其中的作用机理；第三，已有结论多是基于欧美发达零售市场的分析，而缺乏在中国商业情境中对“商店环境刺激—情绪反应—态度评价—行为意愿”链条间的作用关系进行全面的实证分析。因此，笔者以大型综合超市为例，从消费者情绪反应的视角探索商店环境刺激对消费者信任及购买意愿的影响机制，同时考察消费者特征因素在其中的调节作用，以期为本土零售企业的营销活动提供实践指导。
二、文献回顾与研究假设
(一)基本概念和理论回顾
1.商店环境刺激。在零售情景中，商店环境刺激指的是由颜色背景、陈列、音乐、噪音、灯光、服务人员等构成的商店内部实体特征和物理环境。研究者既可从个体要素层面检验商店环境刺激的影响，又可从将个体的商店环境元素划分为若干类别或因子加以分析。Baker开发了一个商店环境刺激分类框架，认为商店环境刺激由设计因子、氛围因子和社会因子构成[1]。目前，学术界主要从个体要素层面探讨商店环境刺激要素的影响，而从更为综合的视角实证考察设计因子、周围因子和社会因子对消费者情感和行为影响的研究还比较少。
2.消费者情绪反应。消费者情绪指的是消费者对产品和服务等消费经历的一系列情绪反应，对消费者信息的处理和决策有重要影响。环境心理学理论认为：个人沿着三个情绪维度对商店环境进行反应，即愉悦、唤起和支配。愉悦涉及个人感觉到好、高兴、快乐或满意的程度；唤起涉及个人感觉到激动、鼓舞、警觉或活跃的程度；支配涉及到个人感觉被环境控制或行动自由的程度。由于支配需要依靠个人的认知性解释，它在需要情感反应的情境中不是纯粹可以应用的。因此，多数研究又认为愉悦和唤起能解释情感和行为上的绝大多数变化。
3.S-O-R模型。S-O-R模型是探讨物理环境与行为关系的代表性成果，由刺激物类型、干扰(中间)变量集合、反应类型构成。它认为环境是包含许多线索的刺激物，这些线索共同影响人们的内部评价即情绪状态，从而创建接纳/规避行为反应。本文将以S-O-R模型为理论基础，一方面系统地考察设计因子、氛围因子和社会因子三类商店环境刺激对消费者情绪反应及购买意愿的影响机制；另一方面将消费者态度因素(即消费者信任，反映了消费者在众多商店中，对某一商店有信心的态度)和消费者特征因素(性别、年龄和购物动机)纳入其中进行分析。
(二)商店环境刺激与消费者情绪反应
设计因子是顾客能意识到的在他们面前存在的可视元素，包括功能性和审美性元素，如商店设施、建筑物、商品陈列、通道设计、颜色、整洁干净。Yoo等人发现良好的商店设施使顾客感到高兴，而差的商店设施使顾客感到生气和不高兴[2]；Baker等人的研究表明差的店内设计会使消费者心理成本上升，而心理成本代表消费者在购物体验中的心理压力与情感付出，是消费者对商店环境负面的情感反应[3]。故提出如下假设：
H1：设计因子对消费者的愉悦情绪有直接的正向影响
H2：设计因子对消费者的唤起情绪有直接的正向影响
氛围因子指的是商店的背景特征和刺激(主要包括温度、灯光、音乐、气味和噪音)，它是使顾客在商店内感到温暖、舒适和放松的无形环境要素，倾向于潜意识影响消费者。在好的商店氛围中顾客情绪愉悦，而在差的氛围中则情绪恶化，在愉悦的商店氛围中，顾客满意感更强。Thang和Tan的研究发现商店营造的环境气氛会影响顾客购物心情，进而影响顾客的满意度[4]。故提出如下假设：
H3：氛围因子对消费者的愉悦情绪有直接的正向影响
H4：氛围因子对消费者的唤起情绪有直接的正向影响
社会因子与店内的人们相关，包括店内员工和购物者的数量、类型和行为。其中，服务人员最重要，因为营销者能有效控制服务人员的数量、类型和行为。Wakefield等人认为当消费者感到服务人员是友好的、乐于助人的和积极的，他们更能提高兴奋感。否则，消费者们会感到苦恼[5]。同时，服务人员的数量和类型越合理，越有利于创造令人愉悦和激动的购物心情。但购物者数量过多会导致拥挤感，进而使顾客产生消极情绪反应。故提出如下假设：
H5：社会因子对消费者的愉悦情绪有直接的正向影响
H6：社会因子对消费者的唤起情绪有直接的正向影响
(三)情绪反应与消费者信任及购买意愿
消费者情绪状态会影响零售商的态度，情绪体验能创造积极或消极的信念，进而导致影响到消费者的态度[2]。因此，积极情绪反应有利于增加消费者对零售商的信任感。同时，零售环境不仅通过情绪反应对顾客的接纳或规避行为产生影响，而且积极的情绪能在积极的价值判断上起决定性作用[6]。随着消费者感知价值的提升，有助于其产生更为强烈的购买意愿。故提出如下假设：
H7：愉悦情绪对消费者信任有直接的正向影响
H8：唤起情绪对消费者信任有直接的正向影响
H9：愉悦情绪对消费者购买意愿有直接的正向影响
H10：唤起情绪对消费者购买意愿有直接的正向影响
较高的信任意味着顾客对特定企业有信心，能够并愿意去依赖该企业，并对该企业及其产品与服务形成一种积极的行为意愿。De Ruyter等人在高科技市场的研究发现，顾客信任对顾客的意向性忠诚具有积极影响[7]。故提出如下假设：
H11：消费者信任对消费者购买意愿有直接的正向影响
(四)消费者特征的调节作用
消费者的认知过程与情感变化轨迹各不相同，这不但与个体的性别、年龄、职业、受教育程度等人口特征有关，也和个人的欲求、动机和直觉等心理特征有关[8]；Dawson等人认为情绪体验随着顾客的不同购物动机而变化，拥有强烈体验或娱乐动机的消费者体现出更高的唤起和愉悦情绪[9]。因此，消费者对商店环境刺激的认知和情绪反应随着消费者特征的不同而发生变化。此外，不同特征消费群体由于购物动机、心态和经历的不同，在情绪反应的影响上也会表现出不同的信任水平和购买意愿。本文主要检验性别、年龄和购物动机三类消费者特征的影响，故提出如下假设：
H12：性别、年龄和购物动机对商店环境刺激与消费者情绪反应有调节作用
H13：性别、年龄和购物动机对消费者情绪反应与信任及购买意愿有调节作用
综上所述，可以得到本文的研究模型，见图1。
图1 研究模型图
三、研究设计
(一)变量测量
变量的测量参考了相关文献，并通过访谈对部分变量的测项作了进一步补充和发展。设计因子、氛围因子和社会因子分别采用6个、5个和6个测项衡量；愉悦和唤起分别采用4个和3个测项衡量；消费者信任和购买意愿分别采用4个和3个测项衡量。同时购物动机使用了功能动机和享乐动机的分类，分别采用3个测项衡量。变量的测项及来源见表1。
(二)数据收集
本研究选择超级市场作为调研行业，为使数据呈现足够的差异性、多样性和代表性，分别选择了东部城市济南市、中部城市南昌市和西部城市贵阳市的大型综合超市消费者进行调查。在三个城市各发放问卷150份，共回收有效问卷412份。其中，来自三大城市的有效样本数分别为141(34.2％)、137(33.3％)和134(32.5％)，男性为184(44.7％)，女性为228(55.3％)，30岁及其以下和30岁以上的样本数分别为238(57.8％)和174(42.2％)。
四、数据分析与假设检验
(一)信度和效度
首先计算信度系数Cronbach's α值，表2显示各潜变量信度系数均高于0.70这一可接受的临界值(α≥0.742)；之后，对数据进行验证性因子分析，表2显示各观测变量在相应潜变量上的标准化载荷系数均在0.5以上，并高度显著(t≥10.622)，这说明数据有较好的收敛效度。从表3可看出AVE平方根均大于各潜变量间的相关系数，表明数据有较好的判别效度。
(二)主效应模型的检验
在总样本中使用AMOS7.0软件对主效应关系模型进行检验，采用最大似然估计法计算出的拟合指数显示：
说明模型拟合情况在总体上是可接受的。表4给出了检验结果。
表4结果发现H2(设计因子对唤起情绪的积极影响)没有得到支持。其原因可能是设计因子多是有形性的，其互动性较弱，并且随着竞争加剧，商家对设计因子的建设都很重视，水平较为接近，所需求的满足只是消费者购物体验中的一种基本预期，好的设计因子能引起消费者愉悦，但不足以促进消费者情绪上的兴奋和激动。此外，H10也没得到支持。可见，唤起情绪不直接影响消费者购买意愿，但能通过增强消费者信任间接影响购买意愿。
(三)调节效应的检验
为检验调节效应，需依据调节变量将样本分为不同的组别处理。其中，男性、女性样本数分别为184和228；年龄分为30岁以下和30岁以上两组，样本数分别为238和174；同时，以中位数法对购物动机分类，得到功能动机和享乐动机样本数分别为178和234。首先，针对不同调节变量，将主效应模型中的因素载荷和外生变量测项的误差方差设定为跨组恒等，得到模型A；将主效应模型中的因子载荷自由设定，而误差方差设定为跨组恒等，得到模型B；将主效应模型中的因子载荷和误差方差均自由设定，得到模型C；将主效应模型中的因子载荷设定为跨组恒等，而误差方差自由设定，得到模型D。通过多组分析发现，模型A和模型D的x[2]差异以及模型B和模型C的
差异不显著，这表明不同调节变量的组间差异不是有误差方差引起的。接着，通过多组分析发现(见表5)，每个调节变量中模型A和模型B的拟合指数存在显著差距(Δ/Δdf在0.05的水平上显著)，因此，这种差距是由因子载荷引起的，而非误差方差引起的，这表明性别、年龄和购物动机的调节效应均存在。
根据Dabholkar和Bagozzi检验调节效应的观点[16]，本研究又分别针对不同调节变量的分组数据进行结构方程模型检验，表6具体显示了调节效应的大小和方向
第一，男性和女性消费者对氛围因子和社会因子的情绪反应差异不大，但女性消费者对设计因子的情绪反应要比男性消费者大。一般而言，女性较为感性，比较关注和在意购物体验中的各种服务设施和硬件条件。与男性消费者相比，女性消费者在情绪反应促动信任和购买意愿上表现得更积极。可能的解释是，男性消费者更为理性，对购物的功利价值更为看重。因此，零售商针对男性消费者的营销活动，不仅要注重积极消费情绪的培育，更应重视基本购物需求和价值的优化和满足。
第二，30岁及其以下消费者对设计因子和氛围因子的情绪反应比30岁以上消费者更大，而30岁以上消费者则对社会因子的情绪反应更大。可见，高年龄组顾客群体对社会因子刺激要素更关注。与30岁及其以下消费者相比，30岁以上消费者在情绪反应促动信任态度和购买意愿上表现得更积极。因此，针对中老年消费者进行营销时，零售商更应重视社会因子的建设，强化服务的参与性和互动性，以满足这部分群体对象征性价值的需求。
第三，享乐动机消费者对各类商店环境刺激的情绪反应均高于功能动机消费者，并且享乐动机消费者在情绪反应促动信任态度和购买意愿上也表现得更积极。可见，针对不同购物动机消费者的零售营销策略重心应不同。针对享乐动机消费者，零售商应全面突出商店环境刺激的整体优化和实施；针对功能动机消费者，零售商应在商品组合、质量和价值的提供上进行优化，满足他们对功利性购物价值的需求。综上所述，H12和H13成立。
五、结论与启示
(一)结论
本文以大型综合超市为研究对象，运用实证方法发现商店环境刺激通过消费者情绪反应影响其信任及购买意愿，并且消费者特征在其中发挥了重要调节作用，具体结论如下：
首先，商店环境刺激对消费者情绪反应的形成有推动作用，并且这种推动作用受消费者特征的调节影响。其中，商店环境在影响消费者情绪反应的机理上有一定差异性，氛围因子和社会因子对消费者的愉悦和唤起情绪都有影响，而设计因子只对愉悦情绪有显著影响，并且女性消费者对设计因子的情绪反应更大；30岁及其以下消费者对设计因子和氛围因子的情绪反应更大，30岁以上消费者对社会因子的情绪反应更大；享乐动机消费者对商店环境刺激的情绪反应高于功能动机消费者。
其次，消费者情绪反应既直接影响其购买意愿，同时又通过消费者信任对购买意愿产生间接作用，并且消费者特征对情绪反应与信任及购买意愿的关系有调节影响。研究进一步支持和扩充了S-O-R模型，证明了消费者信任态度在其中扮演重要作用，从而在零售商业环境下支持了“认知—情感—态度一行为”消费者行为模式的适用性。信任作为重要的中间变量，不仅受到消费者愉悦和唤起情绪的影响，而且在情绪反应影响消费者购买意愿的过程中起到重要传递作用。此外，女性消费者、30岁以上的消费者以及享乐动机消费者在情绪反应促动信任和购买意愿上表现得更积极。
(二)启示
本文研究结论对零售企业营销实践有重要启示。
第一，应重视无形性商店环境刺激要素的建设。相比设计因子的有形性，氛围因子和社会因子这类无形性的商店环境刺激要素更易全面激活消费者的情绪反应。零售商在维持合理设施的水平上，应强化对商店内部氛围的设计和管理，加强对员工的培训，改善服务质量。
第二，合理选择目标市场，针对不同顾客群推出不同商店环境刺激要素组合，进行精准营销。零售经理应明白如果想吸引某个特定顾客群，就应该在商店中为此提供相应的利益，如将年轻女性消费者作为服务对象，则要重视和改善商店的硬件条件和服务设施；将中老年消费者作为目标群体，则要突出对员工的管理，让员工展示好的仪表举止、服务态度和能力，提高员工与顾客的互动性。
第三，通过商店环境刺激提升消费者购买意愿和行为并非一蹴而就，而是要经过消费者情绪和态度因素的干预。零售商利用各种环境刺激物吸引消费者，既是商店环境刺激消费者情绪反应的过程，更是循序渐进地提高消费者信任态度，进而影响其购买意愿和行为的过程。因此，零售商应重视信任态度在消费者行为模式中的重要意义，完善和改进购物体验环境中消费者信任的建立机制。