范苗苗 魏勝 吳小丁

內容提要：大量的零售商店試圖通過裝修和重新設計來營造宜人的購物氛圍以提升競爭力，但很多改造后的商店并沒有收到預期的營銷效果。本文引入熟悉度作為調節(jié)變量、顧客信任作為中介變量，構建購物氛圍對惠顧意向的作用機理模型，分析實地調查的兩組數(shù)據(jù)，驗證購物氛圍對新老顧客惠顧意向的影響。結果顯示：購物氛圍通過顧客信任影響惠顧意向，良好的購物氛圍能夠提升新顧客對購物店的信任，但是對老顧客的影響較小;熟悉度在不同階段所起的作用并不相同，或存在某些類似熟悉度的調節(jié)變量，使購物氛圍對惠顧意向的影響有不同的作用邊界。因此，盡管引人入勝的購物氛圍是商店的有效營銷手段，但是進入到成熟階段、有了穩(wěn)定的顧客群體后，購物氛圍對惠顧意向的影響開始減弱，在一定時期內沒有必要繼續(xù)加大裝修商店的投資，而更為合理的營銷策略是加大購物氛圍以外的手段，努力提高顧客信任而增強顧客惠顧。

關鍵詞：購物氛圍;熟悉度;顧客信任;帶中介的調節(jié)效應

中圖分類號：F063.2;C93 文獻標識碼：A 文章編號：1001-148X（2020）08-0001-08

作者簡介：范苗苗（1991-），女，吉林伊通人，吉林大學商學院博士研究生，研究方向：零售管理、購物者行為;魏勝（1983-），本文通訊作者，男，黑龍江海倫人，哈爾濱商業(yè)大學管理學院講師，管理學博士，研究方向：購物者行為、旅游管理;吳小?。?954-），女，吉林省吉林市人，吉林大學商學院教授，博士生導師，經濟學博士，研究方向：商業(yè)集聚、零售管理。

基金項目：教育部人文社科重點研究基地浙江工商大學現(xiàn)代商貿研究中心和浙江省2011協(xié)同創(chuàng)新中心——現(xiàn)代商貿流通體系建設協(xié)同創(chuàng)新中心項目“流通數(shù)據(jù)挖掘的勘探路徑構建與優(yōu)化研究”，項目編號：15SMGK15YB。

一、引言

購物氛圍是實體零售店吸引顧客惠顧的重要手段，適合的購物氛圍和對購物店的熟悉程度引致新老顧客的購物經歷各不相同，新老顧客是否惠顧決策的差異性致使許多經營不好的實體商店熱衷于店面裝修升級。但是，在很多零售店面重新裝修升級后，裝修翻新的營銷優(yōu)勢未能帶來預期的營銷效果，致使商店改造戰(zhàn)略受到質疑[1-2]。購物氛圍的相關研究分為商店層面（即單個商店氛圍）和集聚層面（如購物中心氛圍、商業(yè)街氛圍）兩類，現(xiàn)有研究多側重從情感（如愉快、喚醒、控制）[3]、感知價值[4-5]等角度解釋購物氛圍對顧客行為產生影響的內在機制，以及不同購物氛圍對顧客行為的影響[3，6]，卻很少區(qū)分購物氛圍對新、老顧客影響的差異。鑒于顧客購物時可能依據(jù)購物的氛圍來判斷購物店是否可信，進而做出相應的惠顧決策，購物氛圍可能通過顧客信任影響到新老顧客的惠顧意向，但顧客信任是否能中介購物氛圍與惠顧意向的關系尚有待研究。

購物氛圍反映了零售商在創(chuàng)造購物環(huán)境方面的努力，有學者總結出56個具體的購物氛圍要素，在實際分析中通常選用其中的一種或幾種要素來測量購物氛圍，較為常見的測量要素包括主題色彩、燈光、布局、裝修風格、溫度、音樂、氣味等[7]，相關文獻匯總詳見表1。需要說明的是，雖然本文主要聚焦于大型購物中心的購物氛圍，而學界普遍認同商店層面的購物氛圍研究結論適用于大型購物中心的研究情境[8]，本文在梳理文獻時也納入了商店氛圍的相關研究成果。

從表1來看，學界對購物氛圍與購買行為關系的研究結論尚存在分歧。除部分研究把購物氛圍作為整體分析對象之外，大多數(shù)研究更關注購物的具體氛圍要素對顧客行為的影響，大部分學者認同多種氛圍要素一致能帶來積極的顧客行為。這些研究，一是側重分析如何操控具體氛圍要素（如燈光、顏色、音樂、氣味、溫度等），以帶來顧客在停留時間、購買數(shù)量、惠顧意向等方面的積極反饋;二是探討如何搭配多個氛圍要素刺激顧客的積極購買;三是有關氛圍要素一致性的討論，包括單個氛圍要素與商店主題一致以及多個氛圍要素一致性對顧客行為的影響。盡管大多數(shù)研究表明良好的購物氛圍能夠帶來積極的顧客反饋，但值得注意的是購物氛圍對顧客行為的無效影響[8-9]，還有購物氛圍對顧客行為的負向影響[10]。這就暗示了購物氛圍對顧客行為的影響存在邊界條件，二者關系間可能存在某些調節(jié)變量，發(fā)現(xiàn)并檢驗這些調節(jié)變量的作用機制有助于弄清購物氛圍與顧客行為的關系。另外，有的研究注意到了購物氛圍影響不同類型顧客購物的差異性[6]，這就說明顧客類型或許是一種值得分析的調節(jié)變量。

新老顧客對購物氛圍有不同的反應，購物氛圍對新老顧客的惠顧意向存在差異。一方面，新老顧客對購物環(huán)境的熟悉程度不同，對既有購物氛圍的關注度不一樣，尤其老顧客對購物氛圍的關注較弱;另一方面，老顧客的購物經歷更豐富，在做出惠顧決策時受購物氛圍影響的可能性更小。另外，購物氛圍對顧客惠顧的影響會經由顧客內在心理推測出購物店是否值得信賴而決定是否再次惠顧[3-4]，顧客對購物店的信任可能中介購物氛圍對顧客惠顧意向的影響。如果顧客信任的中介作用成立，那么新老顧客在購物氛圍、顧客信任、惠顧意向關系的不同階段是否有不同的反應差異更需要進一步驗證。

現(xiàn)在許多商店存在于集聚內，且集聚的購物氛圍在吸引顧客方面比單個商店的購物氛圍發(fā)揮的作用更大，分析集聚層面的購物氛圍從這點來看意義更大。這方面的研究既能明確購物氛圍與顧客惠顧意向的關系，又能為購物店的實踐提供具體指導。從顧客類型視角出發(fā)，本文以購物氛圍為研究對象，以購物氛圍為自變量，以顧客信任為中介變量、惠顧意向為因變量，引入顧客對購物店的熟悉度作為調節(jié)變量構建效應模型，分析熟悉度在購物氛圍與惠顧意向關系之間的調節(jié)作用，剖析購物氛圍對顧客惠顧意向產生影響的內在作用機理，檢驗熟悉度在該機制內不同路徑上的調節(jié)效應。

二、購物氛圍、熟悉度與惠顧意向

新老顧客是相對而言的，可用于區(qū)分新老顧客的方法有兩種：一是從時間維度出發(fā)，以顧客與企業(yè)建立關系的時間長度或顧客接受企業(yè)服務的次數(shù)[11]為標準;二是考慮顧客的參與性，以顧客對企業(yè)服務的熟悉程度或顧客的經驗積累為標準[12]。本文采用第二種分類方法區(qū)分新老顧客，分析顧客熟悉度對購物氛圍與顧客惠顧意向關系的調節(jié)作用。

（一）購物氛圍與惠顧意向

惠顧意向是指顧客瀏覽、購買商品或服務的可能性，良好的購物氛圍能顯著提升顧客對購物店的印象，對購物店氛圍的好感會引發(fā)顧客對商品的積極感知，這種印象感知還能影響顧客的情感狀態(tài)[3]，并能有效轉化為積極的顧客惠顧和口碑傳播[13]，諸如店內主題色彩、燈光、室內設計風格、陳列布局、室內溫度等[4，6，8，14]被證實對顧客惠顧有促進作用。據(jù)此，本文提出如下假設：

H1：購物氛圍對顧客惠顧意向有正向影響。

（二）熟悉度的調節(jié)作用

一般情況下的熟悉度是指顧客對購物店的熟悉、了解程度，反映了顧客準確評價購物店的能力[15]，顧客是否決定惠顧某家購物店就是在評價該購物店的吸引力。當人們具有較高的專業(yè)知識和能力時，更傾向、甚至只利用與商品或服務相關的中心信息來評價購物店;反之，對購物店的評價更愿意采用外圍路徑（即利用與環(huán)境相關的信息）[16]。對不熟悉的購物店，顧客知之甚少，較高的信息不對稱使得顧客無法掌握與商品或服務相關的中心信息，顧客只能利用購物環(huán)境的相關信息做出惠顧決策;對熟悉的購物店，顧客掌握了一定的與商品或服務相關的中心信息，具有了充足的先驗知識，有能力做出合理評價。此時，顧客的惠顧決策更傾向、甚至只選擇中心路徑，對購物氛圍等外圍信息依賴較少。據(jù)此，本文提出如下假設：

H2：熟悉度負向調節(jié)購物氛圍與惠顧意向的關系，顧客對購物店的熟悉度越低，購物氛圍對顧客惠顧意向的影響越大。

（三）變量測量

本文采用燈光、主題色彩、溫度、裝修風格以及購物店布局測量購物氛圍[7]，采用“我對這里非常熟悉”，“我經常來這里”，“很長時間以來，我都光顧這里”，“我對這里非常了解”測量顧客對購物店的熟悉度[15]，采用“將來我還會來這里購物”，“這里是我的首選”，“我會嘗試該店新推出的商品和服務”測量顧客對購物店的惠顧意向[17]，所有量表采用Likert 5點量表形式，“1”代表“非常不同意”，“5”代表“非常同意”。

（四）數(shù)據(jù)收集與分析

本文采用問卷調查法對購物店內的顧客進行實地調研，在正式發(fā)放問卷之前通過預調研結果修正了調查問卷，最終在長春市歐亞賣場正式發(fā)放300份問卷。在剔除大面積無應答問卷、漏填和錯填問卷后，將剩余261份問卷用于數(shù)據(jù)的分析，有效問卷回收率為87%。所收集的樣本中年齡在25歲以下的共89人，占比34.1%;25歲-50歲的共163人，占比62.5%;職業(yè)構成中學生共56人，占比21.5%。樣本構成基本符合購物店的顧客特征。

各量表的Cronbachs α均大于0.7，熟悉度的Cronbachs α為0.864，購物氛圍的Cronbachs α為0.773，惠顧意向的Cronbachs α為0.705，各量表信度較好。在此前提下利用驗證性因子分析檢驗各構念的聚合效度、判別效度，模型擬合度較好（CMIN/DF=2.167，IFI=0.953，CFI=0.952，RMSEA=0.067），具體結果見表2。所有構念的組合信度均大于0.7，每個題項的因子載荷均大于0.5，各構念的聚合效度通過檢驗。每個構念的AVE平方根均大于該構念與其他構念的相關系數(shù)，各構念具有較好的判別效度。

本文利用Spss的Process程序估計模型參數(shù)，選用Model1，在95%的置信水平下進行5000次Bootstrap迭代，具體結果見表3。購物氛圍對惠顧意向的回歸系數(shù)（0.439）顯著為正（p<0.001），表明購物氛圍對惠顧意向有顯著的正向影響，假設1得到支持;購物氛圍×熟悉度的交互項回歸系數(shù)（-0.010，p>0.05）不顯著，說明熟悉度在購物氛圍與惠顧意向之間的調節(jié)作用未得到數(shù)據(jù)支持。為了排除標準誤的影響，在95%置信水平下進行5000次Bootstrap迭代，結果（參見表3）顯示，當熟悉度分別取高低不同水平時，調節(jié)項（購物氛圍×熟悉度）的置信區(qū)間為[-0.153，0.163]，該區(qū)間包含0，表明調節(jié)作用不成立，假設2未得到支持。

數(shù)據(jù)分析的結果顯示熟悉度未能調節(jié)購物氛圍與惠顧意向之間的關系，購物氛圍對新老顧客惠顧意向的影響沒有顯著差異。然而，面對熟悉的購物店和陌生的購物店，顧客對其購物氛圍的反應會有所不同，或許是購物氛圍對顧客惠顧意向的影響并不是直接的，而是存在某些中介變量，并將二者的關系分為不同階段，熟悉度的調節(jié)作用可能體現(xiàn)在購物氛圍與惠顧意向的某一階段。

三、購物氛圍、熟悉度、顧客信任與惠顧意向

通過引入中介變量，本文剖析購物氛圍對顧客惠顧意向產生影響的內在機制，并分析顧客熟悉度在不同路徑上的調節(jié)效應。

（一）S-O-R模型

關于購物氛圍作用機制的研究大多依賴環(huán)境心理學的S-O-R模型：個體對環(huán)境刺激（S）產生“內在”反應（O），表現(xiàn)出相應的行為（R），這種“內在”反應是顧客的某種心理狀態(tài)，這種內在反應指的是個體情感（即愉快、喚醒、控制），環(huán)境刺激通過激發(fā)顧客不同的情感狀態(tài)，引致顧客采取不同的趨避行為[3]。所以，在面對購物氛圍刺激時，顧客會潛意識地對購物氛圍要素做出最直觀的感知評價[4-5]，特別是在不熟悉的購物店，這種感知評價很可能是對其“是否值得在此購買”的信任判斷，而這種由購物氛圍帶來的判斷最終會體現(xiàn)到惠顧行為上。據(jù)此，本文引入顧客對購物店的信任（以下簡稱顧客信任）作為S-O-R模型中顧客的內在反應O（即中介變量），并構建購物氛圍與惠顧意向關系的兩階段中介模型。

（二）顧客信任的中介作用

顧客信任是顧客惠顧意向的有力預測，代表了顧客對商店品牌、商品或服務的可靠性感知，通常認為是顧客對商品或服務提供者能夠依照諾言提供商品和服務所抱有的期待[18]，購物氛圍會正向影響顧客信任。商店氛圍常被視為商店印象的重要構成維度，商店環(huán)境可以影響顧客對銷售人員的信任感知，顧客對商店環(huán)境的感知會引起顧客認知和情感上的反應[4]。不僅如此，商店環(huán)境對其他信任結果也有積極的影響[19]，可據(jù)此間接推演出商店氛圍對顧客信任有積極影響，對顧客信任的積極影響可以擴展到購物氛圍的研究情境。另外，忠誠顧客通常表現(xiàn)出購買或未來購買的可能性，這些可能性反映了顧客的惠顧意向。因此，構成顧客忠誠重要前因的顧客信任[20]不僅能降低顧客感知風險，還會對惠顧意向有正向影響[21]。通過構建購物氛圍—顧客信任—惠顧意向的S-O-R模型，本文提出如下假設：

H3：購物氛圍通過顧客信任影響顧客惠顧意向，顧客信任在購物氛圍與惠顧意向間起中介作用。

（三）熟悉度的調節(jié)作用

在S-O-R模型的兩個路徑上需要分別探討熟悉度在購物氛圍與顧客信任（S-O）階段、顧客信任與惠顧意向（O-R）階段的調節(jié)效應，熟悉度影響著購物氛圍與顧客信任之間的關系。購物氛圍屬于購物店的外部線索，商品和服務的相關信息屬于購物店的內部線索，顧客對購物店的熟悉程度直接影響其對購物店內部線索的掌握程度，顧客信任是對購物店商品或服務可靠性的推斷，顧客熟悉度影響著顧客在推斷購物店可靠性時對不同線索的依賴程度。面對不熟悉的購物店，顧客對購物店的相關商品和服務信息知之甚少，需要通過其他認知對購物店的可靠性做出判斷，包括基于外部線索側面推斷購物店是否值得信賴。面對熟悉的購物店，顧客基于以往的購物經歷對購物店的內部線索有了一定的先驗認知，更多地依賴諸如商品質量、服務水平、服務人員、購物諾言履行情況等內部線索直接判斷，購物氛圍等外部線索的直觀刺激對顧客信任的影響相對降低。因此，顧客對購物店越熟悉越能掌握更多的內部線索，在推測購物店可靠性時對外部線索的依賴越小，本文提出如下假設：

H4：熟悉度負向調節(jié)購物氛圍與顧客信任的關系，顧客對購物店的熟悉度越低，購物氛圍對顧客信任的影響越大。

品牌的熟悉度影響顧客對品牌的評價信心，顧客對購物店的熟悉度也會影響顧客對購物店可靠性評價（即顧客信任）的信心，顧客對所形成信任的信心越高越能帶來積極的惠顧意向。第一，在形成顧客信任（即S-O）階段，對購物店熟悉度高的顧客更依賴內部線索，熟悉度低的顧客更依賴購物氛圍等外部線索，內部線索比外部線索能更好地研判事物的真實狀態(tài)。因此，在形成顧客信任階段，對購物店熟悉度高的顧客對所形成信任的信心會高于熟悉度低的顧客。第二，在形成顧客信任之后，熟悉購物店的顧客能憑借豐富的購物經歷和掌握的其他信息，確認、驗證這種信任在多大程度上是“可靠的”，而不熟悉購物店的顧客則缺少相應的信息來鞏固其信任強度。因此，顧客對購物店越了解越能確認自己對購物店的信任推斷在多大程度上是“正確的”，本文提出如下假設：

H5：熟悉度正向調節(jié)顧客信任與惠顧意向之間的關系，顧客對購物店的熟悉度越高，顧客信任對惠顧意向的影響越大。

（四）變量測量

本文新增了“顧客信任”這一變量，測量的量表來自Johnson和Grayson[22]的研究，共有6個題項（見表4），使用Likert五點量表形式，“1”代表“非常不同意”，“5”代表“非常同意”。

（五）數(shù)據(jù)收集與分析

仍然使用問卷調查法收集數(shù)據(jù)，在長春市歐亞賣場正式發(fā)放300份問卷，剔除大面積無應答問卷、漏填和錯填問卷后，剩余258份問卷用于后續(xù)的數(shù)據(jù)分析，有效問卷回收率為86%，樣本構成基本符合顧客特征。其中，年齡在25歲以下的顧客共103人，占比39.9%，25歲-50歲的顧客共149人，占比57.8%;職業(yè)為學生的顧客共64人，占比24.8%。

各量表的Cronbachs α均大于或接近0.7，熟悉度的Cronbachs α為0.861，購物氛圍的Cronbachs α為0.771，顧客信任的Cronbachs α為0.759，惠顧意向的Cronbachs α為0.690，接近0.7，量表信度通過檢驗。在此基礎下利用驗證性因子檢驗各構念的聚合效度、判別效度，模型擬合度較好（CMIN/DF=2.061，IFI=0.911，CFI=0.910，RMSEA=0.064），具體結果見表5。每個題項的因子載荷均大于0.5，所有構念的組合信度（CR）除惠顧意向之外均大于0.7，其中惠顧意向的組合信度為0.696，接近0.7，各構念的聚合效度達到標準。每個構念的AVE平方根均大于該構念與其他構念的相關系數(shù)，各構念的判別效度通過檢驗。

本文選用Model58，利用Spss數(shù)據(jù)分析軟件的Process程序估計模型參數(shù)，在95%的置信水平下進行5000次Bootstrap迭代，模型參數(shù)估計結果見表6。首先，購物氛圍對惠顧意向的回歸系數(shù)（0.318）顯著（p<0.001）為正，表明購物氛圍對惠顧意向有顯著的正向影響，假設1得到支持。在S-O階段，購物氛圍對顧客信任的回歸系數(shù)（0.287）顯著（p<0.001）為正，表明購物氛圍對顧客信任有顯著的正向影響。在O-R階段，顧客信任對惠顧意向的回歸系數(shù)（0.465）顯著（p<0.05）為正，表明顧客信任對惠顧意向有顯著的正向影響，說明顧客信任在購物氛圍與惠顧意向之間起了中介作用，假設3得到支持。分析自變量購物氛圍在調節(jié)變量熟悉度不同水平上的中介效應值（見表7），當熟悉度分別取均值以及加減一個標準差的水平時，顧客信任的中介效應區(qū)間分別為[0.079，0.201]、[0.017，0.238] 和[0.032，0.217]，每個區(qū)間都不包含0，說明顧客信任的中介效果顯著，且顧客信任的中介作用受熟悉度的調節(jié)。表6的數(shù)據(jù)分析結果顯示調節(jié)項購物氛圍×熟悉度的回歸系數(shù)（-0.101）在S-O階段顯著（p<0.05）為負，說明熟悉度負向調節(jié)了購物氛圍和惠顧意向之間的關系，假設4得到支持;調節(jié)項顧客信任×熟悉度的回歸系數(shù)（0.154）在O-R階段顯著（p<0.05）為正，說明熟悉度正向調節(jié)了顧客信任和惠顧意向之間的關系，假設5得到支持。

四、總效應模型

為了更準確地描述購物氛圍、熟悉度、顧客信任與惠顧意向之間的關系，在兩階段調節(jié)模型的基礎上綜合第一階段研究，構建購物氛圍與惠顧意向關系的總效應模型（見圖1），檢驗模型使用第二次收集的數(shù)據(jù)。兩階段調節(jié)模型的擬合度是可以接受的（R2=0.424），但是這個模型并未檢驗熟悉度在購物氛圍與惠顧意向之間的直接調節(jié)作用是否不成立。

本文調用Model59，利用Spss的Process程序對總效應模型進行估計，在95%的置信水平下進行5000次Bootstrap迭代，模型參數(shù)估計結果見表8，發(fā)現(xiàn)購物氛圍對惠顧意向的回歸系數(shù)（0.318）顯著（p<0.001）為正，表明購物氛圍對惠顧意向有正向影響，假設1得到支持;購物氛圍在S-O階段對顧客信任的回歸系數(shù)（0.287，p<0.001）顯著，顧客信任對惠顧意向的系數(shù)在O-R階段（0.462，p<0.001）顯著，說明顧客信任在購物氛圍與惠顧意向之間起中介作用，假設3得到支持。在不同的熟悉度水平下（熟悉度分別取均值、均值加減一個標準差）進一步分析顧客信任中介作用的結果見表9，顧客信任的中介效應區(qū)間分別為[0.078，0.201]、[0.018，0.244]和[0.026，0.213]，每個區(qū)間都不包含0，說明顧客信任的中介效應顯著，且顧客信任的中介作用受熟悉度調節(jié)。再來看熟悉度的調節(jié)效應（見表8），調節(jié)項購物氛圍×熟悉度對惠顧意向的回歸系數(shù)（-0.018，p>0.05）不顯著，表明熟悉度在購物氛圍和惠顧意向間未起到調節(jié)作用，假設2未得到支持。調節(jié)項購物氛圍×熟悉度對顧客信任的回歸系數(shù)在S-O階段顯著為負（-0.101，p<0.05），表明熟悉度負向調節(jié)購物氛圍和顧客信任的關系，假設4得到支持。調節(jié)項顧客信任×熟悉度對惠顧意向的回歸系數(shù)在O-R階段顯著為正（0.160，p<0.05），說明熟悉度正向調節(jié)了顧客信任和惠顧意向之間的關系，假設5得到支持。

總效應模型的數(shù)據(jù)分析結果顯示，熟悉度負向調節(jié)了購物氛圍與顧客信任關系，正向調節(jié)了顧客信任與惠顧意向關系，但是在購物氛圍與惠顧意向之間并未起到直接的調節(jié)作用?？傮w來看，這意味著雖然購物氛圍對新老顧客惠顧意向的影響并沒有顯著差異，但購物氛圍對新老顧客惠顧意向的具體作用機制卻完全不同：新顧客更依賴購物氛圍形成顧客信任，但這種信任卻不能有效轉化成惠顧意向;盡管老顧客信任的形成較少依賴購物氛圍等環(huán)境線索，但所形成的信任卻能顯著提升惠顧意向。

五、結論與啟示

通過三次理論模型構建、兩次顧客數(shù)據(jù)收集，本文實證檢驗了購物氛圍對新老顧客惠顧意向的影響。結果表明：（1）熟悉度在購物氛圍與惠顧意向之間并沒有起到直接的調節(jié)作用，主要是因為熟悉度間接調節(jié)了購物氛圍與惠顧意向之間的關系。（2）熟悉度在購物氛圍與惠顧意向關系的間接路徑上具有相反的調節(jié)效應：熟悉度負向調節(jié)購物氛圍與顧客信任的關系，正向調節(jié)顧客信任與惠顧意向之間的關系。這說明良好的購物氛圍能夠提升新顧客對購物店的信任，但是對老顧客的影響較小;老顧客對購物店的信任能夠增強其惠顧意向，而新顧客的信任對惠顧意向的影響相對較弱。上述研究結論不僅豐富了“購物氛圍和惠顧意向”關系的研究內容和視角，也為企業(yè)實踐提供了一個方向：購物氛圍對新老顧客惠顧意向的作用大小不同，在裝修升級前應考慮現(xiàn)有新老顧客的構成。盡管通過引人入勝的購物氛圍吸引顧客是購物店的有效手段，但購物店進入到成熟階段、有了穩(wěn)定的顧客群體時，購物氛圍對惠顧意向的影響開始減弱，在一定時期內沒有必要繼續(xù)加大裝修購物店的投資，更為合理的營銷策略是通過加大購物氛圍以外的手段提高顧客信任、增強顧客惠顧。

參考文獻：

[1] Brüggen E C， Foubert B， Gremmer D D. Extreme Makeover： Short and Long-term Effects of a Remodeled Servicescape[J]. Journal of Marketing， 2011，75（5）： 71-87.

[2] Dagger T S， Danaher P J. Comparingthe Effect of Store Remodeling on New and Existing Customers[J]. Journal of Marketing， 2014，78（3）： 62-80.

[3] Leenders M AAM， Smidts A， Haji A El. Ambient Scent as a Mood Inducer in Supermarkets： the Role of Scent Intensity and Time-pressure of Shoppers[J]. Journal of Retailing and Consumer Services， 2019，48（5）：270-280.

[4] 吳小丁，蘇立勛，魏勝. 基于情緒信任的店鋪環(huán)境線索與再惠顧行為關系研究[J]. 經濟管理，2016，38（8）：98-108.

[5] 沈鵬熠，萬德敏.在線零售企業(yè)社會責任能促進顧客忠誠嗎？——一個被調節(jié)的中介效應模型檢驗[J].哈爾濱商業(yè)大學學報：社會科學版，2019（5）：89-100.

[6] Van Rompay T J L， Tanja-Dijkstra K， Verhoeven J W M， et al. On Store Design and Consumer Motivation： Spatial Control and Arousal in the Retail Context[J]. Environment and Behavior， 2012，44（6）：800-820.

[7] Sit J， Merrilees B， Birch D. Entertainment-seeking Shopping Centre Patrons： the Missing Segments[J]. International Journal of Retail & Distribution Management， 2003，31（2）： 80-94.

[8] Wakefield K L， Baker J. Excitement at the Mall： Determinants and Effects on Shopping Response[J]. Journal of Retailing， 1998，74（4）： 515-539.

[9] Schifferstein H N J， Blok S T. The Signal Function of Thematically（in） Congruent Ambient Scents in a Retail Environment[J]. Chemical Senses， 2002，27（6）：539-549.

[10]Lunardo R， Mbengue A.When Atmospherics Lead to Inferences of Manipulative Intent： Its Effects on Trust and Attitude[J]. Journal of Business Research， 2013，66（7）：823-830.

[11]洪志生，霍佳震，蘇強. 單次服務過程中新老顧客質量感知波動的差異分析[J]. 南開管理評論，2013，16（3）：109-117.

[12]Boulding W， Kalra A， Staelin R. The Quality Double Whammy[J]. Marketing Science， 1999，18（4）： 463-484.

[13]Chebat J C， Sirgy M J， Grzeskowiak S. How Can Shopping Mall Management Best Capture Mall Image？[J]. Journal of Business Research， 2010，63（7）：735-740.

[14]Biswas D， Szocs C， Chackor， Wansink B. Shining Light on Atmospherics： How Ambient Light Influences Food Choices[J]. Journal of Marketing Research， 2017，54（1）： 111-123.

[15]Chaudhuri A， Ligas M. Consequences of Value in Retail Markets[J]. Journal of Retailing， 2009， 85（3）：406-419.

[16]Massicotte M， Michon R， Chebat J. Effects of Mall Atmosphere on Mall Evaluation： Teenage versus Adult Shoppers[J]. Journal of Retailing and Consumer Services， 2011，18（1）：74-80.

[17]Zeithaml V A， Berry L L， Parasuraman A. The Behavioral Consequences of Service Quality[J]. The Journal of Marketing， 1996，60（2）： 31-46.

[18]Sirdeshmukh D， Singh J， Sabol B. Consumer Trust， Value， and Loyalty in Relational Exchanges[J]. Journal of Marketing， 2002，66（1）：15-37.

[19]Guenzi P， Johnson M D， Castaldo S. A Comprehensive Model of Customer Trust in Two Retail Stores[J]. Journal of Service Management， 2009，20（3）：290-316.

[20]Porral C C， Levy-Mangin J. Food Private Label Brands： the Role of Consumer Trust on Loyalty and Purchase Intention[J]. British Food Journal， 2016，118（3）：679-696.

[21]Oghazi P， Karlsson S， Hellstrm D， Hjort K. Online Purchase Return Policy Leniency and Purchase Decision： Mediating Role of Consumer Trust[J]. Journal of Retailing and Consumer Services， 2018，4（1）：190-200.

[22]Johnson D， GraysonK. Cognitive and Affective Trust in Service Relationships[J]. Journal of Business Research， 2005，58（4）：500-507.

（責任編輯：關立新）