線下環境因素對消費者體驗意愿的影響

廖成林 劉吟

摘要：本文以刺激-機體-反（S-O-R）饋范式的理論框架為基礎，結合體驗營銷理論、環境因素理論以及讓渡價值理論，依據296份有效的樣本數據，利用SPSS軟件和LISREL軟件進行數據處理，運用結構方程模型進行檢驗假設，分析了各線下體驗環境要素對消費者體驗意愿的影響機制。研究結果顯示：線下體驗商店（或展廳）的環境刺激對消費者體驗意愿存在明顯的間接影響效應，且商店環境中的設計因子的間接影響效應最大，而社會因子的間接影響效應最小；當消費者受到不同的環境因子刺激時，不同特征的消費者所產生的價值感知和體驗成本感知存在明顯的差異。

關鍵詞：線下體驗環境；消費者特征；價值感知；體驗成本感知；體驗意愿

中圖分類號：F27 文獻標識碼：A

一、引言

近年來，體驗行業的迅速發展日益受到國內外學者和廠商的關注與研究。其主要原因在于：首先，體驗式營銷使蘋果公司在短短的10年內取得了驚人的成就和巨大的利潤。2012年1-9月，蘋果公司僅在中國市場銷售額就高達238億美元，凈利潤同比增長24%，遠超同類產品。蘋果公司的成就吸引了越來越多的學者開始探索體驗經濟與體驗營銷，也帶動越來越多的廠商投身體驗行業之中。其次，電子商務市場的興起與中國市場上日益嚴峻的誠信問題難以匹配。隨著通貨膨脹和生活壓力的日趨加重，越來越多的消費者選擇網上購物，以減輕自身的經濟壓力。但是，電子商務市場的監管體系還有待完善，部分消費者為了應對賣家的誠信問題，節約時間和貨幣成本，開始選擇 “線下體驗，線上購買”的消費模式。同時，為了迎合消費者新的購物模式，電子商務企業也開始向線下延伸。例如：淘寶準備在全國建立超過3萬家代購體驗店；凡客誠品開始在線下開設自己的品牌體驗店。

國外學者研究發現：通過體驗，消費者會形成與品牌相關的記憶，從而影響消費者的滿意度和忠誠度（Oliver 1997； Reicheld 1996； Schmitt 2009）。體驗環境作為對消費者最直接的線下刺激之一，長久以來一直是廠商之間的重要競爭工具，對消費者的決策和廠商的綜合績效存在著重要的作用。隨著線下體驗商店的日益增多以及各品牌間劇烈的競爭，廠商應如何刺激消費者主動光顧體驗商店和參與品牌體驗？哪些因素在影響消費者的體驗意愿？

綜觀以往研究，我們發現：（1）多數研究只選擇了單一的商店環境刺激因素作為研究對象，探討其對消費者光顧心理和意愿的影響，缺乏將多因素的商店環境刺激作為研究對象的實證研究。（2）大多數學者在研究商店環境對消費者行為影響的過程中，將消費者作為“經濟人”，而非“社會人”。但是，隨著時代的進步與社會經濟的快速發展，簡單追求利益最大化已不再是實際需求，消費者在滿足自我需求的過程中不僅重視其付出的貨幣成本，還日漸重視非貨幣成本（包括時間成本、體力成本和精神成本）。（3）消費者體驗意愿作為消費者行為的一部分，并沒有被進行獨立的研究。（4）已有結論多是基于歐美成熟市場的分析，且大部分研究均是基于線上環境背景展開，缺乏在中國線下商業情境中對“商店環境刺激-讓渡價值感知-體驗意愿”鏈條間的作用關系進行全面的實證分析。

本文以智能終端行業（包括PC，平板電腦以及智能手機）為例，從消費者價值感知的視角，依據296份樣本數據，運用結構方程模型，探索商店環境刺激對消費者體驗意愿的影響機制，以期進一步完善相關理論，為廠商的營銷活動提供實踐指導。

二、基本理論

（一）環境因素

1986年，Baker[1]首先提出了一個商店環境刺激因素的分類框架。他認為商店環境刺激因素包含：設計因子、氛圍因子和社會因子。設計因子是消費者能意識到的在他們面前存在的可視元素，包括功能性和審美性元素，如商店設施、建筑物、商品陳列、通道設計、顏色、整潔干凈。氛圍因子是商店的背景特征和刺激（主要包括溫度、燈光、音樂、氣味和噪音），它是使顧客在商店內感到溫暖、舒適和放松的無形環境因素，傾向于從潛意識影響消費者。社會因子是與店內的人們相關的，包括店內員工和顧客的數量、類型和行為。其中，店內員工尤為重要，因為企業能有效控制店內員工的數量、類型和行為。

在體驗商店情景中，環境刺激因素包括店內的顏色背景、商品陳列、音樂、噪音、燈光、服務人員、顧客數量等，它們共同構成商店內部實體特征和物理環境。目前，國內外學術界主要從單個要素層面探討商店環境刺激要素的影響，缺乏從更為綜合的視角實證考察設計因子、氛圍因子和社會因子對消費者價值感知和行為影響的研究。

（二）消費者讓渡價值感知

Porter（1985）最早提出了消費者感知價值的概念，認為感知價值是消費者感知績效與消費者感知成本之間的權衡，即感知利得（perceived benefits）與感知利失（perceived sacrifices）之間的權衡（trade-off）。

菲利普·科特勒進一步指出消費者價值是整體顧客價值與整體顧客成本之間的差額部分，即消費者讓渡價值。其中，消費者總價值由四個部分組成，即產品價值、服務價值、人員價值和形象價值；消費者總成本則由貨幣成本、時間成本、體力成本和精神成本四個部分組成。本文以菲利普·科特勒所提出的消費者讓渡價值理論作為研究基礎。

廠商通過開設線下體驗商店，為消費者營造環境刺激，一方面喚起他們以往關于該品牌的感知、偏好和評價的記憶，即顧客以往的價值感知；另一方面，刺激顧客對該品牌進行新的學習和認識，產生的新的價值感知。同時，由于環境因子的刺激，消費者作為“社會人”，將產生對參與體驗所需付出的時間成本、體力成本和心理成本的感知。消費者通過內在權衡，做出是否參與體驗（或優先參與該品牌的體驗活動）的行為決策。

（三）消費者體驗意愿

消費者體驗意愿主要是指消費者在沒有確定的購物意愿下，愿意進入體驗商店，主動學習該商店提供的產品的相關知識或接受該商店提供的服務的行為意愿。消費者體驗意愿是消費者惠顧意愿的一部分表述。惠顧意愿是惠顧行為的一個前導變量，主要是指消費者對商店的光顧意愿，是消費者愿意接受商店提供的服務或主動學習產品知識或購買產品的行為意愿。Zeithaml （2002）等認為惠顧意愿包括愿意去該商店購物的可能性以及將此商店推薦給其他人的可能性。本文所研究的消費者體驗意愿包括了愿意進入體驗商店的可能性、愿意優先參與該體驗商店的可能性以及愿意推薦該體驗商店的可能性。

（四）S-O-R模型

1982年，Donovan和Rossiter將環境心理學中的S-O-R模型引入到市場營銷研究領域。S-O-R 模型解釋了物理環境怎樣影響個體的內部和行為狀態，是探討物理環境與行為關系的代表性成果。S-O-R 模型由刺激（Stimulus）、機體（Organism）以及反饋（Response）構成，它認為環境（產品特點、品牌聲譽、促銷、價格、陳列、音樂、服務等）是包含許多線索的刺激物，這些線索共同影響機體內部的感知與認知狀態，從而創建接納/規避行為反饋。本文以S-O-R模型為理論基礎，以智能終端行業（包括PC，平板電腦以及智能手機）的線下體驗商店為研究場所，系統地考察設計因子、氛圍因子和社會因子三類商店環境刺激對消費者價值感知及體驗意愿的影響機制。

三、研究假設與模型

本文所研究的是關于消費者是否參與體驗的行為意愿，筆者設定的研究場所是智能終端行業（包括PC，平板電腦以及智能手機）廠商所提供的免費體驗商店或體驗展廳，消費者參與體驗是無需花費貨幣成本的。故本文中消費者體驗成本感知不包含貨幣成本感知。

（一）環境因素與消費者讓渡價值感知

Bitner（1992）[2]認為消費者根據商店環境的設計因子、社會因子和氛圍因子對商店進行評估，因為消費者相信這些因子為他們提供了與產品相關屬性的可靠信息，包括產品質量、價格等。

1.設計因子與消費者讓渡價值感知的關系。國外研究人員發現商店的環境設計與顧客的服務質量感知存在直接聯系，即顧客會依靠環境設計去評估該環境提供商的服務質量（Baker1987；Crane and Clarke1988；Bitner1992）。Olshavsky（1985） 認為零售商店的環境設計是一種影響顧客產品質量評價的基本要素。其后，國外學者根據不同的實際背景對這一理論加以驗證。Jacoby（1986）發現顧客依據商店中裝飾圖片評估產品質量。Heath（1995）以餐館為研究背景，發現餐館洗手間的干凈程度作為一項非常重要的因素影響著顧客對該餐館所提供的食物質量的感知。Baker 等（2002）的研究表明：差的店內設計會使消費者心理成本上升，而心理成本代表消費者在購物體驗中的心理壓力[3]。

因此，本文提出如下假設：

H1：良好的設計因子對消費者價值感知有直接的顯著影響

H2：良好的設計因子對體驗成本感知有直接的顯著影響

2.氛圍因子與消費者讓渡價值感知的關系。Baker等的（2002）[3]研究表明商店中的氛圍因子與顧客的服務質量感知存在聯系。Areni and Kim（1993）[4]通過研究酒吧所播放的背景音樂與顧客消費之間的聯系，發現在不同的背景音樂下顧客的購買意愿存在差異性，即音樂對顧客的商品質量感知存在暗示作用。

研究表明：氛圍因子會刺激顧客在商店消費的過程中產生心理成本，并做出情緒反應。而音樂在這些氛圍因子中占據著重要的比重，因為音樂能夠緩解顧客因為長時間等待而形成的心理壓力。進一步的研究證實：如果商店中的背景音樂是顧客所熟知且可接受的，那么它將降低顧客對在該商店中所花費的等待時間的感知，即顧客的時間成本感知。

因此，本文提出如下假設：

H3： 良好的氛圍因子對消費者價值感知有直接的顯著影響

H4： 良好的氛圍因子對體驗成本感知有直接的顯著影響

3.社會因子與消費者讓渡價值感知的關系。商店中雇員的數量和儀表舉止是該商店服務質量的一種體現。Wicker（1973）認為商店中雇員的數量對顧客的感知和反饋存在影響。

通過對商店雇員的屬性進行了分類和闡述，國內外研究人員發現員工是否友好對顧客而言尤為重要。Hartline 和 Ferrell（1996）[5]認為店員和顧客的互動性對顧客的服務質量評價存在影響，即員工與顧客正向的互動可能會影響顧客的服務質量感知。Baker（2002）[3]的研究進一步驗證了商店所呈現社會因子對顧客的產品質量感知存在正向影響，而店員則是社會因子的主要組成部分。

Eroglu and Machleit（1990）認為商店所呈現的社會元素影響顧客對商店擁擠程度的感知，而商店的擁擠程度將直接影響顧客在商店中所花費的時間成本。此后，Baker（2002）[3]在其研究中進一步驗證了商店中員工的數量對顧客的時間成本感知存在影響，即商店中更多的員工數量會暗示顧客將花費更少的時間搜尋他們期望的產品。同時，他還發現當商店中雇員不足時，顧客會變得煩躁和焦慮。

因此，本文提出如下假設：

H5： 良好的社會因子對消費者價值感知有直接的顯著影響

H6： 良好的社會因子對體驗成本感知有直接的顯著影響

（二）消費者讓渡價值感知與體驗意愿

Zeithaml （1988）[6]認為感知商品價值是顧客購買意愿和行為的初始驅動因素，同時顧客購物所花費的成本也直接影響顧客惠顧意愿。消費者感知到的價值越高，惠顧意愿會越強（Donovan，Wakefield，Barnes）[2]。消費者惠顧意愿的定義中包含了對體驗意愿的闡述，但是目前將消費者體驗意愿單獨作為研究對象的文獻還很少。為了驗證消費者讓渡價值與體驗意愿的關系，本文提出如下假設：

H7： 消費者價值感知對消費者體驗意愿有直接的顯著影響

H8： 體驗成本感知對消費者體驗意愿有直接的顯著影響

（三）消費者特征的調節作用

Bloch（1995）[7]認為消費者的認知過程與個體的性別、年齡、職業、學歷等人口特征有關。Dawson等（1990）認為消費者對商店環境刺激的認知隨著消費者特征的不同而發生變化，而不同特征的消費群體由于其購物動機、心態和個人經歷等因素的不同，他們表現出的行為意愿也有所差異。如果消費者沒有線下體驗經歷，他們對體驗過程的信息了解較少，體驗商店或展廳的環境的刺激效果更為顯著，對消費者價值感知和體驗成本感知更具影響；反之，如果消費者有過線下體驗經歷，他們對體驗過程較為熟悉，從而消費者對體驗環境的要求更高，體驗環境因素對他們的價值感知和體驗成本感知的影響也會削弱。本文主要檢驗消費者性別、年齡和線下體驗經歷的特征影響，因此筆者提出如下假設：

四、研究設計

（一）量表制定與小樣本測試

本研究中各變量的測量題項主要來源于國外學者已設計出的一些具有較高信度和效度水平的量表。設計因子、氛圍因子和社會因子分別采用4個、3個和4個測量項；消費者價值感知和體驗成本感知分別采用4個和3個測量項；消費者體驗意愿采用3個測量項。變量的測量項及來源見表1。量表采取李克特5級量表形式，對于“完全不同意”、 “較不同意”、“中立”、“較同意”、“完全同意”分別賦予1-5分的分值。

首先，筆者對國外量表進行翻譯，但是由于中英文表述的差異，筆者對譯文進行了語意和語境的推敲，部分量表根據相關文獻的界定進行了一定的修正，形成了本研究的初始量表。然后，對30名在校研究生進行了調查問卷初稿的預測試，根據他們的反饋意見，針對量表中存在的歧義、難以作答之處以及測量項目不完整之處進行修改調整。并選擇10位被調查者進行訪談，進一步完善問卷。最后，筆者在重慶市某高校本科學生中發放修改后的問卷，進行小樣本測試。根據回收的134份問卷的統計分析結果，對問卷進行再次調整，最終形成正式的調查量表。

（二）數據收集和樣本描述

本研究選擇智能終端行業（包括PC，平板電腦以及智能手機）的線下體驗商店（或展廳）作為調研場所，調查人群包括在校本科生、研究生以及在職人員。在正式調查階段，筆者避開了前期已調查過的群體，共發放問卷450份，其中電子問卷50份、紙質問卷400份，共回收問卷387份，問卷回收率為86%。按以下標準剔除無效問卷：（1）填答存在嚴重缺漏；（2）對線下體驗商店完全不了解；（3）前后答案明顯矛盾。最終得到296份有效問卷，有效問卷回收率為66%。樣本特征的描述性統計結果見表2。

從以上被調查人群的基本統計信息情況來看，在性別分布中，男女比例接近4：6，比較符合商店中女性消費者更多的一般規律；在年齡分布上，20-30歲的消費者占據了主導，這與筆者在線下體驗商店和展廳中的觀察結果相符合，當前愿意主動參與線下體驗的消費者主要是年輕人；而在對智能終端行業（包括PC，平板電腦以及智能手機）產品關注度的分布上，超過70%的被調查者對此類產品具有一定的關注與認識，一定程度上保證了問卷結果的可靠性。因此所獲得的樣本總體代表性較好，基本可接受。

五、數據分析

（一）信度與效度

1效度檢驗。首先，筆者采用SPSS軟件對有效樣本數據進行KMO抽樣適當性檢驗和Bartlett球形檢驗。檢驗結果顯示KMO值為0870>005，Bartlett球形檢驗的P值為0000<0001（見表3），達到顯著水平，說明本問卷具有結構效度，且樣本數據基本適合進行因子分析。其次，筆者采用主成分分析法，運用最大方差法旋轉，最終提取出6個特征因子作為主成分，這6個因子的累計解釋的變異量為64869%。根據旋轉后得到的因子負荷矩陣（見表4）可清晰發現除因子“氛圍因子3”和“價值感知4”的負荷值小于05之外，其余因子載荷值都超過05，且絕大部分均大于了06，說明本研究問卷的結構效度是較好的。

由于因子“氛圍因子3”和“價值感知4”的負荷值在045—05之間，為了確定它們是否可以保留，筆者分別對21個因子樣本（不刪除“氛圍因子3”和“價值感知4”）和19個因子樣本（刪除“氛圍因子3”和“價值感知4”）進行可靠性檢驗和驗證性因子分析，從而選擇內部一致性和擬合優度更好的樣本數據進行研究假設檢驗。