基于體驗視角的餐飲消費行為意向探討

封梨梨

（東北師范大學人文學院 吉林長春 130062）

隨著社會的發展和人們生活水平的提高，體驗消費逐漸成為當今社會的主流消費意識。體驗經濟時代的到來為餐飲企業帶來了新的挑戰。因此，在以體驗為基礎、以消費者情感（包括情緒、直覺、感官等）為紐帶的體驗消費情境下，餐飲企業如何把握和應對消費者的體驗需求成為了學術界的焦點問題。當前，關于餐飲消費的文獻大多側重于從外部資源的角度進行研究，鮮有學者深入探討消費者心理資源對其行為意向的作用機理。鑒于此，本文從個體的消費體驗出發，構建了心流、基礎體驗及餐飲消費行為意向之間的關系模型，探討了基于體驗視角下的不同層次的體驗對餐飲消費行為意向作用機理，并為餐飲企業發展提出了有益的建議與對策。

消費體驗的界定及營銷作用

消費體驗（Consumption Experience）是顧客價值的基礎，其主要涵蓋了心流（flow）和4ES等內容（Holbrook，2000）。心流，也稱心流體驗，其是一種超然的體驗，指人們樂此不疲地沉浸在某一喜愛的活動或事物上，忘卻時間流逝出現忘我境地的心理體驗（Liu，2016）。綜合分析近年來心流在線上購物、品牌社區、網站設計、互動網絡廣告等領域的相關研究，可以發現心流的表現主要集中在專注度、時間流逝感、沉浸感、遠距臨場感以及行為與意識相融合等方面（王躍偉等，2016）。

4ES是Holbrook通過對消費體驗的相關文獻回顧而提煉出的4個消費體驗維度，其分別為體驗（Experience）、娛樂（Entertainment）、表現欲（Exhibitionism）及傳遞（Evangelizing），這四個維度的內容既相互聯系又相互區別，其具體表現為：第一，體驗。體驗廣泛存在于日常消費過程，其可以進一步劃分為情感、享樂和逃避現實三個不同類型（崔健和朱小棟，2014）；第二，娛樂。娛樂是超越體驗、能被絕大多數消費者所感知的主觀感受。娛樂被認為是顧客在消費過程最想獲得的感受，甚至是消費者參與消費的目的；第三，表現欲。表現欲是指消費者在消費的過程中，向他人或社會充分展現個人的生產資料、知識技能或者個人體驗，以獲得他人的尊重和認可，從而實現內心的自我滿足；第四，傳遞。傳遞不僅包含了知識技能的傳授，還包括個人情感的分享與獲得。由于這四種消費體驗在日常生活中普遍存在，是故，本文將體驗、娛樂、表現欲以及傳遞統稱為基礎體驗。

圖1 基于體驗視角的餐飲消費行為意向作用機制

現階段，消費者體驗及其相關概念受到市場營銷學者越來越多的關注，而這種趨勢反映出了消費者體驗在體驗經濟環境下的重要性。Li等（2012）從體驗的角度探討了功利主義和享樂主義因素對消費者行為影響，其發現快樂和興奮等積極的情緒體驗正向影響消費者的動機、意圖及實際購買行為。在高度競爭的市場下，任何富有情感價值的商品都需要被消費者體驗到其感性的表達，才有可能左右消費者的購買決策。由此可見，體驗與消費緊密相連，良好的體驗會對消費者的消費行為產生積極的促進作用。

理論假設與研究模型

（一）心流對基礎體驗的影響

心流和基礎體驗均屬于消費體驗范疇。任楓（2014）在探討品牌社群消費體驗與品牌社群融入的關系研究中，提出心流與體驗、娛樂、表現欲和傳遞是相互獨立的構念。當產生心流時，人們會在所投入的活動中感到愉悅，從而產生時間感喪失、行為意識融合等的非凡體驗。這種非凡體驗以“沉浸感”為重要特征，其對消費者釋放壓力、暫且擺脫生活中的苦悶具有積極作用。獲得心流的消費者會因為心情愉悅而表現出向外張揚的情緒，最典型的表現為自我展示。消費者在心流的促進作用下，會更傾向于通過互動平臺幫助他人解決消費中的相關問題或分享相關知識，從而通過收獲他人的肯定和認可，體會到傳遞的快樂?；诖耍岢鲆韵卵芯考僭O：

表1 因素載荷量、CR值及AVE值

表2 相關系數矩陣與AVE值平方根

H1：心流的獲得程度正向影響用餐消費者的體驗。

H2：心流的獲得程度正向影響用餐消費者的娛樂。

H3：心流的獲得程度正向影響用餐消費者的表現欲。

H4：心流的獲得程度正向影響用餐消費者的傳遞。

（二） 基礎體驗對餐飲消費滿意度的影響

滿意度是一種購后評價，滿意度與消費者對產品或服務的消費體驗有著密切的聯系。彭艷君等（2016）在研究顧客參與產品大規模定制的過程中發現，消費者產生的實現型快樂感和享樂型快樂感都對顧客滿意度的提高有著積極的促進作用。在餐飲消費領域，當消費者向他人展現個人生產資料和知識技能時，會獲得他人或群體的支持和認可，在滿足個人對歸屬感的需求后，其可能會增強對消費的情感性評價，從而誘發出滿意度現象。Ail等（2016）在消費者體驗和情感之間的研究中，不僅佐證了消費體驗是在互動分享活動中產生（王新新等，2011）的觀點，還發現了消費者在交流互動中產生的愉快體驗能提高消費者滿意度。鑒于此，提出以下假設：

H5：消費者的體驗正向影響其滿意度（H5a），且在心流的獲得程度與餐飲消費滿意度之間起中介作用（H5b）。

H6：消費者的娛樂正向影響其滿意度（H6a），且在心流的獲得程度與餐飲消費滿意度之間起中介作用（H6b）。

H7：消費者的表現欲正向影響其滿意度（H7a），且在心流的獲得程度與餐飲消費滿意度之間起中介作用（H7b）。

H8：消費者的傳遞正向影響其滿意度（H8a），且在心流的獲得程度與餐飲消費滿意度之間起中介作用（H8b）。

（三）消費滿意度對餐飲消費口碑推薦意向的影響

根據三成分態度模型來看，基礎體驗、滿意度和口碑推薦意向三者之間存在一定相互影響關系。Li等（2012）以手機交易為例，驗證了快樂和興奮等積極情緒體驗正向影響消費者的動機、意圖及實際購買，并指出大多數商業案例的成功受益于消費者快樂的情感體驗與口碑傳播。有學者對 SNS用戶的社交網絡游戲行為進行研究，其提出社交網絡游戲用戶的心流、感知愉悅性等體驗性因素和感知好奇性等認知性因素之間存在相互影響作用，兩者通過影響滿意度或與滿意度一起直接影響消費者的行為傾向。如果消費者在使用過程中獲得良好的消費體驗，其就會直接對滿意度產生正面影響，這會刺激消費者產生對身邊親朋好友進行口碑傳播的意向。鑒于此，提出以下假設：

H9：消費滿意度正向影響餐飲消費口碑推薦意向（H9a），且在基礎體驗（即體驗、娛樂、表現欲及傳遞）與餐飲消費口碑推薦意向之間起中介作用（H9b-H9e）。

研究模型如圖1所示。

研究設計

（一） 樣本選取與數據收集

本次研究共收集問卷643份，剔除無效問卷162份后，得到有效問卷481份（其中線上問卷和實地問卷的數量分別為315份和166份），問卷有效回收率為74.8%。性別方面，男性283位，女性198位，分別占總樣本的58.84%和41.16%；年齡層面，18-22歲、23-28歲的人士居多，兩者共占比例為91.06%；學歷方面，被調查者的學歷多在高中、本科/大專、碩士及以上。

（二） 變量的測量

心流的測量采用5個測項，分別是“當我在進行餐飲消費時，時間似乎過得很快”、“當我進行餐飲消費時，我覺得時間過得很快”“餐飲消費對我而言是件輕松的事情”“當我進行餐飲消費時，我處于高度專注的狀態”以及“我覺得餐飲消費是有趣的”。

基礎體驗的測量主要通過12個題項進行測量。其中體驗通過“餐飲消費過程中的服務和體驗讓我覺得很滿足”“進行餐飲消費能讓我和家人、朋友、同事等建立良好的互動關系”與“餐飲消費能讓我逃離日常繁瑣事務并收獲愉悅”3個測項進行測量；娛樂通過“餐飲消費給我提供了一個很好的機會去參與不同種類的角色”“我認為餐飲消費是個打發無聊時光的有效方式”以及“餐飲消費的過程讓我感覺很興奮”來測量；表現欲包括“在餐飲消費中，我喜歡成為關注的焦點”“在餐飲消費中，我喜歡展示自我”以及“如果有機會的話，我希望在餐飲消費中得到更多的表現機會”共3個測項；傳遞的測量則參考周志民等（2014）的研究，題項包括“在消費過程中或消費之后，我常積極地與他人分享消費的體驗、經歷”“當與他人討論與餐飲消費相關的話題時，我常常致力于更多的交流”及“我經常參與餐飲知識的分享活動”3個測項。

餐飲消費滿意度測量通過 “大多數情況下，我都很滿意消費過程的體驗”“大多數情況下，我都很高興能進行良好的餐飲消費體驗”“大多數情況下，實際的餐飲消費體驗高于我的預期”“對我而言，進行餐飲消費是個明智的決定”4個問項進行測量。口碑傳播意向題項為“我會向我的親朋好友分享我曾參與的餐飲消費項目”“我會邀請親朋好友一起參加某項餐飲消費項目”以及“我會積極地對我喜歡的餐飲消費項目進行正面評價”3個測項。

（三）數據分析方法

本文綜合運用SPSS20.0和AMOS21.0等統計軟件，對調查數據進行描述性統計分析、信度和效度檢驗、驗證性因子分析、路徑分析及中介效應檢驗。

數據分析

（一）信度與效度檢驗

良好的信度和效度是進行數據分析的前提。分析結果顯示，總量表Cronbach's α=0.964，心流Cronbach's α=0.914，體驗Cronbach's α=0.868，娛樂Cronbach's α=843，表現欲Cronbach's α=0.889，傳遞Cronbach's α=0.867，餐飲消費滿意度Cronbach's α=0.899，口碑推薦意向Cronbach's α=0.878，均在0.8以上，這表明量表具有較好的內部一致性；采用Bartlett球形度檢驗與KMO樣本測度的方法，結果顯示KMO檢驗值=0.962＞0.9，Bartlett球形度檢驗統計量p =0.00＜0.05，表明非常適合做因子分析；利用最大方差法對所有問項進行主成分抽取，初步析出初始特征值大于1的公共因子，累計方差貢獻率達到68.101%。所有問項的因子載荷均在0.5以上，且表現出低交叉負荷的特點。因此，本文采用驗證性因子分析（CFA）進一步檢驗量表的信度和效度。

（二）測量模型的檢驗

對測量模型的總體擬合結果進行評估得到，卡方與自由度之比X2/df=2.456＜3，近似誤差均方根RMSEA=0.055＜0.08，擬合優度指數GFI=0.910＞0.9，比較擬合指數CFI=0.964＞0.9，遞增擬合指數IFI=0.964＞0.9，規范擬合指數NFI=0.942＞0.9，省儉規范擬合指數PNFI=0.788＞0.5，省儉擬合優度指數PGFI=0.701＞0.5，這說明實際數據與測量模型的擬合良好。組合信度CR是另一判斷量表信度的指標（見表1），而平均抽取變異AVE和AVE值的平方根則用以判斷收斂效度和判別效度。

表3 結構模型檢驗結果

判別效度通過潛變量的AVE的平方根與該潛變量與其他潛變量之間的相關系數的比較來反映。如表2所示，對角線上的數值即表示各潛變量AVE的平方根，均大于該潛變量與其他潛變量之間的相關系數，判別效度通過檢驗。

（三）結構模型的檢驗

結構模型擬合結果如下：卡方與自由度之比X2/df=2.717＜3，RMSEA=0.060＜0.08， GFI=0.897≈0.9，CFI=0.956＞ 0.9，IFI=0.956＞ 0.9， NFI=0.933＞ 0.9，PNFI=0.814＞0.5，PGFI=0.721＞0.5，上述指標均符合適配標準的要求，表明數據與結構模型的擬合效果良好。路徑系數的顯著性水平檢驗采用C.R.值法。標準誤（S.E值）、標準化路徑系數、臨界比值（C.R值）、P值及驗證情況詳如表3所示。

根據表3顯示的參數估計結果，心流→體驗、心流→娛樂、心流→表現欲以及心流→傳遞四條假設路徑上的標準化路徑系數分別為0.715、0.674、0.506以及0.706，且在p=0.001的水平上顯著，故H1-H4均成立，即在餐飲消費中，心流的獲得對消費者的體驗、娛樂、表現欲、傳遞都產生顯著的正向影響作用；在H5a-H8a中，除了H7a對應的假設路徑（表現欲→餐飲消費滿意度）不顯著以外，H5a、H6a與H8a均得到數據支持，體驗→滿意度、娛樂→滿意度以及傳遞→滿意度路徑上的標準化系數分別為為0.325、0.398和0.276，且在p=0.001的水平上顯著，故餐飲消費者的體驗、娛樂和傳遞三者正向影響其消費滿意度；同時數據顯示表現欲對餐飲消費滿意度的影響不顯著；對于研究假設H9a，標準化路徑系數為0.816，說明消費者的滿意度越高，就越有可能對身邊的人推薦相關的餐飲消費項目。

（四） 中介效應的檢驗

在研究假設中，除了H7b和H9d由于消費者的表現欲對消費滿意度無顯著影響作用，導致相應假設中的中介效應未得到支持外，其余潛變量（體驗、娛樂、傳遞及滿意度）的中介效應均需要根據調查數據進行進一步檢驗。結果顯示：第一，在加入中介變量（體驗）后，心流對消費滿意度的關系依然顯著，但關系強度由原來的α=0.818（p＜0.001）降為β=0.300（p＜0.001），這表明消費者的體驗在心流與其消費滿意度之間起部分中介作用，H5b成立；第二，在加入中介變量（娛樂）后，心流對消費滿意度的關系依然顯著，但關系強度有所下降，β=0.273（p＜0.001），說明消費者的娛樂在心流與其消費滿意度之間起部分中介作用，H6b成立；第三，在加入中介變量（傳遞）后，心流對消費滿意度的路徑系數為β=0.526（p＜0.001），意味著傳遞在心流與消費滿意度兩者之間起部分中介作用，H8b得到數據支持。

根據相同的程序分別對H9b、H9c和H9e進行一一驗證。分析結果如下：第一，在加入中介變量之后，消費者的體驗對其口碑推薦意向的影響作用仍然顯著，但顯著性水平和關系強度均下降，其中α=0.796（p＜0.001），β=0.160（p=0.031＜0.05），故消費滿意度在體驗與口碑推薦意向之間起部分中介作用，H9b成立；第二，在加入中介變量之后，娛樂對口碑推薦意向的作用變得不顯著，α=0.791（p＜0.001），β=0.040（p=0.658＞0.05），說明消費滿意度在娛樂與口碑推薦意向之間起完全中介作用，結論支持H9c；第三，在加入中介變量之后，消費者的體驗對其口碑推薦意向的影響作用仍然顯著，但兩者關系強度均下降，其中α=0.782（p＜0.001），β=0.207（p＜0.001），故消費滿意度在體驗與口碑推薦意向之間起部分中介作用，H9e通過驗證。綜上，滿意度在體驗、傳遞與消費者口碑推薦意向之間起部分中介作用，在娛樂與消費者口碑推薦意向之間起完全中介作用。

結論與建議

（一）結論

通過構建心流、基礎體驗、餐飲消費滿意度與口碑推薦意向等構念之間的關系模型，本文厘清了體驗、娛樂、表現欲及傳遞等基礎體驗與較高層次的體驗，即心流對餐飲消費行為意向的影響關系，最終得到如下結論：第一，心流的獲得正向影響餐飲消費者的基礎體驗，即當餐飲企業為消費者創造足夠的沉浸感、時間流逝感等條件時，消費者的基礎體驗會得到鞏固與增強；第二，除表現欲外，基礎體驗均正向影響餐飲消費滿意度，其在心流與滿意度之間起部分中介作用，因此體驗、娛樂和傳遞三者的作用不容忽視；第三，餐飲消費滿意度正向促進口碑推薦意向，且在體驗、娛樂、傳遞與口碑推薦意向之間起中介作用，這表明消費滿意度在餐飲體驗情境中起關鍵性作用。

（二）建議

消費體驗直接或間接地影響消費者的動機、決策、態度甚至購買行為（晏國祥，2009）。隨著體驗經濟的應運而生，餐飲消費作為適合體驗經濟的生產與消費市場，被賦予了無限的商業機會。根據上述研究結論，本文從兩大方面給餐飲企業提出管理建議：第一，餐飲企業應兼顧消費者在進行餐飲消費過程中的“雙體驗”，即基礎體驗與

心流體驗。對于基礎體驗，餐飲企業應及時向消費者傳遞相關知識，同時餐飲企業要為消費者營造良好互動環境，如通過創建和經營在線餐飲品牌社區來滿足消費者“傳遞”的需求。另外，餐飲企業還可以根據不同類別消費者所關心的內容建立相應的餐飲主題活動，從而使餐飲消費者融入“娛樂化”的氛圍中獲得積極的消費感受。對于心流體驗，餐飲企業應把握好“沉浸感”、“時間流逝感”及“專注度”三個方面。對此可采用以情感為訴求點的“體驗式營銷”，從個性化的主題出發，將餐飲產品和服務與個性化主題活動進行結合，進而引起消費者注意，減緩消費者在參與餐飲服務與活動中的時間感知，提升餐飲消費體驗；第二，餐飲企業應著重提高消費者滿意度，從而通過增強消費者口碑推薦意向，吸引更多的潛在顧客。這能夠幫助企業擴大市場份額，增強自身競爭力。一般而言，只有當餐飲產品或服務在質量、功能上相當出色時，消費者才會淡化對實用性功能的追求，從而轉向追求層次更高的“享樂型利益”，即“體驗”?；诖耍援a品為載體的餐飲企業要嚴格監控產品質量，而以服務為載體的餐飲企業應嚴格注重服務質量。由于餐飲消費者在對產品或服務的質量滿足后，會出現更高層次的體驗追求，對此餐飲企業可以開發和推出運動體驗項目、刺激娛樂項目、休閑體驗項目，讓參與者釋放心理壓力，提高餐飲消費者滿意度，增強其口碑推薦意向。此外，需要特別指出的是，表現欲對餐飲消費滿意度的影響不顯著，可能是由于在餐飲消費過程中，某些個體展現自我的需要與外界激勵不匹配，因此餐飲企業需謹慎對待此問題，從而避免消費者產生負面體驗、情緒及評價。從體驗的角度出發，促進餐飲消費的發展，不僅有助于踐行“以消費者為中心”的營銷理念，其還將進一步促進餐飲行業實現蓬勃發展。