范苗苗 魏胜 吴小丁

内容提要：大量的零售商店试图通过装修和重新设计来营造宜人的購物氛围以提升竞争力，但很多改造后的商店并没有收到预期的营销效果。本文引入熟悉度作为调节变量、顾客信任作为中介变量，构建购物氛围对惠顾意向的作用机理模型，分析实地调查的两组数据，验证购物氛围对新老顾客惠顾意向的影响。结果显示：购物氛围通过顾客信任影响惠顾意向，良好的购物氛围能够提升新顾客对购物店的信任，但是对老顾客的影响较小;熟悉度在不同阶段所起的作用并不相同，或存在某些类似熟悉度的调节变量，使购物氛围对惠顾意向的影响有不同的作用边界。因此，尽管引人入胜的购物氛围是商店的有效营销手段，但是进入到成熟阶段、有了稳定的顾客群体后，购物氛围对惠顾意向的影响开始减弱，在一定时期内没有必要继续加大装修商店的投资，而更为合理的营销策略是加大购物氛围以外的手段，努力提高顾客信任而增强顾客惠顾。

关键词：购物氛围;熟悉度;顾客信任;带中介的调节效应

中图分类号：F063.2;C93 文献标识码：A 文章编号：1001-148X（2020）08-0001-08

作者简介：范苗苗（1991-），女，吉林伊通人，吉林大学商学院博士研究生，研究方向：零售管理、购物者行为;魏胜（1983-），本文通讯作者，男，黑龙江海伦人，哈尔滨商业大学管理学院讲师，管理学博士，研究方向：购物者行为、旅游管理;吴小丁（1954-），女，吉林省吉林市人，吉林大学商学院教授，博士生导师，经济学博士，研究方向：商业集聚、零售管理。

基金项目：教育部人文社科重点研究基地浙江工商大学现代商贸研究中心和浙江省2011协同创新中心——现代商贸流通体系建设协同创新中心项目“流通数据挖掘的勘探路径构建与优化研究”，项目编号：15SMGK15YB。

一、引言

购物氛围是实体零售店吸引顾客惠顾的重要手段，适合的购物氛围和对购物店的熟悉程度引致新老顾客的购物经历各不相同，新老顾客是否惠顾决策的差异性致使许多经营不好的实体商店热衷于店面装修升级。但是，在很多零售店面重新装修升级后，装修翻新的营销优势未能带来预期的营销效果，致使商店改造战略受到质疑[1-2]。购物氛围的相关研究分为商店层面（即单个商店氛围）和集聚层面（如购物中心氛围、商业街氛围）两类，现有研究多侧重从情感（如愉快、唤醒、控制）[3]、感知价值[4-5]等角度解释购物氛围对顾客行为产生影响的内在机制，以及不同购物氛围对顾客行为的影响[3，6]，却很少区分购物氛围对新、老顾客影响的差异。鉴于顾客购物时可能依据购物的氛围来判断购物店是否可信，进而做出相应的惠顾决策，购物氛围可能通过顾客信任影响到新老顾客的惠顾意向，但顾客信任是否能中介购物氛围与惠顾意向的关系尚有待研究。

购物氛围反映了零售商在创造购物环境方面的努力，有学者总结出56个具体的购物氛围要素，在实际分析中通常选用其中的一种或几种要素来测量购物氛围，较为常见的测量要素包括主题色彩、灯光、布局、装修风格、温度、音乐、气味等[7]，相关文献汇总详见表1。需要说明的是，虽然本文主要聚焦于大型购物中心的购物氛围，而学界普遍认同商店层面的购物氛围研究结论适用于大型购物中心的研究情境[8]，本文在梳理文献时也纳入了商店氛围的相关研究成果。

从表1来看，学界对购物氛围与购买行为关系的研究结论尚存在分歧。除部分研究把购物氛围作为整体分析对象之外，大多数研究更关注购物的具体氛围要素对顾客行为的影响，大部分学者认同多种氛围要素一致能带来积极的顾客行为。这些研究，一是侧重分析如何操控具体氛围要素（如灯光、颜色、音乐、气味、温度等），以带来顾客在停留时间、购买数量、惠顾意向等方面的积极反馈;二是探讨如何搭配多个氛围要素刺激顾客的积极购买;三是有关氛围要素一致性的讨论，包括单个氛围要素与商店主题一致以及多个氛围要素一致性对顾客行为的影响。尽管大多数研究表明良好的购物氛围能够带来积极的顾客反馈，但值得注意的是购物氛围对顾客行为的无效影响[8-9]，还有购物氛围对顾客行为的负向影响[10]。这就暗示了购物氛围对顾客行为的影响存在边界条件，二者关系间可能存在某些调节变量，发现并检验这些调节变量的作用机制有助于弄清购物氛围与顾客行为的关系。另外，有的研究注意到了购物氛围影响不同类型顾客购物的差异性[6]，这就说明顾客类型或许是一种值得分析的调节变量。

新老顾客对购物氛围有不同的反应，购物氛围对新老顾客的惠顾意向存在差异。一方面，新老顾客对购物环境的熟悉程度不同，对既有购物氛围的关注度不一样，尤其老顾客对购物氛围的关注较弱;另一方面，老顾客的购物经历更丰富，在做出惠顾决策时受购物氛围影响的可能性更小。另外，购物氛围对顾客惠顾的影响会经由顾客内在心理推测出购物店是否值得信赖而决定是否再次惠顾[3-4]，顾客对购物店的信任可能中介购物氛围对顾客惠顾意向的影响。如果顾客信任的中介作用成立，那么新老顾客在购物氛围、顾客信任、惠顾意向关系的不同阶段是否有不同的反应差异更需要进一步验证。

现在许多商店存在于集聚内，且集聚的购物氛围在吸引顾客方面比单个商店的购物氛围发挥的作用更大，分析集聚层面的购物氛围从这点来看意义更大。这方面的研究既能明确购物氛围与顾客惠顾意向的关系，又能为购物店的实践提供具体指导。从顾客类型视角出发，本文以购物氛围为研究对象，以购物氛围为自变量，以顾客信任为中介变量、惠顾意向为因变量，引入顾客对购物店的熟悉度作为调节变量构建效应模型，分析熟悉度在购物氛围与惠顾意向关系之间的调节作用，剖析购物氛围对顾客惠顾意向产生影响的内在作用机理，检验熟悉度在该机制内不同路径上的调节效应。

二、购物氛围、熟悉度与惠顾意向

新老顾客是相对而言的，可用于区分新老顾客的方法有两种：一是从时间维度出发，以顾客与企业建立关系的时间长度或顾客接受企业服务的次数[11]为标准;二是考虑顾客的参与性，以顾客对企业服务的熟悉程度或顾客的经验积累为标准[12]。本文采用第二种分类方法区分新老顾客，分析顾客熟悉度对购物氛围与顾客惠顾意向关系的调节作用。

（一）购物氛围与惠顾意向

惠顾意向是指顾客浏览、购买商品或服务的可能性，良好的购物氛围能显著提升顾客对购物店的印象，对购物店氛围的好感会引发顾客对商品的积极感知，这种印象感知还能影响顾客的情感状态[3]，并能有效转化为积极的顾客惠顾和口碑传播[13]，诸如店内主题色彩、灯光、室内设计风格、陈列布局、室内温度等[4，6，8，14]被证实对顾客惠顾有促进作用。据此，本文提出如下假设：

H1：购物氛围对顾客惠顾意向有正向影响。

（二）熟悉度的调节作用

一般情况下的熟悉度是指顾客对购物店的熟悉、了解程度，反映了顾客准确评价购物店的能力[15]，顾客是否决定惠顾某家购物店就是在评价该购物店的吸引力。当人们具有较高的专业知识和能力时，更倾向、甚至只利用与商品或服务相关的中心信息来评价购物店;反之，对购物店的评价更愿意采用外围路径（即利用与环境相关的信息）[16]。对不熟悉的购物店，顾客知之甚少，较高的信息不对称使得顾客无法掌握与商品或服务相关的中心信息，顾客只能利用购物环境的相关信息做出惠顾决策;对熟悉的购物店，顾客掌握了一定的与商品或服务相关的中心信息，具有了充足的先验知识，有能力做出合理评价。此时，顾客的惠顾决策更倾向、甚至只选择中心路径，对购物氛围等外围信息依赖较少。据此，本文提出如下假设：

H2：熟悉度负向调节购物氛围与惠顾意向的关系，顾客对购物店的熟悉度越低，购物氛围对顾客惠顾意向的影响越大。

（三）变量测量

本文采用灯光、主题色彩、温度、装修风格以及购物店布局测量购物氛围[7]，采用“我对这里非常熟悉”，“我经常来这里”，“很长时间以来，我都光顾这里”，“我对这里非常了解”测量顾客对购物店的熟悉度[15]，采用“将来我还会来这里购物”，“这里是我的首选”，“我会尝试该店新推出的商品和服务”测量顾客对购物店的惠顾意向[17]，所有量表采用Likert 5点量表形式，“1”代表“非常不同意”，“5”代表“非常同意”。

（四）数据收集与分析

本文采用问卷调查法对购物店内的顾客进行实地调研，在正式发放问卷之前通过预调研结果修正了调查问卷，最终在长春市欧亚卖场正式发放300份问卷。在剔除大面积无应答问卷、漏填和错填问卷后，将剩余261份问卷用于数据的分析，有效问卷回收率为87%。所收集的樣本中年龄在25岁以下的共89人，占比34.1%;25岁-50岁的共163人，占比62.5%;职业构成中学生共56人，占比21.5%。样本构成基本符合购物店的顾客特征。

各量表的Cronbachs α均大于0.7，熟悉度的Cronbachs α为0.864，购物氛围的Cronbachs α为0.773，惠顾意向的Cronbachs α为0.705，各量表信度较好。在此前提下利用验证性因子分析检验各构念的聚合效度、判别效度，模型拟合度较好（CMIN/DF=2.167，IFI=0.953，CFI=0.952，RMSEA=0.067），具体结果见表2。所有构念的组合信度均大于0.7，每个题项的因子载荷均大于0.5，各构念的聚合效度通过检验。每个构念的AVE平方根均大于该构念与其他构念的相关系数，各构念具有较好的判别效度。

本文利用Spss的Process程序估计模型参数，选用Model1，在95%的置信水平下进行5000次Bootstrap迭代，具体结果见表3。购物氛围对惠顾意向的回归系数（0.439）显著为正（p<0.001），表明购物氛围对惠顾意向有显著的正向影响，假设1得到支持;购物氛围×熟悉度的交互项回归系数（-0.010，p>0.05）不显著，说明熟悉度在购物氛围与惠顾意向之间的调节作用未得到数据支持。为了排除标准误的影响，在95%置信水平下进行5000次Bootstrap迭代，结果（参见表3）显示，当熟悉度分别取高低不同水平时，调节项（购物氛围×熟悉度）的置信区间为[-0.153，0.163]，该区间包含0，表明调节作用不成立，假设2未得到支持。

数据分析的结果显示熟悉度未能调节购物氛围与惠顾意向之间的关系，购物氛围对新老顾客惠顾意向的影响没有显著差异。然而，面对熟悉的购物店和陌生的购物店，顾客对其购物氛围的反应会有所不同，或许是购物氛围对顾客惠顾意向的影响并不是直接的，而是存在某些中介变量，并将二者的关系分为不同阶段，熟悉度的调节作用可能体现在购物氛围与惠顾意向的某一阶段。

三、购物氛围、熟悉度、顾客信任与惠顾意向

通过引入中介变量，本文剖析购物氛围对顾客惠顾意向产生影响的内在机制，并分析顾客熟悉度在不同路径上的调节效应。

（一）S-O-R模型

关于购物氛围作用机制的研究大多依赖环境心理学的S-O-R模型：个体对环境刺激（S）产生“内在”反应（O），表现出相应的行为（R），这种“内在”反应是顾客的某种心理状态，这种内在反应指的是个体情感（即愉快、唤醒、控制），环境刺激通过激发顾客不同的情感状态，引致顾客采取不同的趋避行为[3]。所以，在面对购物氛围刺激时，顾客会潜意识地对购物氛围要素做出最直观的感知评价[4-5]，特别是在不熟悉的购物店，这种感知评价很可能是对其“是否值得在此购买”的信任判断，而这种由购物氛围带来的判断最终会体现到惠顾行为上。据此，本文引入顾客对购物店的信任（以下简称顾客信任）作为S-O-R模型中顾客的内在反应O（即中介变量），并构建购物氛围与惠顾意向关系的两阶段中介模型。

（二）顾客信任的中介作用

顾客信任是顾客惠顾意向的有力预测，代表了顾客对商店品牌、商品或服务的可靠性感知，通常认为是顾客对商品或服务提供者能够依照诺言提供商品和服务所抱有的期待[18]，购物氛围会正向影响顾客信任。商店氛围常被视为商店印象的重要构成维度，商店环境可以影响顾客对销售人员的信任感知，顾客对商店环境的感知会引起顾客认知和情感上的反应[4]。不仅如此，商店环境对其他信任结果也有积极的影响[19]，可据此间接推演出商店氛围对顾客信任有积极影响，对顾客信任的积极影响可以扩展到购物氛围的研究情境。另外，忠诚顾客通常表现出购买或未来购买的可能性，这些可能性反映了顾客的惠顾意向。因此，构成顾客忠诚重要前因的顾客信任[20]不仅能降低顾客感知风险，还会对惠顾意向有正向影响[21]。通过构建购物氛围—顾客信任—惠顾意向的S-O-R模型，本文提出如下假设：

H3：购物氛围通过顾客信任影响顾客惠顾意向，顾客信任在购物氛围与惠顾意向间起中介作用。

（三）熟悉度的调节作用

在S-O-R模型的两个路径上需要分别探讨熟悉度在购物氛围与顾客信任（S-O）阶段、顾客信任与惠顾意向（O-R）阶段的调节效应，熟悉度影响着购物氛围与顾客信任之间的关系。购物氛围属于购物店的外部线索，商品和服务的相关信息属于购物店的内部线索，顾客对购物店的熟悉程度直接影响其对购物店内部线索的掌握程度，顾客信任是对购物店商品或服务可靠性的推断，顾客熟悉度影响着顾客在推断购物店可靠性时对不同线索的依赖程度。面对不熟悉的购物店，顾客对购物店的相关商品和服务信息知之甚少，需要通过其他认知对购物店的可靠性做出判断，包括基于外部线索侧面推断购物店是否值得信赖。面对熟悉的购物店，顾客基于以往的购物经历对购物店的内部线索有了一定的先验认知，更多地依赖诸如商品质量、服务水平、服务人员、购物诺言履行情况等内部线索直接判断，购物氛围等外部线索的直观刺激对顾客信任的影响相对降低。因此，顾客对购物店越熟悉越能掌握更多的内部线索，在推测购物店可靠性时对外部线索的依赖越小，本文提出如下假设：

H4：熟悉度负向调节购物氛围与顾客信任的关系，顾客对购物店的熟悉度越低，购物氛围对顾客信任的影响越大。

品牌的熟悉度影响顾客对品牌的评价信心，顾客对购物店的熟悉度也会影响顾客对购物店可靠性评价（即顾客信任）的信心，顾客对所形成信任的信心越高越能带来積极的惠顾意向。第一，在形成顾客信任（即S-O）阶段，对购物店熟悉度高的顾客更依赖内部线索，熟悉度低的顾客更依赖购物氛围等外部线索，内部线索比外部线索能更好地研判事物的真实状态。因此，在形成顾客信任阶段，对购物店熟悉度高的顾客对所形成信任的信心会高于熟悉度低的顾客。第二，在形成顾客信任之后，熟悉购物店的顾客能凭借丰富的购物经历和掌握的其他信息，确认、验证这种信任在多大程度上是“可靠的”，而不熟悉购物店的顾客则缺少相应的信息来巩固其信任强度。因此，顾客对购物店越了解越能确认自己对购物店的信任推断在多大程度上是“正确的”，本文提出如下假设：

H5：熟悉度正向调节顾客信任与惠顾意向之间的关系，顾客对购物店的熟悉度越高，顾客信任对惠顾意向的影响越大。

（四）变量测量

本文新增了“顾客信任”这一变量，测量的量表来自Johnson和Grayson[22]的研究，共有6个题项（见表4），使用Likert五点量表形式，“1”代表“非常不同意”，“5”代表“非常同意”。

（五）数据收集与分析

仍然使用问卷调查法收集数据，在长春市欧亚卖场正式发放300份问卷，剔除大面积无应答问卷、漏填和错填问卷后，剩余258份问卷用于后续的数据分析，有效问卷回收率为86%，样本构成基本符合顾客特征。其中，年龄在25岁以下的顾客共103人，占比39.9%，25岁-50岁的顾客共149人，占比57.8%;职业为学生的顾客共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为0.861，购物氛围的Cronbachs α为0.771，顾客信任的Cronbachs α为0.759，惠顾意向的Cronbachs α为0.690，接近0.7，量表信度通过检验。在此基础下利用验证性因子检验各构念的聚合效度、判别效度，模型拟合度较好（CMIN/DF=2.061，IFI=0.911，CFI=0.910，RMSEA=0.064），具体结果见表5。每个题项的因子载荷均大于0.5，所有构念的组合信度（CR）除惠顾意向之外均大于0.7，其中惠顾意向的组合信度为0.696，接近0.7，各构念的聚合效度达到标准。每个构念的AVE平方根均大于该构念与其他构念的相关系数，各构念的判别效度通过检验。

本文选用Model58，利用Spss数据分析软件的Process程序估计模型参数，在95%的置信水平下进行5000次Bootstrap迭代，模型参数估计结果见表6。首先，购物氛围对惠顾意向的回归系数（0.318）显著（p<0.001）为正，表明购物氛围对惠顾意向有显著的正向影响，假设1得到支持。在S-O阶段，购物氛围对顾客信任的回归系数（0.287）显著（p<0.001）为正，表明购物氛围对顾客信任有显著的正向影响。在O-R阶段，顾客信任对惠顾意向的回归系数（0.465）显著（p<0.05）为正，表明顾客信任对惠顾意向有显著的正向影响，说明顾客信任在购物氛围与惠顾意向之间起了中介作用，假设3得到支持。分析自变量购物氛围在调节变量熟悉度不同水平上的中介效应值（见表7），当熟悉度分别取均值以及加减一个标准差的水平时，顾客信任的中介效应区间分别为[0.079，0.201]、[0.017，0.238] 和[0.032，0.217]，每个区间都不包含0，说明顾客信任的中介效果显著，且顾客信任的中介作用受熟悉度的调节。表6的数据分析结果显示调节项购物氛围×熟悉度的回归系数（-0.101）在S-O阶段显著（p<0.05）为负，说明熟悉度负向调节了购物氛围和惠顾意向之间的关系，假设4得到支持;调节项顾客信任×熟悉度的回归系数（0.154）在O-R阶段显著（p<0.05）为正，说明熟悉度正向调节了顾客信任和惠顾意向之间的关系，假设5得到支持。

四、总效应模型

为了更准确地描述购物氛围、熟悉度、顾客信任与惠顾意向之间的关系，在两阶段调节模型的基础上综合第一阶段研究，构建购物氛围与惠顾意向关系的总效应模型（见图1），检验模型使用第二次收集的数据。两阶段调节模型的拟合度是可以接受的（R2=0.424），但是这个模型并未检验熟悉度在购物氛围与惠顾意向之间的直接调节作用是否不成立。

本文调用Model59，利用Spss的Process程序对总效应模型进行估计，在95%的置信水平下进行5000次Bootstrap迭代，模型参数估计结果见表8，发现购物氛围对惠顾意向的回归系数（0.318）显著（p<0.001）为正，表明购物氛围对惠顾意向有正向影响，假设1得到支持;购物氛围在S-O阶段对顾客信任的回归系数（0.287，p<0.001）显著，顾客信任对惠顾意向的系数在O-R阶段（0.462，p<0.001）显著，说明顾客信任在购物氛围与惠顾意向之间起中介作用，假设3得到支持。在不同的熟悉度水平下（熟悉度分别取均值、均值加减一个标准差）进一步分析顾客信任中介作用的结果见表9，顾客信任的中介效应区间分别为[0.078，0.201]、[0.018，0.244]和[0.026，0.213]，每个区间都不包含0，说明顾客信任的中介效应显著，且顾客信任的中介作用受熟悉度调节。再来看熟悉度的调节效应（见表8），调节项购物氛围×熟悉度对惠顾意向的回归系数（-0.018，p>0.05）不显著，表明熟悉度在购物氛围和惠顾意向间未起到调节作用，假设2未得到支持。调节项购物氛围×熟悉度对顾客信任的回归系数在S-O阶段显著为负（-0.101，p<0.05），表明熟悉度负向调节购物氛围和顾客信任的关系，假设4得到支持。调节项顾客信任×熟悉度对惠顾意向的回归系数在O-R阶段显著为正（0.160，p<0.05），说明熟悉度正向调节了顾客信任和惠顾意向之间的关系，假设5得到支持。

总效应模型的数据分析结果显示，熟悉度负向调节了购物氛围与顾客信任关系，正向调节了顾客信任与惠顾意向关系，但是在购物氛围与惠顾意向之间并未起到直接的调节作用。总体来看，这意味着虽然购物氛围对新老顾客惠顾意向的影响并没有显著差异，但购物氛围对新老顾客惠顾意向的具体作用机制却完全不同：新顾客更依赖购物氛围形成顾客信任，但这种信任却不能有效转化成惠顾意向;尽管老顾客信任的形成较少依赖购物氛围等环境线索，但所形成的信任却能显著提升惠顾意向。

五、结论与启示

通过三次理论模型构建、两次顾客数据收集，本文实证检验了购物氛围对新老顾客惠顾意向的影响。结果表明：（1）熟悉度在购物氛围与惠顾意向之间并没有起到直接的调节作用，主要是因为熟悉度间接调节了购物氛围与惠顾意向之间的关系。（2）熟悉度在购物氛围与惠顾意向关系的间接路径上具有相反的调节效应：熟悉度负向调节购物氛围与顾客信任的关系，正向调节顾客信任与惠顾意向之间的关系。这说明良好的购物氛围能够提升新顾客对购物店的信任，但是对老顾客的影响较小;老顾客对购物店的信任能够增强其惠顾意向，而新顾客的信任对惠顾意向的影响相对较弱。上述研究结论不仅丰富了“购物氛围和惠顾意向”关系的研究内容和视角，也为企业实践提供了一个方向：购物氛围对新老顾客惠顾意向的作用大小不同，在装修升级前应考虑现有新老顾客的构成。尽管通过引人入胜的购物氛围吸引顾客是购物店的有效手段，但购物店进入到成熟阶段、有了稳定的顾客群体时，购物氛围对惠顾意向的影响开始减弱，在一定时期内没有必要继续加大装修购物店的投资，更为合理的营销策略是通过加大购物氛围以外的手段提高顾客信任、增强顾客惠顾。

参考文献：

[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] 吴小丁，苏立勋，魏胜. 基于情绪信任的店铺环境线索与再惠顾行为关系研究[J]. 经济管理，2016，38（8）：98-108.

[5] 沈鹏熠，万德敏.在线零售企业社会责任能促进顾客忠诚吗？——一个被调节的中介效应模型检验[J].哈尔滨商业大学学报：社会科学版，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，蘇强. 单次服务过程中新老顾客质量感知波动的差异分析[J]. 南开管理评论，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.

（責任编辑：关立新）