中華民國建築學會「建築學報」第 72 期，147~168 頁，2010 年 6 月 Journal of Architecture, No. 72, pp.147~168, Jun. 2010

市中心商圈逛選動機、情緒與反應之關連模式建構--

以高雄市新堀江商圈為實證 黃幹忠∗ 葉光毅∗∗ 胡太山∗∗∗

關鍵詞：郊外化，活化對策，逛選動機，遊逛意向，逛選反應

摘 要

強化市中心的吸引力以因應競爭將日益重要，然而消費者的逛選動機是多元的，加上每個都市

的市中心都有不同的人文與自然條件，因此一個適當的政策被提出前，應先就消費者逛選之動機、

情緒與反應之關連性加以釐清。本研究以高雄市新堀江商圈為實證地區，隨機抽樣 400 位受訪者施

以問卷調查，並據以校估結構方程模式。結果發現消費者的愉悅感主要是源自於非日常體驗之動

機，而「參與活動動機」與「逛街與購買商品動機」則須透過遊逛意向才能間接正向影響愉悅感，

而愉悅感則分別會正向影響停留意向及再逛選意向；另外，遊逛意向對停留意向及再逛選意向會有

明顯正向之影響。由此可知塑造美感與活力兼具的遊逛環境，並透過各種活動與建設之推動來提高

消費者的愉悅感，乃成為活化對策成敗之關鍵。

Modelling Shopping Motivation, Emotion, and Response— A Case Study of Shiinkuchan Commercial Zone of Kaohsiung City

Kan-Chung Huang∗ Kuang-Yih Yeh∗∗ Tai-Shan Hu∗∗∗

KEYWORDS: Suburbanization, Revitalization Policy, Shopping Motivation, Excursion Intention,

Shopping Response

ABSTRACT It is more and more important to adopt revitalization policy to strengthen the attraction of the CBD.

Nevertheless, consumers’ behaviors are complicated; besides, the historical and natural conditions of every CBD are totally different. Before an appropriate policy is provided, the relationship among shopping motivation, shopping emotion and shopping response must be clarified. Four hundred consumers were selected randomly to fill the questionnaire in Shiinkuchan Commercial Zone of Kaohsiung City and the data were adopted for Structural Equation Modeling (SEM). Results show that excitement, which has strong positive effects on duration intention and re-patronage intention, mainly resulted from unusual experiences and excursion intention. Furthermore, excursion intention has positive effects on excitement, duration intention, and re-patronage intention. Therefore, it is important to create shopping excitement and to build luxurious and vital excursion environment by providing various activities and construction.

∗ 崑山科技大學不動產經營系助理教授(通訊作者 Email: wj1800@mail.ksu.edu.tw) 國立成功大學都市計劃系博士候選人 Assistant Professor, Department of Real Estate Management, Kun Sung University, Taiwan PhD. Candidate, Department of Urban Planning, National Cheng Kung University, Taiwan ∗∗ 國立成功大學都市計劃系教授 Professor, Department of Urban Planning, National Cheng Kung University, Taiwan ∗∗∗ 中華大學建築與都市計畫學系副教授 Associate Professor, Department of Architecture and Urban Planning, Chung Hua University, Taiwan

2009 年 6 月 19 日受稿，2010 年 1 月 22 日通過 147

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中華民國建築學會「建築學報」第 72 期，2010 年 6 月，夏季號

一、前言 隨著消費需求本質上的改變與零售供應鍊系統的創新，零售環境產生巨大的變化。私人汽車的

普及，以及因消費者市場的不斷區隔細分所擴展與延伸出之全範圍專門財貨與服務，皆使購買地點

的吸引力產生基礎性的變化。對於消費市場而言，容易到達、好停車、長時間均可提供服務，以及

安全、安心且吸引人的現代化大型賣場已是目前的市場主流。而此種設施除了會受到女性上班族的

青睞外，對於愉悅感（本文的愉悅感係由英文 excitement 翻譯而來，其意係指一種興奮、刺激、有

趣的逛選體驗（exciting shopping experience），Russell（1980）與 Wakefield and Baker（1998）皆曾

以 excitement 來表示此一心理感受。）有較高要求的族群而言也有極大吸引力（Bromley and

Thomas，1993）。此外，為了因應消費者對易到達且易停車之現代大型賣場的需求，大型連鎖量販

業者乃積極投入現代化且省成本之新零售開發案。由於特性上屬於低交易密度與大面積營業，使得

新零售開發案並不適用在租金高的市中心，因而常可見到市中心邊緣（edge-of-city）或郊外地區出

現新的大型零售開發案。

在此零售發展的歷史軸線上，歐美日先進國都市的市中心皆面臨了郊外大型購物中心與折扣店

的強力競爭；由於郊外的交通便捷且停車方便，加上大型購物中心兼具購買與休憩功能，吸引了許

多家庭在假日進行一日消費（one day shopping）與一站購足（one stop shopping）的活動，使得市

中心小型零售店面臨嚴重的經營危機。遠藤孝夫等（1993）、室町泰德等（1994）與淺野純一郎（2002）

等人研究發現，日本中小型都市商業機能的衰退現象非常明顯，且多數市中心存在商業空洞化的現

象。Robertson（1999）對美國 52 個小型都市的行政當局進行問卷調查，結果顯示小型都市市中心

普遍面臨的問題包括「難以吸引新開發案」、「晚上與假日都缺乏顧客」、「面臨郊外大型折扣店與購

物中心的強大競爭」等。Lowe（2000）以位於英國 West Midlands 的「Merry Hill 購買中心」來說

明，超大型區域購物中心已是事實上的新市鎮核心，它與周邊開發案的結合，將衝擊甚至取代原有

都市市中心的功能，並且會改變整個都市規劃的既有發展。

不過在多年的商業郊外化發展後，郊外地區亦逐漸發生商業樓地板面積供給過剩的問題(Hall

and Breheny, 1987）。就都市開發層面觀之，在市中心以外地區進行大規模商業開發的同時，市中心

內各種型態之空地（如舊廠區、廢棄礦區、寙漏更新區等），亦有不少新零售開發的投資發生，故

以「市中心」及「郊外地區」兩者作為商業發展強度之空間劃分標準，似乎並不充分，因此英國習

慣以「非市中心零售（off-center retailing）」來形容這些市中心以外的零售競爭者（Guy, 1994）。另

外就零售競爭的觀點而言，台灣都市的商業發展已由市中心商圈主導的情況，逐漸轉變成市中心商

圈與非市中心商圈分庭抗禮的局面。特別是，超大型購物中心或眾多大型量販店與生活用品店所聚

集形成的零售園區所擁有的停車優勢與企業統合經營優勢，對於中產階級家庭而言具有極大的吸引

力，此將使市中心作為「消費中心的角色」面臨弱化或被取代的危機。而一旦市中心的商業無法吸

引足夠的消費者時，將連帶發生商店倒閉的問題，並可能導致市中心從業人員失業與房地產資產價

值下降的連鎖反應。對於仰賴市中心生活的人們，市中心的衰退將會嚴重影響其生計；此外市中心

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市中心商圈逛選動機、情緒與反應之關連模式建構－以高雄市新堀江商圈為實證

代表了一個都市的門面，市中心的衰退也顯示了都市存在著認同喪失的危機，因此市中心的活化應

被視為是行政當局重要的施政目標之一。然而在進行市中心活化或重生工作時，必須先瞭解消費者

的逛選動機（shopping motivation），因為人們來市中心商圈逛選的目的表面上雖是購物，但事實上

動機可能是多元的，此一特性在 Tauber(1972)、Westbrook and Black(1985)與 Sit et al.(2003)等人的

研究中可以明顯得知。不過前述研究僅就逛選動機進行要因的歸納，並藉此對消費者加以分群，而

甚少對逛選動機、逛選情緒（包含愉悅感(excitement)與遊逛意向）與逛選反應（shopping response，

本研究將之設定為停留意向與再逛選意向兩者）的關聯性進行探討，故可能會導致行銷策略較缺乏

具體性與可行性。

Wakefield and Baker(1998)首先注意到這個問題，而提出愉悅感作為中介影響因素之看法，並

建立三個購物中心競爭因素(租戶多樣性、實質環境與逛選的投入程度)與愉悅感、逛選反應(包括停

留意向、再惠顧意向與跨區消費)之關連模式。不過該文係以購物中心之競爭要素為思考中心，而

非基於購物動機之考慮，而使逛選動機的分析僅等同於為環境因素與逛選投入之感知的討論。清木

俊明(2005)一文則改善了 Wakefield and Baker(1998)一文之缺點，並以市中心商圈為研究場域，故相

當值得加以參考，但該文對逛選動機之層級定義似乎與多數主張逛選行為應同時包含經濟性動機與

娛樂性動機之文獻有所衝突，而且該文並未將遊逛意向導入於關連模式中，故無法突顯出市中心商

圈作為多元商品販售場域與文化展演舞台之角色。

立足於上述之問題意識，本研究認為逛選動機、逛選情緒(愉悅感與遊逛意向)及逛選反應(停留

意向與再惠顧意向)之關連性應予以整體考量，並在釐清各個影響要因的相互關係後，提出一些見

解或準則，作為後續強化遊逛環境之相關政策研擬的基礎。另外，過去對於逛選行為（shopping

behavior）之討論，多數係以非市中心商圈為研究之場域，因此研究所歸納之結果不一定能適用於

市中心商圈。特別是台灣的市中心商圈與非市中心商圈的區位條件、商品結構、主力客層等都尚有

不少差異，因此有必要針對市中心商圈的特性來進行研究內容的調整。此外，為了展現市中心商圈

可作為消費者駐足與參與的一個場域或舞台，須將遊逛意向導入到逛選決策的整體模式中，特別是

市中心商圈內多為小型零售業或服務業的經營型態，極須仰賴路過行人的接觸與購買，而消費者之

停留意向與再逛選意向也會相當程度地受到遊逛意向的影響。Wakefield and Baker(1998)與 Dawson

et al.(1990)皆認為，利用田野調查法（field study method）在零售購物地點內直接訪問消費者，將

可清楚地獲知消費者對逛選環境（例如氣氛、配置或設計等），及消費多樣性的感受與認知。緣此

本研究在逛選動機與遊逛意向的相關問項皆作了某些程度的因應，並且希望藉由此一研究能初步瞭

解到市中心商圈消費者的逛選意向。當然，隱含強調「市中心衰敗，必須增強其競爭力」之論調，

也可能會招致過於主觀且超過本文學術探討範圍之批評。不過，在廿一世紀環保議題催化下，都市

發展重心已由過去的擴展性發展，朝向市中心活化與再發展方向進行，本研究乃希望能回應此一潮

流，並做出些許貢獻。

在全文的安排上，第一節主要在說明本研究的動機與目的；第二節為逛選之動機、情緒與反應

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的內涵與關連性之說明；第三節為研究設計與假設；第四節進行研究範圍與調查計畫之說明；第五

節為實證結果與分析；第六節則為結論與建議。

二、逛選之動機、情緒與反應的內涵與關連性

隨著都市化與郊外化的發展，都市居民逐漸由市中心移往市中心週邊或郊外地區居住，因此，

市中心外圍的人口密度逐漸提高。由於人口的聚集，必然會產生各類型商品的消費需求，此乃隱含

著大量商機存在於非市中心商圈，而都會地區零售商業之區位分佈也將面臨結構性的改變，並衝擊

到消費者的購物地區選擇行為。由於諸先進國的大型商業設施（如購物中心（shopping center）、量

販店（warehouse store）、折扣店（discount store）等）不斷設置，整體市場供給量已達飽和，加上

較好區位的店鋪租金高漲，嚴重侵蝕企業獲利能力，導致「空間因素」之重要性相對減弱。因此，

近來的研究有逐漸轉向「非空間因素（如零售形象（retail image）與零售組合（retail mix））」影響

銷售額之機制的趨勢（Mejia and Benjamin, 2002）。

不過由上述說明也可得知，過去與逛選或行銷領域相關之研究多將重點置於「經濟性購買」影

響要因的討論，強調任務相關性（task-related）與理性，以及商品購買的工作（product acquisition

mission）是否有完成。然而此種傳統性的研究並無法充分反映出逛選體驗（shopping experience）

的全面性，因此近來快樂的構面（（hedonic aspects），包含潛在的娛樂與情感價值）之重要性逐漸

被認知到，而且據此可知逛選目的背後所隱藏的動機須加以探討，方能對消費者之逛選情緒與逛選

反應有更深切的理解。

2-1 逛選動機相關研究之發展

對於逛選動機的討論，早期的研究多係藉由零售購買者的分類（taxonomies），來嘗試推論各

種類型購買者的動機。例如 Stone（1954）訪談 124 個已婚婦女，蒐集她們逛選地區性商店與大型

連鎖店的原因，並據此將受訪者分為四群，即：1.經濟型消費者（economic consumers）：最重視價

格、品質與多樣性。2.個人化型消費者（personalizing consumers）：因為與店員熟識而偏好逛選地

區性商店。3.道德型消費者（ethical consumers）：覺得維持地區性商店的持續經營是一種責任而去

消費。4.冷漠型消費者（apathetic consumers）：對購買不感興趣，似乎完全以便利性的考量為主。

而後，有許多學者嘗試利用不同性質的指標來進行消費者的分類，包括產品使用（product

usage）、實際的惠顧與逛選行為（actual patronage and shopping behavior）、與逛選有關的生活型態

量表（shopping-related AIO items）、喜歡逛選的程度（shopping enjoyment）與零售屬性偏好（retail

attribute preferences）等。其中較常被引用的是Tauber (1972)的分類方式，其基本前提是消費者的逛

選動機係引發自各種社會心理需求而非單純地源自於產品取得的需求，該文並將動機概分為：1.

個人的動機，如扮演的角色（role playing）、消遣（diversion）、自我滿足（self-gratification）、瞭解

新趨勢（learning about new trends）、實質活動（physical activity）與感官刺激（sensory stimulation）。

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市中心商圈逛選動機、情緒與反應之關連模式建構－以高雄市新堀江商圈為實證

2.社會的動機，如社會體驗（social experiences）、與他人溝通（communication with others）、同儕的

吸引（peer group attractions）、位階與職級（status and authority）、殺價之樂（pleasure of bargaining）。

因此認為在以下幾種情況下便會產生逛選活動，包括：人們想買某些商品且時間與經費皆允許時、

消費者需要被關注時、想找同伴時、想與同好會面時、想運動時或只是想休息放鬆時。

Westbrook and Black (1985)認為，購買行為是源自於購買商品，以及與產品無關的需求滿足等

二種基本性質的逛選動機。而基本性質的逛選動機又可利用七個構面來加以說明，即參與的效用

（anticipated utility）、角色設定（role enactment）、協商（negotiation）、選擇的最適化（choice

optimization）、連絡（affiliation）、權力/權威（power/authority）、激勵作用（stimulation）。不過他

們也強調，所有的動機皆同時會包含娛樂性的成分與經濟性的成分，只是有些本質上比較偏向於娛

樂性，而有些則在本質上較偏向於經濟性。Babin et al.（1994）也發現，人們在進行購買活動時，

主要是為了滿足娛樂性的目的（recreational outcomes）與經濟性的目的（utilitarian outcomes），而

正面情緒（positive mood）則是源自於人們在追尋上述兩種購買價值時所獲得之結果。Boedeker

（1995）認為，娛樂性逛選動機主要是立基於逛選體驗本身的品質，而非單純指向於資訊的蒐集或

產品的購買。

Sit et al. （ 2003 ） 將 逛 選 動 機 分 為 七 大 類 ， 包 括 購 買 商 品 （ Merchandising ）、 可 及 性

（Accessibility）、服務（Services）、氣氛（Atmospherics）、娛樂（Entertainment）、食物（Food）與

安全（Security），並利用此七大類動機將購物中心之消費者分群為嚴謹型顧客（serious shopper）、

娛樂型顧客（entertainment shopper）、需求型顧客（demanding shopper）、便利型顧客（convenience

shopper）、冷漠型顧客（apathetic shopper）與服務型顧客（service shopper）。此外，Cox et al.（2005）

認為逛選動機包括與人接觸（mingling with other shoppers）、尋找特價品（bargain hunting）、瀏覽

（browsing）、感官刺激（sensory stimulation）、享受尊寵（being pampered）、運動體驗（kinesthetic

experience）等，而其中又以尋找特價品、瀏覽（含櫥窗欣賞）、享受尊寵與運動體驗最為重要。

由上述之說明可知，由於市中心商圈含括了商品販售、資訊與服務的提供、餐飲與遊憩的享受，

以及各種活動之觀賞與參與等多面向之功能，因此消費者的逛選應會同時存在經濟性動機與娛樂性

動機，而且此兩種動機皆會正向地影響逛選情緒與逛選反應。另外，Pryor and Grossbart（2005）

也對市中心主要街道的活動本質（正式與非正式）、功能本質（商業性與非商業性）與慶典特性（例

行性與特殊慶典）等進行質化分析，認為主要街道是社會、文化與政治活動的場域，代表著廣泛的

社會價值，而業者、消費者與其他的伴隨性活動者（如政治人物）共同在此演出，豐富了整個市中

心的活力與內涵。因此，若將所有逛選動機加以整合，並考慮到市中心商圈的逛選功能，則可將逛

選動機概分為參與個人活動與社會活動之「活動參與」、包含經濟性購買與娛樂性購買的「逛街與

購買商品」、以及蒐集流行資訊與休憩舒壓為主之「非日常體驗」等三大類動機。

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2-2 愉悅感、遊逛意向與逛選反應之關係

逛選（shopping）一直是許多人喜愛的活動，即使在非實體商店型態如型錄店（catalogs）、團

購式銷售（party-concept selling）、電視購物（QVC）、直銷（personal shopping service）與網路銷售

（internet selling）等不斷發展的現今，多數人的消費仍然是以實體商店為主，其主要的原因係逛選

的動機並非純粹是經濟性的考慮。Bloch et al.（1994）經由對商場（mall）顧客的研究發現，商場

對於消費者而言不僅是一個逛選的地方，也是從事其他活動（如娛樂(entertainment)）的地方。Falk

and Compbell（1997）認為人們無疑地可以從逛選中獲得快樂（pleasure），且逛選佔休憩時間的比

重似乎愈來愈重。

由於在逛選過程中，消費者會產生快樂的正向情緒，因此許多的學者乃進一步探討逛選情緒之

影響因素及其對逛選反應可能產生之衝擊，而逛選情緒一般係以愉悅感與遊逛意向來加以討論。就

愉悅感的相關研究而言，愉悅感與逛選反應之關係一直是行銷學者高度關切的議題，因為愉悅感是

逛選體驗中非常重要的一個部分。Lesser and Kamal（1991）發現，正面的激勵是影響消費者產生

逛選意向的關鍵中介變數。Bloch et al.（1994）經過實證後認為，「解脫（escape）」可被視為是商

場所提供給消費者的一種利益動機，在此「解脫」係指煩惱的舒解與高層次精神知覺的剌激。而

Swinyard（1993）與 Roy（1994）也認為，逛選體驗的品質對逛選意向有顯著的正向效果，且來訪

頻率會與消費者娛樂性動機的程度呈正向關係。Sit et al.（2003）也認為購物中心具有的娛樂性功

能與良好氣氛會影響到來訪者對商場的印象。

此外對於消費者而言，市中心應是一個具有創意的、令人喜悅的、熱鬧的舞台，且其亦提供了

商品購買的功能以及附加的服務與價值，例如在逛選的同時伴隨著可發現好或新事物的期待感，亦

即市中心通常是因應高層次的娛樂性需求來提供服務，而非僅在於滿足低層次的經濟性需求。在此

所謂高層次之需求，係指除了商品或服務所提供之實質使用價值外，尚附帶有各種體驗性質的附加

價值，如愉悅、放鬆、充實、情感交流等，反之低層次需求則是指向於商品或服務之使用價值來作

為主要的衡量對象，因此在討論市中心消費者之愉悅感之同時，對遊逛意向亦應加以考量。一般而

言，遊逛意向會受到街道空間的清潔、安全、商店吸引力，以及相關活動或表演之影響。多數研究

者皆認為步行環境品質的好壞會直接影響到人們步行的意願，Saelens et al.（2003）以數個鄰里為

對象，進行步行適宜性的評估，其所提出之評量變數包括：密度、土地使用混合程度與多樣程度、

到混合使用地區的近接性、街道的聯繫性、步行與腳踏車相關設施、街道景緻、街道交通水準，以

及街道犯罪情形等。Southworth（2005）認為路網的設計、路網的功能（例如是否能方便到達想去

的地方）、自然條件（例如天候與地形）、安全、安心、個人屬性（例如性別與建康狀況），以及路

網的趣味性等都會影響人們步行的意願。Jacobs（1993）認為要提高步行在路網系統的被利用性，

有必要提供一個舒適的步行環境。Slater（1985）認為，舒適包含了實質的（physical）、心理的

（phychological）與生理的（physiological）要素。而「舒適」係指愉悅的生理與心理狀態，且環

境與人之間具有高度的和諧感。在許多例子中，舒適往往是決定步行距離的重要因素之一，不過對

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市中心商圈逛選動機、情緒與反應之關連模式建構－以高雄市新堀江商圈為實證

舒適的認知則會隨著文化與所處環境之品質不同而變動。此外，塚口博司等人（2003）、董娟鳴等

人（2004）及黃幹忠與葉光毅（2008）皆確認了環境變數對步行意願具有顯著影響。

至於在逛選反應方面，人們待在商圈或商店內愈久，則其花費會愈多，此已是研究者之普遍共

識，因此有不少研究者將重點置於停留時間影響因素之討論。Roy（1994）認為，娛樂性的購買者

相對於經濟性購買者，會更常逛街及購買商品，且其停留時間會更長。Finn et al.（1994）發現，

不同的消費動機會影響消費者待在商店街內的時間長度，而參與動機較強的消費者（如參與休閒或

社交活動者）會比其他類型的消費者更可能延長原訂行程之時間。Bloch et al.（1994）發現在消費

體驗上，探索新產品或新商店對消費者而言會產生獲益感，因此有相對較多樣化之商店、餐飲店及

娛樂設施的商店街，將能吸引消費者進行購買、用餐與娛樂之複合式消費活動，而使消費者有更高

的停留意向。

Wakefield and Baker（1998）以非市中心商圈為研究場域，利用線性結構模式建立競爭因素、

愉悅感及逛選反應三者之關聯模式，結果證實資料配適其假設，如圖 1 所示。由圖 1 可知，租戶多

樣性、實質環境與涉入程度三者對對愉悅感及停留意向具有正向影響，而愉悅感又會對停留意向及

再惠顧意向產生正向影響。另外青本俊明以市中心商圈為研究場域，並且利用線性結構模式討論購

買動機、非日常體驗與精神的充足三者之關連模式，結果亦證實資料配適其假設（如圖 2 所示），

且在其結論中提及，非日常體驗（如餐飲及心平靜氣）可以增長停留時間。

立足於上述之說明，本研究認為在討論市中心的逛選動機之同時，應納入愉悅感與遊逛意向之

討論，以突顯出市中心商圈所具有的多樣性功能，以及人們在此多元商品販售場域與文化展演舞台

中所扮演之角色。本研究之目的主要在衡量逛選動機、愉悅感與遊逛意向等潛在變數對逛選反應的

影響，並據以瞭解消費者在市中心商圈逛選的驅動力，以及遊逛意向在整體逛選反應等意向中的關

聯性與重要性，今將其概念表示如圖 3。

租戶多樣性

涉入程度

圖 1 逛選行為意向之線性結構模式

跨區購買 愉悅感

再惠顧意向 停留意向

(＋)

實質環境

(＋)

(＋)

(＋)

(＋)

(＋)

(＋)

(＋)

(－)

(－)

(＋)

(＋)

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中華民國建築學會「建築學報」第 72 期，2010 年 6 月，夏季號

由於圖 3 之內涵將同時涉及因素分析（factor analysis）與路徑分析（path analysis）兩部分，故

本研究將利用結構方程模式（Structural Equation Modelling，簡稱 SEM）來建構圖 3 的關聯模式。

結構方程模式指的就是 SEM 有關不可觀察之潛在變項間關係的檢定部分，因此又稱為潛在變項模

式。此一模式相當類似於路徑分析，所不同的是路徑分析處理的是顯性變項間關係，且是單向的因

果關係；而結構模式處理的是潛在變項間的關係，且可同時包括單向的因果關係或雙向的互為因果

關係。隨著結構模式設計的差異，潛在變項可進一步分為外因潛在變項與內因潛在變項二類。

三、研究設計與假設

一般而言，人們為了滿足慾望或得到滿足感，會設定其行為所欲達成之目的並付諸行動，因此

某種行為應隱含能達成某種目的並獲得滿足；反之，若無法滿足預設目的之行為便不會產生。在此

種理性決策的結構下可推想得知，某種行為是否會付諸行動，將視該行為可達成目的之可能性而

定。若進一步考慮到逛選行為時，由理性預期之行為理論可知，消費者前來市中心的來訪目的表面

上雖然是購買商品，但其背後的動機可能是多元的。例如人們通常喜歡在歡樂的氣氛下購買商品，

而市中心除了是提供商品販售的空間之外，也可作為是一個吸引人駐足的舞台，因此遊逛意向與停

留意向等逛選情緒與反應所隱含的意涵便值得探討。

Pryor and Grossbart（2005）曾提及，市中心商業區（Downtown Business Districts）在美國稱為

主要街道（Main Streets），在過去被視為是社區「經濟健全」與「生活品質良好」之表徵。在二次

圖 2 逛選動機、非日常體驗與精神的充足之線性結構模式

逛選動機

精神的充足

非日常體驗 停留時間

感覺快樂

(＋)

(＋)

(＋)

(＋)

(＋)

(＋)

(＋)

圖 3 逛選之動機、情緒與反應全體關聯性之研究概念圖

逛選動機

遊逛意向

愉悅感

逛選反應

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市中心商圈逛選動機、情緒與反應之關連模式建構－以高雄市新堀江商圈為實證

世界大戰以前，它們是商業與社會生活的中心，人們於週末會到該處聚會、用餐、看秀、閒逛及觀

賞櫥窗展示；然而目前歐美日的許多市中心卻為能否存活而苦。若將過去與目前兩個時期的情況加

以對照，更可突顯出市中心活化的迫切性。有活力的主要街道不僅具有提供財貨與服務之消費功

能，也可在社會、文化與經濟層面上對生活品質與社區發展有所貢獻。其不僅支撐著特定的社會功

能、提供市民論談之處、誘發步行活動與社會互動，在某些情況下，亦因擁有歷史建物、良好區位、

提供獨特的產品、各式各樣的活動與慶典而能吸引觀光人潮。另外，充滿活力的市中心也可提高就

業機會、資產價值與稅基；扮演新創企業育成地之角色；支援那些販售在地產品與運用地區服務的

商店；並藉由社區基礎設施與土地使用的集中，來減緩都市蔓延的發生。另外，地區性的商家比連

鎖量販業者會更暸解地區的條件，對地區有更多的利害關係與連結性，會更加關心地區長期的發展

與利益，也較能將利益留在市鎮內。

此外，為了展現市中心商圈可作為消費者駐足與參與的一個場域或舞台，須將遊逛意向導入到

逛選決策的整體模式中，特別是市中心商圈內多為小型零售業或服務業的經營型態，極須仰賴路過

行人的接觸與購買，而消費者之停留意向與再逛選意向也會相當程度地受到遊逛意向的影響，綜合

而言，在檢討市中心的活化對策時，有必要先掌握來訪者的逛選動機、逛選情緒與逛選反應，且上

述三者須整體進行討論，才可充分了解市中心消費者逛選意向的全貌，而逛選動機之掌握對於市中

心商圈的活化或重生方向，勢必能提供更多正確且有用的訊息。而在逛選動機方面，綜合 Arnold and

Reynolds（2003）、清木俊明（2005）與 Noble et al.（2006）等人之研究成果，可進一步將逛選動

機區分為「參與活動」、「逛街與購買商品」與「非日常體驗」。此外愉悅感、停留意向與再惠顧意

向等三者關係之設定上，乃是參考 Finn et al.（1994）、Bloch et al.（1994）與 Wakefield and Baker

（1998）等文章。另外，遊逛意向的設定上，主要是考慮到市中心商圈係以沿街商店分佈為主，消

費者透過遊逛街區的環境與商店櫥窗而可獲得另一層面之愉悅感，相關的評量題項則係參考自塚口

博司等人（2003）、董娟鳴等人（2004）與黃幹忠與葉光毅（2008）等文章。綜合上述之說明可做

如下之假設：

假設 1：消費者參與活動之動機愈高，則將直接正向影響其愉悅感。

假設 2：消費者逛街與購買商品之動機愈高，則將直接正向影響其愉悅感。

假設 3：消費者非日常體驗之動機愈高，則將直接正向影響其愉悅感。

假設 4：消費者參與活動之動機愈高，則將直接正向影響其遊逛意向。

假設 5：消費者逛街與購買商品之動機愈高，則將直接正向影響其遊逛意向。

假設 6：消費者非日常體驗之動機愈高，則將直接正向影響其遊逛意向。

假設 7：消費者之遊逛意向愈正向，則將直接正向影響其愉悅感。

假設 8：消費者之愉悅感愈正向，則將直接正向影響其停留意向。

假設 9：消費者之愉悅感愈正向，則將直接正向影響其再惠顧意向。

假設 10：消費者之遊逛意向愈正向，則將直接正向影響其停留意向。

156

中華民國建築學會「建築學報」第 72 期，2010 年 6 月，夏季號

假設 11：消費者之遊逛意向愈正向，則將直接正向影響其再惠顧意向。

假設 12：消費者之停留意向愈正向，則將直接正向影響其再惠顧意向。

透過上述假設 1~12，可藉以建立出逛選行為意向中各個潛在變項之線性結構模式，今將其表示如圖 4。

針對圖 4 的線性結構關係，本研究依據第二節中所提及文獻之內容，先研擬出 52 個題項，而

後藉由試調工作之進行，修正含糊不清或艱深不明的題意，及刪除不適宜或相似的問項，以收斂題

數及避免題目過多，最後依受訪者意見修改問卷內容後，完成正式調查的問卷（如附錄一所示）。

另外，在問卷整體架構方面，本研究之問卷內容主要分為兩個部分：第一部分的問項著重於

調查受訪者之消費行為意向的相關認知與態度指標，包括對逛選動機的認知評價、愉悅感與遊逛意

向的情緒感知評價以及逛選反應等潛在意向之評價等；第二部分則是受訪者的基本社會經濟資料，

俾利暸解受訪者屬性結構。

所設計的問項採正向敘述方式，有關逛選動機與遊逛意向的認知問項，則是詢問受訪者對各問

項敘述的同意程度，以李克特(Likert)五點尺度衡量，分別為「非常不同意」、「不同意」、「普

通」、「同意」及「非常同意」。而愉悅感、停留意向與再逛選意向則是參考 Wakefield and Baker

（1998）的作法，採用語意差異法（semantic differential），利用受訪者在所有雙極尺度上所表示

的感受，來獲得對象商圈在受訪者心目中的印象，而其衡量尺度則為七點尺度。

四、研究範圍與調查計畫

4-1 研究範圍之決定與示意

近代都市為了追求效率，特別是基於交通管理的需要與行車之方便性，多以棋盤狀方式作為道

路規劃配置之主軸，此與既往舊市區曲折彎延之街道形式大異其趣。然而樣式一致的街道，若無特

殊景觀的區隔，將會因缺乏個性或特色而導致行人不易分辨方向，致使行人行走其間常會有迷途之

感，此可能會降低行人的逛選意願或逛選的滿意度，然而目前似乎少有文獻對方格式街道路網之行

人遊逛意向與逛選反應進行討論。而若以高雄市市中心商圈作為討論的對象時，新堀江商圈是唯一

參與活動

非日常體驗

圖 4 逛選行為意向之線性結構模式

停留意向 愉悅感

再惠顧意向 遊逛意向

＋ ＋

＋ ＋

＋

＋

＋ ＋

註 1：「＋」表示有正向影響。

逛街與購買

商品

＋

＋

＋

＋

157

市中心商圈逛選動機、情緒與反應之關連模式建構－以高雄市新堀江商圈為實證

具有徒步街區性質且屬於方格狀形式的商圈。另外，交通條件改變對商圈之成長或衰退可能具有相

當大的影響力，尤其捷運路網的建構將如何衝擊市中心商圈，更值得加以觀察與評估。特別是年輕

族群係使用捷運的主要乘客，捷運的完工通車對於消費人口年輕化的新堀江商圈，應會有更大的發

展空間，故此亦是本研究選定新堀江商圈作為實證對象地區的另一重要原因。研究範圍如圖 5 所示。

本研究以高雄市新興區新堀江商圈為研究範圍（實線部分），實務界也有稱其為五福商圈者。研

究範圍裡之商店主要是集中於中山二路、五福二路、新田路以及文橫二路與玉竹二街所構成的街廓

及沿路兩側。至於商圈內部與週邊主要設施方面，包括了 AB 館、大統 262、捷運中央公園站、城市

光廊與大立百貨。

2.抽樣設計

本研究為了解消費者的逛選動機、情緒與反應之關聯性，將以現場調查的方式來取得相關資料，

俾能獲得消費者真實逛選行為之意向。此外由於商圈母體具有流動性質，故較難掌握其全體名冊，不

過本研究仍希望透過系統抽樣法來進行隨機抽樣。亦即，在多數消費者會遊逛經過的路徑或設施配置

調查人員，而調查人員就其面前經過的行人中，每次數到第 10 人，便對該行人施以問卷調查；若該

受訪者拒答，則再重新依前述之程序進行抽樣。另外，為了確保調查人力配置地點的妥當性，本研究

在進行問卷調查前，先進行了商圈步行旅次的追蹤調查，並據以統計出較多人行經之路徑或設施。在

實施上，係於一個星期五、六與日連續三天進行追蹤調查，相關之追蹤調查計畫如表 1 所示。

圖 5 研究範圍圖

步行調查範圍

新堀江商圈範圍

重要設施

停車場

大立

百貨

城市光廊

大統

262

A.B館

中

華

三

路

中

華

四

路

新

田

路中山二路 青

年

路 一

林

森

一

路

林

森

二

路

新興

國中

中央公園

市立中山

體育場

捷運中央

公園站

158

中華民國建築學會「建築學報」第 72 期，2010 年 6 月，夏季號

表 1 追蹤調查計畫表 項目 內容

(1)調查日期與時間 日期為平日一天與週末假日二天，總共三天；時間則是在早上 10 點到晚上 10點。

(2)調查人數與輪班 為了能讓較少人數也可進行追蹤調查，於是讓 10 位調查人員輪班休息，每次則是有 8 位調查人員同時進行調查。

(3)追蹤開始的地點 在調查範圍內選擇數個行人通行量最多的地點，作為追蹤調查的起始點，並且讓 8 位調查員盡量分散在起始點之四週。

(4)追蹤的方法

a.調查開始時，從調查起始點選擇單一人或群體（須為同行者）為被追蹤對象，不過此一階段被追蹤者的行進路線並不列入追蹤調查的樣本中，而下一個開

始被追蹤者，以及後續被追蹤之行人步行旅次才是正式樣本，藉此來達到隨

機化之目的。 b.若下述三個情況之一發生時，則追蹤行動便停止。

*被追蹤者進入設施（該設施須具有獨立出入口）或特定範圍（如公園）。 *被追蹤者走出調查範圍。 *步行者使用步行以外之交通手段時。

c.接續上述情況，調查員再次進行追蹤調查的情況有三個。 *追蹤結束後所遇到的第一個從該設施出來的人，即是追蹤調查的對象。 *在追蹤結束的道路上所遇到第一個進入該道路的人，即是追蹤調查的對象。*如果追蹤結束的地點在 10 分鐘內無任何行人通過，則調查員會返回追蹤開始的地點，而後再進行前述 a.至 b.的追蹤調查過程。

資料來源：本研究自行研擬

五、實證結果與分析

本研究於 2008 年 6 月 19 日至 21 日（星期五、星期六與星期日三天）進行追蹤調查，總共追蹤了 594 組商圈消費者。由追蹤調查之統計結果發現，文化路為 10 條路段中最多行人通行的路段，高達有 42%的步行比率（被追蹤者經過該路段的人次除以被追蹤者人數），其次是仁智街、五福二路與文橫二路 167 巷分別有 34%、20%與 19%的步行比率，其他的路段的步行比率則明顯較少，本研究選擇步行比率在 3%以上的路段，總共有 10 條路段配置調查員，以系統抽樣方式進行隨機性問卷調查。立足於追蹤調查之結果，進一步在 2008 年 8 月 25 日至 9 月 5 日之間，在 10 條選定的調查路段上各別配置了 1 位調查員，採系統抽樣法隨機抽取新堀江之消費者進行問卷調查之工作，總計回收 400 份有效問卷。根據所獲得之問卷結果進行統計分析，茲說明如下：

5-1 受訪者屬性分析

在受訪者屬性的統計分析方面，由表 2 可看出女性比例略高，佔 53.5%。年齡層主要分布在20 歲以下，佔 57.8%；職業以學生居多，佔 63.3%，顯示此商圈之主要消費族群為年輕之學生。而在居住地區方面，高雄市以外之縣市消費者合計佔 42.8%，顯示此商圈是屬於一個都會型商圈，故能吸引較遠地之消費者前來。另外同行人數以 2 人為最多，佔 47.0%；其次為 3 人，佔 20.3%。來訪之頻率以 1 個月 1 次居多，佔 33.3%；其次為 1~2 週 1 次，佔 20.8%。停留時間以 4 小時以上者為最多，佔 31.3%；其次為 2~3 小時，佔 25.0%，表示此商圈之消費者多數會做長時間的停留，故相對地亦應會有較長距離的遊逛行為發生。

159

市中心商圈逛選動機、情緒與反應之關連模式建構－以高雄市新堀江商圈為實證

表 2 受訪者基本屬性表 屬性 次數分佈 性別 男性(46.5%)；女性(53.5%)。 年齡 20 歲以下(57.8%)；21-30 歲(37.5%)；31-50 歲(4.8%)。

職業

無業者(4.0%)；技術工、機械設備操作工及組裝工(3.0%)；非技術工及體力工(3.5%)；民意代表、行政主管、企業主管及經理人員、公教人員(2.0%)；現役軍人(3.0%)；專業人員、技術員及助理專業人員(5.5%)；學生(63.3%)；事務、服務工作人員及售貨員(11.5%)；其他(4.3%)。

居住地 楠梓(9.5%)；左營(7.0%)；鼓山(4.0%)；三民(7.3%)；鹽埕(1.8%)；前金(2.0%)；新興(5.5%)；苓雅(5.8%)；旗津(2.0%)；前鎮(7.3%)；小港(5.3%)；高雄縣(16.0%)；其他縣市(26.8%)。

同行人數 1 人(8.0%)；2 人(47.0%)；3 人(20.3%)；4 人(10.8%)；5 人以上(14.0%)。

頻率 1~2 週 1 次(20.8%)；1 個月 1 次(33.3%)；2 月個 1 次(15.3%)；3 個月 1 次(12.3%)；其他(18.5%)。

停留時間 60 分鐘以下(6.3%)；61~120 分鐘(16.5%)；121~180 分鐘(25.0%)；181~240 分鐘(21.0%)；241 分鐘以上(31.3%)。

資料來源：本研究整理

5-2 逛選動機之因素分析與構面信度分析

為驗證圖 3 的假設，首先經由信度分析來對預測題目進行適切性的評估。信度分析的主要目的

係指向於同一題本的試題，由於在測量同一屬性，因此試題彼此間應具有高相關，此一概念可以藉

由項目與總分的相關來評估。此外亦可利用因素分析，當因素設定為一個主成份時，各題目具有一

定水準的因素負荷量來進行檢測（邱皓政，2004）。個別試題的同質性檢驗標準係以相關係數低於

0.3 或因素負荷低於 0.3 為標準，在此兩項指標中不符標準的項目計有「購買服飾與配件」及「進

行餐飲活動」兩者。這些題目顯示出與全量表不同質，應考慮予以刪除。另外，將「經過順道買東

西」放入因素分析時，造成因子命名之困難，且相關係數為倒數第三低之變數，故決定予以刪除。

接著，將所有保留的題項進行因素分析，得 KMO=0.888，表示整體資料已達到「良好」的標

準，表示進行因素抽取共同因素的效果已達中上水準。而 Bartlett 球形檢定值為 2216.805，在自由

度為 171 時，已達 0.000 顯著水準，故可拒絕虛無假設，表示全體量表適合進行因素分析。通過檢

定之後，以因素分析中的主成份分析來萃取共同因素，依據特徵值大過 1 作為選取共同因素個數的

原則，結果共選取三個主要因素，共可解釋全部變異之 48.318%。再經過最大變異變轉軸法（varimax）

對選出的因素進行轉軸，使各因素之代表意義更明顯且更易於解釋，如表 3 所示。

由表 3 可知，受訪者來新堀江商圈的動機主要可分為三個因素；第一個因素是與參與活動及人

際互動有關之動機，因此將之命名為「參與活動動機」。第二個因素是與逛商店及購買商品有關，

因此將之命名為「逛街與購買商品」。第三個因素是與商圈體驗及消磨時間有關，故將之命名為「非

日常體驗」。另外，整體模式各個構面的信度係數(如附錄一所示)，介於 0.7275 與 0.8780 之間，表

示各構面之內部主要變數之一致性高。

160

中華民國建築學會「建築學報」第 72 期，2010 年 6 月，夏季號

表 3 因素主成份分析之結果

因素 變數名稱 因素負荷量 特徵值 解釋變異量

因素一

參與語言繪畫等研習會 0.791

5.488 21.498%

進行洽公活動 0.783 參加展覽會等相關活動 0.720 進行美容美髮或健身等活動 0.693 進行觀光活動 0.661 與人會面及洽談事情 0.659 參與節慶活動 0.645

因素二

逛各種類型的店 0.713

2.348 13.923%

逛新開的店或流行的店 0.685 逛精品店 0.605 購買禮物 0.596 受到特價活動吸引 0.515 進行娛樂活動 0.417 購買日用品 0.413

因素三

感受活力 0.759

1.345 12.896% 享受悠閒氣氛 0.688 無聊打發時間 0.634 看看來往的人潮 0.631 獲得流行訊息 0.529

資料來源：本研究整理

5-3 線性模式校估結果分析

根據逛選行為意向之模式理論架構，以及對原始題項所進行之資料適切性評估，共形成了 37個外因與內因顯性變項（x1~x19 及 y1~y18），並建構了逛選行為等 7 個潛在變項之測量模式。在 7個潛在變項中，「參與活動」、「逛選與購買商品」與「非日常體驗」為外因潛在變項，而「愉悅感」、

「停留意向」、「再逛選意向」與「遊逛意向」等則屬於內因潛在變項，相關內容如附錄一所示。 在進行線性結構模式校估之前，首先進行變項極端值之檢查，由統計理論得知，樣本中若有極

明顯的偏離值，將會對統計分析結果造成嚴重的偏誤，因此須審慎檢視並斟酌刪減。本研究定義極

端值為超過樣本平均值三倍標準差之樣本值，而經由資料檢定程序並未發現存在極端值之情況。接

著，以 LISREL8.3 來進行 SEM 分析，校估方法為最大概似法（ML）。由於 ML 法乃立足於多元常態的假設，依據 Kline（1998）的判斷原則係變項的偏態之絕對值不大於 3，且變項的峰度之絕對值不大於 10。經過檢定發現所有變項的偏態與峰度皆在正負 1 以內，故可判定資料未違反多元常態性之假設。而模式校估及假設驗證過程將依序予以說明。

5-3-1 模式配適度分析

由表 4 的逛選行為意向結構模式之配適度檢定結果可看出，在全部 12 項適用於單一模式配適度檢定之統計量中，並非全部統計量值皆符合判斷值之標準，整體而言，逛選行為意向結構模式的

配適度並非令人非常滿意，此可能係本研究之潛在變項的結構較為複雜，故不可解釋的誤差部分會

累計增加，再加上意向量測之差異性不易透過問卷的詢答方式被突顯出來，而使配適度值不易達到

判斷值之標準。不過本研究的目的乃是著重在逛選動機、逛選情緒與逛選反應之意向關係的討論，

而非用於行為模式的預測，故基本上仍可用來作為分析潛在變項間關係的參考。

161

市中心商圈逛選動機、情緒與反應之關連模式建構－以高雄市新堀江商圈為實證

表 4 逛選行為意向結構模式之配適度檢定結果

統計檢定量 結果數值 判斷值

絕對配適檢定

χ2 1750.38 P>.05

χ2/df 2.85 >2

GFI 0.81 >.90

RMR 0.11 越小越好

RMSEA 0.068 .90

NNFI 0.80 >.90

CFI 0.82 >.95

IFI 0.82 >.90

精簡配適檢定

PNFI 0.68 >.50

PGFI 0.71 >.50

CN 177.11 >200

註：備註內的標準係參考自邱皓政（2004）。

5-3-2 模式校估結果與假設驗證

圖 6 為結構模式與測量模式之係數校估結果，資料整體上能擬合本研究在文中所提出的模式架

構。本研究在學理上綜合了 Arnold and Reynolds（2003）、清木俊明（2005）與 Nobel et al.（2006）

等人對逛選動機的討論方式，即逛選動機可分為低層次的經濟性動機與高層次的娛樂性動機，且兩

者在每次的逛選中皆會同時存在，且本研究進一步將之結合至愉悅感的產生及與逛選反應（包括停

留意向與再逛選意向）之關連性。此外，遊逛意向的導入，應是模式中另外一個較具學理貢獻之處，

因為本研究之實證地區為平面式之徒步商圈，遊逛行為對此類型商圈之發展與吸引力之提升具有非

常重要之影響力，因此遊逛意向對停留意向與再惠顧意向具有正向影響的假設獲得支持，說明了商

圈活化策略的提出，不僅應從商業經營的角度，如商店多樣性、新奇、流行等因素來考量外，也須

思考如何藉由實質步行環境之改善與空間氣氛之營造來提升遊逛意向，進而正向影響商圈來訪者之

逛選反應。

162

中華民國建築學會「建築學報」第 72 期，2010 年 6 月，夏季號

另外就假設之驗證而言，由圖 7 的上半部假設性模式結構與下半部實證性模式結構之比較可

知，只有參與活動動機對於愉悅感一個路徑(如圖 7 中陰影處所示)，其實證結果的符號與原先之研

究假設不同，即假設不成立，而其餘 11 個假設則是成立。假設 1 不成立之原因可能係，因素負荷

量較高者多屬參與個人服務或社會服務相關之活動，而此類型活動通常缺乏興奮、刺激、有趣的逛

選體驗，故無法對愉悅感產生正向之影響。不過整體而言，逛選動機、逛選情緒與逛選反應確實存

在結構性關係，而逛選情緒包括愉悅感與遊逛意向作為中介變項的角色，其必要性與影響程度均能

被突顯出來。

0.450.540.530.490.510.520.41

0.750.840.750.740.670.660.73

Y1 Y2 Y3 Y4 Y5

Y14

Y15

Y16

Y17

Y18

0.92 0.58 0.81 0.68 1.04

0.51

0.37

1.01

0.58

0.83

愉悅感

遊逛意向

停留意向

X1

X2

X3

X4

X5

X6

X7

X8

X9

X10

X11

X12

X13

X14

X15

X16

X17

X18

0.50

0.49

0.61

0.63

0.66

0.77

0.72

0.54

0.62

0.51

0.70

0.80

0.71

0.61

0.54

0.74

0.83

0.79

X19 0.68

參與活動

逛街與購買 商品

非日常體驗 0.610.62 0.55 0.70 0.58

1.05 1.19 1.00 1.101.07

Y6 Y7 Y8 Y9 Y10 Y11 Y12 Y13

1.61 1.70 0.46 0.49 0.60 0.52 0.60 0.68

0.72 0.72 0.42 0.53 0.65 0.57 0.59 0.32

0.45

0.68

再惠顧意向

1.05 1.17

1.17

-0.19

0.41

0.01

0.30

0.26

0.07

0.32

0.27

0.18

0.36

0.38

0.24

註： 表路徑係數在α=0.1 下不顯著

圖 6 模式參數校估結果

163

市中心商圈逛選動機、情緒與反應之關連模式建構－以高雄市新堀江商圈為實證

5-3-3 綜合分析

進一步將各假設驗證的直接效果與間接效果整理如表 5 所示，即可就幾個內生潛在變數之影響

要因予以說明如下：

1.影響愉悅感之因素

就影響愉悅感之直接效果而言，「遊逛意向(0.32)」比「參與活動(-0.19)」、「逛街與購買

(0.01)」、「非日常體驗(0.26)」較為重要。若考慮到間接效果，「參與活動」會因為「遊逛意向」

的關係而減少對「愉悅感」(-0.0588=-0.19+0.1312，詳見表 5)的負向影響程度。

2.影響遊逛意向之因素

從模式參數校估及假設驗證的分析結果中，影響遊逛意向最主要的直接影響因素是「參

與活動（0.41）」，其次是「逛街與購買商品(0.30)」。

3.影響停留意向之因素

從模式參數校估及假設驗證的分析結果中，影響停留意向最主要的直接影響因素是「遊

逛意向（0.38）」，而「愉悅感(0.27)」則次之。

參與活動

非日常體驗

停留意向

再惠顧意向

＋ ＋

逛街與購買

商品

愉悅感

遊逛意向

＋

＋

＋

＋

＋

＋

＋

＋

＋

參與活動 停留意向

再惠顧意向

逛街與購買

商品

愉悅感

遊逛意向

-0.19**

＋

0.27**

0.18**

0.38**

0.24**

0.36** 0.32**

0.07

0.26**

0.41**

0.01 0.30**

** 顯著水準 0.05 時，t 檢定顯著 * 顯著水準 0.1 時，t 檢定顯著

圖 7 假說性(上半)與實證性(下半)路徑比較

逛選反應

164

中華民國建築學會「建築學報」第 72 期，2010 年 6 月，夏季號

4.影響再惠顧意向之因素

從模式參數校估及假設驗證的分析結果中，影響再惠顧意向最主要的直接影響因素是

「停留意向（0.36）」。若考慮到間接效果，「遊逛意向」會因為「停留意向」的關係而增加對

「再惠顧意向」(0.3768=0.24+0.1368，詳見表 5)的正向影響程度。

表 5 影響關係與假設驗證

影響方向 直接效果 間接效果

總效果判

定 直接效果下

之驗證結論

參與活動→愉悅感 -0.19 (0.41)×(0.32)=0.1312 (參與活動→遊逛意向→愉悅感) 負向效果 假設 1 不成立

參與活動→遊逛意向 0.41 -- 正向效果 假設 2 成立

逛街與購買商品→愉悅感 0.01 (0.30)×(0.32)=0.096 (逛街與購買商品→遊逛意向→愉悅感) 正向效果 假設 3 成立

逛街與購買商品→遊逛意向 0.30 -- 正向效果 假設 4 成立

非日常體驗→愉悅感 0.26 (0.07)×(0.32)=0.0224 (非日常體驗→遊逛意向→愉悅感) 正向效果 假設 5 成立

非日常體驗→遊逛意向 0.07 -- 正向效果 假設 6 成立 遊逛意向→愉悅感 0.32 -- 正向效果 假設 7 成立 愉悅感→停留意向 0.27 -- 正向效果 假設 8 成立

愉悅感→再惠顧意向 0.18 (0.27)×(0.36)=0.0972 (愉悅感→停留意向→再惠顧意向) 正向效果 假設 9 成立

遊逛意向→停留意向 0.38 (0.32)×(0.27)=0.0864 (遊逛意向→愉悅感→停留意向) 正向效果 假設 10 成立

遊逛意向→再惠顧意向 0.24

(0.38)×(0.36)+(0.32)×(0.18)+(0.32)× (0.27)×(0.36)=0.225504 (遊逛意向→停留意向→再惠顧意向) (遊逛意向→愉悅感→再惠顧意向) (遊逛意向→愉悅感→停留意向→再惠顧意向)

正向效果 假設 11 成立

停留意向→再惠顧意向 0.36 -- 正向效果 假設 12 成立

六、結論與建議

6-1 結論

本研究藉由逛選動機、逛選情緒與逛選反應之關連模式探討，獲得以下幾點結論： （1）有關逛選動機的相關文獻中，多數係將逛選動機分為低層次的經濟性動機與高層次的娛樂性

動機，本研究據此進行題項設定，並藉由因素分析將逛選動機區分成參與活動、逛街與購買

商品、非日常體驗三個因素。而由結構模式的路徑係數顯著與否發現，非日常體驗的動機會

直接且正向地影響愉悅感之程度，而「參與活動動機」及「逛街與購買商品動機」則會間接

透過遊逛意向來正向地影響愉悅感。由此可知，在市中心商圈雖有各種不同動機之消費者(或活動者)，透過遊逛意向的提升應能增加全體消費者的愉悅感。而在注重生活體驗與個人實踐的當代消費潮流中，「體驗經濟（experience economics）」是普遍受到重視的看法，因此在市中心商圈進行規劃時，不可忽視商圈各項文化與娛樂活動的設計及提供，並且須讓消費者藉

由步行遊逛來體驗商圈的魅力，進而正向地影響愉悅感。目前市中心商圈面對非市中心商圈

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市中心商圈逛選動機、情緒與反應之關連模式建構－以高雄市新堀江商圈為實證

之強大競爭威脅，以高雄市而言，例如夢時代購物中心總樓地面積廣達 12.1 萬坪，主打購物、休閒、娛樂、藝文與餐飲之全方位生活空間，不論規模或經營綜效皆優於小型零售店群聚之

市中心商圈。因此，市中心商圈若欲維持競爭力，則必須在普遍可見的經濟性與一般常見的

逛選元素之外，導入文化、歷史等特殊之活動與體驗，以強化消費者之愉悅感。 （2）在行銷領域的相關研究中，例如 Wakefield and Baker（1998）已證實愉悅感能正向地影響停

留意向與再逛選意向，不過與此類型相關之研究幾乎皆以郊外型購物中心為研究場域，而忽

視了遊逛行為對商圈發展的重要性，特別是對沿街商店林立的市中心商圈而言，遊逛意向應

是必須納入考慮的重要潛在變項。本研究立足於空間規劃的角度，思考市中心商圈消費者遊

逛意向所須涉及之題項，及此一潛在變項在逛選動機與逛選反應中的連結關係。就結構模式

的係數觀之，愉悅感與遊逛意向皆會正向地影響停留意向與再逛選意向，此說明了市中心商

圈的活化與遊逛空間的塑造具有密不可分的關係。

6-2 建議

綜合本研究的結論及部分學者對市中心商圈活化的看法，茲提出三點建議如下： （1）黃幹忠與葉光毅（2007）曾針對市中心商圈與郊外商圈之消費印象屬性進行分析後發現，市

中心商圈的相對優勢在於流行與時髦、商品品質佳、服務品質好、休閑娛樂設施多以及餐飲

多且口味齊全，而相對劣勢則包括停車方便、交通便利、商品種類齊全、賣場空間寬廣與價

格相對較便宜。由此可知，面對非市中心零售園區或郊外大型購物中心日益強大的競爭壓大，

如何滿足高層次需求的服務（如愉悅感）將是活化市中心的關鍵。亦即活化對策不應只限定

在硬體方面，如果能將商圈環境的氣氛營造得很好，則「享受悠閒氣氛」與「感受活力」等

正面之情感體驗，將是吸引消費者來訪的良方。市中心是一個讓人置身其中而不自覺地參與

演出的舞台，透過文化與體驗活動的參與可使人們認識與平常不一樣的自我。因此活化市中

心的重點應置於，讓人們在市中心成為演出的主角，使其體驗到正面的情感，據此可知提供

適切的活動及參與演出的機會是不可欠缺的。至於具體的對策方面，為了使市中心成為一個

人生舞劇演出的舞台，最基本的是要美化空間，讓每個角落都能呈現出最美麗的景觀。此外

為了營造快樂的氛圍，一般化設計（universal design）與治安的提升是不可欠缺的。前者係指設施的提升要能兼顧到全體來訪者，而非僅考慮到部分使用者（如殘障人士）；後者則是要

讓人們安全、安心地在市中心遊逛。 （2）市中心除了要展現空間的華麗以外，活力的營造也很重要，而此將有賴市中心商品與非市中

商品的區隔。例如 Thomas et al.(2004)即主張，為了提高市中心的商品競爭力，應限制非市中心商圈內高級品之販賣，而市中心之高級品販賣比例則應予以增加，如此才能提升市中心之

高級感與活力，不過此將牽涉到各方的利益衝突與法令可行性，故目前似乎仍不易在台灣推

行。除此之外尚應規劃各種文化與節慶活動，除了讓來訪者參與同歡外，亦應著手進行市中

心與郊外購物中心之差別化工作，才能讓來訪者有再訪的期待感。另外，在進行市場區隔的

同時也會面臨一些阻力，因為滿足高層次需求的方式有許多，但最基本且最重要的還是要提

供能滿足高層次需求的空間，並儘可能地排除負面的因素。而若欲改善的空間範圍愈大時，

相關連的利害關係會愈複雜，因此欲對市中心全體實施活化策略時，將可能會遭遇到權利利

害衝突之社會兩難局面。故於實施市中心之活化對策時，須儘量讓所有利害關係者形成共識，

並對各項活化策略進行慎重之檢討。 （3）市中心活化的最核心重點乃是在於提供非日常體驗與良好遊逛空間，進而產生愉悅感。欲達

成此目的須透過地方政府的大力投資，但期望能活化市中心全體是有困難的；例如非市中心

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中華民國建築學會「建築學報」第 72 期，2010 年 6 月，夏季號

零售或郊外大型購物中心也會提供各項滿足高層次需求與正向情感的服務，此將使市中心的

活化效果面臨極大挑戰，因此慎選具有文化、歷史、區位特色的市中心商圈進行重點投資，

才能集中活化的資源與力量，產生有較強競爭力之綜合效果。此外，高層次需求相關服務的

提供門檻頗高，通常必須有一定規模之居住人口才可支撐相關行業，對於人口較少的地區而

言，市中心活化的困難度會更高。因此，活化對策要發揮效果，可能須限定在有某種人口規

模以上的地區，但是最低門檻值是多少時才有利於活化對策的實施，並無法由本研究獲得答

案。然而既往有關市中心活化對策的討論，皆未考慮到人口規模的影響，此可能是造成許多

活化對策失效的重要原因，此為後續研究必須重視的一個問題。最後，擬定活化對策並無一

定的準則，對於推動活化對策有困難的市中心，有必要檢討各種可能的方案（schemes），並針對活化的可能性進行議論。對於活化可能性很低的地區，則或許應透過區域計畫的層次來

進行政策性的檢討。

參考文獻

邱皓政（2004）《結構方程模式：LISREL 的理論、技術與應用》，雙葉書廊有限公司，台北 室町泰德，原田昇，太田勝敏（1994）〈都心商業地域の衰退と大規模小賣店鋪の立地動向に關す

る研究〉《1994 年第 29 回日本都市計畫學會學術研究論文集》：529-534 淺野純一郎（2002）〈地方都市中心市街地における大規模商業設施の閉店や郊外移轉の實態とそ

の後利用・跡地利用の方向性〉《日本建築學會計畫系論文集》：257-264 清木俊明（2005）〈市中心街地の訪問動機の分析とそれに基づく活性化方策の考察—宮城縣仙台

市を題材に〉《日本都市計畫學會都市計畫論文集》，第 40 卷，第 3 期：643-648 黃幹忠，葉光毅（2007）〈台南地區消費者之商圈選擇模式建構〉《建築學報》，第 60 期：71-88 黃幹忠，葉光毅（2008）〈行人於台中市一中商圈之路徑選擇行為模式探討〉《都市與計劃》，第 35

卷，第 1 期：79-98 塚口博司，松田浩一郎，竹上直也（2003）〈步行環境評價および空間的定位を考慮した步行者の

徑路選擇行動分析〉《土木計画学研究論文集》，第 20 卷，第 3 期：515-522 董娟鳴，馮正民，邊泰明（2004）〈徒步區步行者空間認知對路徑選擇影響之研究〉《都市與計劃》，

第 31 卷，第 3 期：269-292 遠藤孝夫，花岡利幸，大山勳，柴崎亮介，本多義明（1993）〈地方都市における大型店の立地に

起因する商業集積の構造變化〉《1993 年第 28 回日本都市計畫學會學術研究論文集》：685-690 Arnold M. J. and Reynolds, K. E. (2003) Hedonic shopping motivations, Journal of Retailing,

Vol.79:77-95. Babin, B. J., Darden, W. R. and Griffin, M.(1994)Work and/or Fun: Measuring Hedonic and Utilitarian

Shopping Value, Journal of Consumer Research, Vol.20: 644-657. Bloch, P. H., Ridgway, N. M. and Dawson, S. A.(1994)The Shopping Mall as Consumer Habitat, Journal

of Retailing, Vol.70, No.1: 23-42. Boedeker, M.(1995)New-Type and Traditional Shoppers: A Comparison of Two Major Consumer Groups,

International Journal of Retail and Distribution Management, Vol.23, No.3: 17-26. Bromley, R. D. F. and Thomas, C. J.(1993) Retail change: contemporary issues, UCL press, London. Cox, A.D., Cox, D. and Anderson, R.D.(2005) Reassessing the pleasures of store shopping, Journal of

Business Research, Vol.58: 250–259. Dawson, S., Bloch, P. H. and Ridgway, N. M.(1990)Shopping Motives. Emotional States, and Retail

Outcomes, Journal of Retailing, Vol.66, No.4: 408-427.

167

市中心商圈逛選動機、情緒與反應之關連模式建構－以高雄市新堀江商圈為實證

Falk, P., Campbell, C. (1997) The shopping experience, London: Sage. Finn, A., McQuitty, S. and Rigby, J.(1994)Residents’ Acceptance and Use of a Mega-Multi-Mall: West

Edmonton Mall Evidence, International Journal of Research in Marketing, Vol.11: 127-144. Guy, C. M. (1994) The Retail Development Process. London: Routledge. Hall, P. and Breheny, M.(1987) Urban Decentralization and Retail Development: Anglo-American

comparison, Built Environment, Vol.13, No.4: 244-261. Jacobs, A. B.(1993) Great Streets, Cambridge, MA: MIT Press. Kline, R.B.(1998) Principles and practice of structural equation modeling, New York: Guilford Press. Lesser, J. A. and Kamal, P.(1991) An Inductively Derived Model of the Motivation to Shop, Psychology

and Marketing, Vol.8: 177-196. Lowe, M. S.(2000) Britain’s Regional Shopping Centres: New Urban Forms? , Urban Studies, Vol.37, No.2: 261-274. Mejia, L. and Benjamin, D.(2002) What Do We Know About the Determinants of Shopping Center Sales?

Spatial vs. Non-Spatial Factors, Journal of Real Estate Literature, Vol.10, No. 1: 3-23. Nobel, S. M., Griffith, D. A. and Adjei, M. A.(2006) Drivers of Local Merchant Loyalty: Understanding

the Influence of Gender and Shopping Motives, Journal of Retailing, Vol.82, No.3: 177-188. Pryor, S. and Grossbart, S.(2005) Ethnography of an American Main Street, International Journal of

Retail & Distribution Management, Vol.33, No.11: 806-823. Robertson, K.A. (1999)Can Small-City Downtowns Remain Viable? : A National Study of Development

Issues and Strategies, Journal of the American Planning Association, Vol.65, No.3: 270-283. Roy, A.(1994)Correlates of Mall Visit Frequency, Journal of Retailing, Vol.70, No.2: 139-161. Russell, J.A. (1980) A Circumplex Model of Affect, Journal of Personality and Social Psychology,

Vol.39(December):1161-1178. Saelens, B. E., Sallis, J. F., Black, J. B. and Chen, D.(2003) Neighborhood-based Differences in Physical

Activity: an Environment Scale Evaluation, American Journal of Public Health, Vol.93, No.9: 1552-1558.

Sit, J., Merrilees, B. and Birch, D. (2003) Entertainment-seeking shopping centre patrons: the missing segments, International Journal of Retail & Distribution Management, Vol.31, No.2: 80-94.

Slater, K.(1985) Human Comfort, Springfield, IL: Charles C. Thomas Publisher. Southworth, M.(2005) Designing the Walkable City, Journal of Urban Planning and Development,

Vol.131, No.4: 246-257. Stone, G. P. (1954)City Shoppers and Urban Identification: Observations on the Social Psychology of City

Life, The American Journal of Sociology, Vol.60, No.1: 36-45. Swinyard, W. R.(1993)The Effects of Mood, Involvement, and Quality of Store Experience on Shopping

Intentions, Journal of Consumer Research, Vol.20: 271-280. Tauber, E. M. (1972) Why do people shop? Journal of Marketing, Vol.36: 46-49. Thomas, C. J., Bromley, R. D. F., Tallon, A. R. (2004) Retail parks revisited: a growing competitive threat

to traditional shopping centres? Environment and Planning A, Vol.36, No.4: 647-666. Wakefield, K.L., and Baker, J. (1998) Excitement at the Mall: Determinants and Effects on Shopping

Response, Journal of Retailing, Vol.74, No.4: 515-539. Westbrook, R. A., and Black, W. C. (1985)A motivation-based shopper typology, Journal of Retailing,

Vol.61: 78-103.

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中華民國建築學會「建築學報」第 72 期，2010 年 6 月，夏季號

附錄一 本研究調整後之潛在變項、觀察變項及構面信度 潛在變項

(變項代號) 題項 題目 構面信度

參與活動

(L1) X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7

請問您此次前來新堀江商圈與人會面及洽談事情的動機強度為何？ 請問您此次前來新堀江商圈參加展覽會等相關活動的動機強度為何？ 請問您此次前來新堀江商圈進行觀光活動的動機強度為何？ 請問您此次前來新堀江商圈進行洽公活動的動機強度為何？ 請問您此次前來新堀江商圈進行美容美髮與健身等活動的動機強度為何？ 請問您此次前來新堀江商圈參與語言繪畫等研習會的動機強度為何？ 請問您此次前來新堀江商圈參與節慶活動的動機強度為何？

0.8540

逛街與購

買商品(L2) X8 X9 X10 X11 X12 X13 X14

請問您此次前來新堀江商圈購買日用品的動機強度為何？ 請問您此次前來新堀江商圈購買禮物的動機強度為何？ 請問您此次前來新堀江商圈逛各種類型的店的動機強度為何？ 請問您此次前來新堀江商圈是受到特價活動吸引的動機強度為何？ 請問您此次前來新堀江商圈逛新開的店或流行的店的動機強度為何？ 請問您此次前來新堀江商圈逛精品店的動機強度為何？ 請問您此次前來新堀江商圈進行娛樂活動的動機強度為何？

0.7275

非日常體

驗(L3) X15 X16 X17 X18 X19

請問您此次前來新堀江商圈是為了感受活力的動機強度為何？ 請問您此次前來新堀江商圈是為了享受悠閒氣氛的動機強度為何？ 請問您此次前來新堀江商圈是因為無聊打發時間的動機強度為何？ 請問您此次前來新堀江商圈是為了看看來往的人潮之動機強度為何？ 請問您此次前來新堀江商圈是為了獲得流行訊息的動機強度為何？

0.7208

愉悅感(L4) Y1 Y2 Y3 Y4 Y5

我感覺新堀江商圈是不令人興奮的 vs 令人興奮的（unexciting--exciting） 我感覺新堀江商圈是乏味的 vs 有趣的（dull--interesting） 我感覺新堀江商圈是無聊的 vs 刺激的（boring--stimulating） 我感覺新堀江商圈是不吸引人的 vs 吸引人的（unappealing--appealing） 我感覺新堀江商圈是單調的 vs 迎合時尚的（monotonous--sensational）

0.8780

遊逛意向

(L5) Y6 Y7 Y8 Y9 Y10 Y11 Y12 Y13

我覺得新堀江商圈之街道人行空間的平整性與連續性佳。 我覺得新堀江商圈之街道人行空間寬敞。 我覺得新堀江商圈之街道人行空間的街道傢俱很美觀。 我覺得新堀江商圈之街道人行空間的景觀很好。 我覺得新堀江商圈之街道人行空間的環境符合清潔與衛生之要求。 我覺得新堀江商圈之街道沿路商店有許多拍賣減價活動。 我覺得新堀江商圈之街道沿路有一些商店販售著有趣的商品。 我覺得在新堀江商圈可悠閒無壓力的閒逛。

0.7432

停留意向

(L6) Y14 Y15

我喜歡盡可能地待在這個商圈內（impossible--very possible） 我喜歡在這個商圈內消磨時間（unlikely--likely）

0.8220

再逛選意

向(L7) Y16 Y17 Y18

未來我將不再來 vs 常來這個商圈購物（not at all--very frequent） 未來我未必會來 vs 非常有希望來這個商圈購物（unlikel--likely） 未來我將不可能來 vs 非常有可能來這個商圈購物（impossible--very possible）

0.8295

註：1.參與活動、逛街與購買商品與非日常體驗三者相關之衡量問項係分別參考自 Arnold and Reynolds(2003)、清木俊明(2005)與 Noble et al.(2006)。

2.愉悅感、停留意向與再逛選意向之衡量問項係參考自 Dawson et al.(1990)與 Wakefield and Baker(1998)，而且 Y1~Y5 以及 Y16~Y18 乃是以對比方式來設計語意差異尺度之問題。另外 Y5 之「單調」vs「迎合時尚」二者係由英文 monotonous 及 sensational 翻譯而得，在確定用語之前曾以數個相近辭語代稱之，不過似乎仍以「單調」vs「迎合時尚」較符合原意。

3.遊逛意向之衡量問項係參考塚口博司等人（2003）、董鳴娟等人(2004)、黃幹忠與葉光毅（2008）。 4.X 為顯性外因變項，在本研究中的目的是在探求消費者來到市中心商圈的動機，因此以「您」來詢問；而 Y

為顯性內因變項，在此係用以探討消費者對商圈逛選的感受與反應，故以第 1 人稱的「我」來放入問項中。