商务部于2012年发布了《“中华老字号”认定规范(试行)》，界定老字号为“历史悠远，内涵民族传统文化底蕴，获得社会各界广泛认同，传承数代产品、技艺及服务，享有良好信誉的品牌”^[1]。中华老字号(Chinese time-honored brand)蕴含丰厚的商业传统和智慧，经悠久历史的沉淀，形成了特有的产品、精湛的技艺和成熟的经营管理理念，具有不可估量的经济价值、品牌价值和文化价值。远在北宋时期，中华老字号就已崭露头角，经历数百年的发展，至新中国成立初期达1万多家。中共中央及国务院办公厅在2021印发《关于进一步加强非物质文化遗产保护工作的意见》，提出非物质文化遗产(以下简称非遗)是中华优秀传统文化的重要组成部分^[2]。现越来越多的老字号入选非遗名录，成为非遗名录中的一个亮点。究其本质，老字号的根本特征是一种特殊的文化载体，是一种深厚的民族历史文化。因此，针对老字号的研究不论在经济方面还是社会方面都有着十分重要的意义。

在国外，经典品牌与老字号品牌有相近的含义，相关研究主要集中在品牌强化(brand reinforcement)和品牌活化(brand revitalization)两方面^[3-5]。品牌强化旨在通过品牌的“不变”来凸显品牌价值，而品牌活化旨在通过“改变”来增加品牌资产，从本质上强调品牌应通过创新的方式来寻求突破。而国内关于老字号品牌的有关研究主要集中在品牌价值与品牌延伸^[6-7]、老字号传承与创新^[8-10]、老字号企业空间分布差异性^[11-12]等方面。品牌价值与延伸方面，许衍凤^[13]提出老字号的跨品类延伸，可能会干扰消费者态度，从而负面影响忠诚度。传承与创新方面，何佳讯等^[14]认为，保留“老”的元素既要传承品牌内涵与价值，也需要通过创新改革去适应市场的变化; 传承与创新不是“非此即彼”的对立关系，而是“相生相克”的矛盾统一体。空间分布差异方面，中华老字号区域分布特征总体呈现“南多北少，东密西疏”，Zhang等^[15]认为中华老字号的空间分布格局是在历史传统文化、区域交通状况和城市发展格局等多种因素下形成的，雷妍等^[16]认为北京餐饮老字号在中心城区发展比较成熟，外围城区发展相对缓慢，且可分为小吃和正餐两大类。

综上，现今对餐饮老字号的实证研究较少，对其吸引力的结构和影响机制的研究则更少。然而，餐饮老字号作为中国餐饮企业重要的一员，以及中华老字号中重要的分支，探究其吸引力作用机制，对消费者的选择与店铺存续有着重要意义。因此，本研究首先基于消费者行为理论，选择影响店铺的聚客力因素。然后，通过由零售吸引力理论与市场份额理论融合而成的MCI模型(multiple competitive interaction model，积乘竞合相互作用模型)及MNL模型(multinominal logit model，多项逻辑模型)，构建消费者对中华老字号餐厅的选择意愿模型，并验证模型的预测能力。最后，通过方差分析等方法对访客的空间特征、个体差异及其行为忠诚度做进一步的探讨。这有助于发现老字号店铺聚客力的波动要素和稳定性特征，能够有效促进餐饮老字号企业合理提升店铺吸引力。

零售吸引力理论是类比万有引力定律而来的，为一个零售设施吸引消费者的能力指标。Huff将“个人选择公理”作为依据，提出了赫夫模型(Huff Model)。如式(1)所示，某消费者选择目的地j的概率等于目的地j对于该消费者的效用除以所有可能选择的目的地效用之和，而效用由零售规模和路程时间来衡量。

式(1)中:P_ij为某消费者选择目的地j的概率; U_ij为效用; S_j为j地的零售规模; T_ij为路程时间; λ为参数。而后，不少学者试图将赫夫模型一般化，引入零售设施的魅力度和阻力两个概念，来代替赫夫模型中的规模与路程时间。其原理是赋予零售设施相当于质量的“魅力度”(attraction)，而魅力度受到该零售设施自身的特性和选址的周围环境等影响; 另有到访阻力是以消费者从居住地到零售设施所在地之间的空间距离为基础，也可以是行程时间、交通拥挤程度、消费者的行程状态等。Taylor等^[17]利用零售引力模型确定了影响广告成果的八大因素。Wang等^[18]基于改进的零售引力模型来评估目标区域的空间可达性，用以确定零售商店的选址。

市场份额指某企业在一定时间和地区范围内，某一产品的销售额(或销售量)在市场同一类别产品中所占比重，它反映的是企业在市场上的地位。一般而言，市场份额越高，竞争力越强。Bell^[19]等认为某个产品对消费者的吸引力决定着该产品的市场份额，吸引力越大则市场份额越高，因此提出了具有吸引力特征的市场份额理论模型。吸引力主要由营销组合要素(该零售设施自身的特性、选址地点的周围环境及零售企业的市场营销活动等)决定。对吸引力的不同表达形式会产生不同的市场份额模型，如MCI模型及MNL模型。根据MCI模型与MNL模型的表达形式，可以确定随着变量的增大，指数函数(MNL模型)的增速远大于幂函数(MCI模型)的增速，因此当变量的弹性越大时更适合用MNL模型来体现差异性。Cooper等^[20]认为当所研究变量的弹性在低值时表现得较敏感，适合用MCI模型(价格因素); 反之则适合用MNL模型(广告因素)。Daisy等^[21]通过MNL模型验证了社会人口特征和旅游属性是影响旅游行为的重要因素。Bekti等^[22]采用MCI模型探究影响消费者选择的因素。MNL模型、MCI模型考虑了零售设施间吸引力的大小，以及相同品类之间的竞争效应; 加之，研究中因变量事关具体选择，体现老字号之间的竞争，因此MNL模型、MCI模型比多元线性回归更适合本研究。

人们基于零售消费者行为理论研究得出店铺聚客力的影响因素，概括来讲主要包括以下三类:第一，商品、服务因素。由于它们是消费者出行的最终目的，因此，商品与服务对店铺聚客力的影响是无法忽略的。姚丽贞等^[23]通过主成分分析法提取出了包括商品、服务因子在内的6个影响店铺聚客力的因子。第二，购物环境因素。Triantafillidou等^[24]引入商店特征与消费者体验互动的概念，发现店内环境特征(商店布局、店内设备、音乐和灯光等)对消费者店内休闲购物体验有不同的影响。第三，区位交通因素。Ghosh等^[25]认为商业综合体的位置可能是决定其聚客力的最重要因素。良好的地理位置能够为一个企业提供竞争对手难以获得的战略优势。因此，我们根据零售消费者行为理论提出分别代表购物环境、商品服务因素和区位交通因素的关于老字号店铺的时尚性、营销力及集聚性变量。此外，由于老字号品牌所蕴含的历史文化价值，老字号企业的传承性也会影响店铺的聚客力。由此，老字号店铺的魅力因素由传承性、时尚性、营销力、集聚性构成。与此同时，消费过程中产生的各种“成本”会阻碍消费者的选择。在传统引力模型当中，通常用时间或者距离考虑店铺聚客力的阻力因素，除此之外，消费者路途所花费精力，以及自身心态也可成为阻碍因素的一部分^[26]。因此，本研究选取传承性、时尚性、营销力、集聚性为魅力因素，另视时间成本、金钱成本、交通便利性、店铺易寻性及路途承受心态这五个方面为阻碍因素。

中华老字号是中华文明中的一块瑰宝，经悠久历史传承至今，对我国经济发展、文明进程起到了举足轻重的作用。侯式亨在《北京老字号》中指出，“老字号”首先应具有独特的传统文化特色，老字号的传承性包含了老字号技艺、文化的继承与发展。在中华历史文化的养育下，“老字号”渐渐形成了自己的文化特色，不易复制和模仿^[27]。在国外相关研究中，老字号品牌常被当作家族商号、经典品牌来提及，经典品牌的文化价值是最为核心的部分，应继承与发展，守住品牌的文化价值是品牌传承性的重要基础^[28]。面对现今竞争如此激烈的市场环境，老字号由于其技艺独特而代代相传，形成了老字号自身的品牌优势，才得以生存。老字号所传承的历史文化是其成长的“根”，是老字号得以生存和壮大的基础。传承性较强的老字号，其定位相对清晰，更具有经典的色彩，容易获得消费者青睐。然而，老字号之间存在竞争，在消费者心目中存在不同的心理份额。选择意愿是消费者在多个老字号中对某个老字号的相对到访意愿强度。当某个老字号餐厅的传承性评价较高时，那么消费者对该老字号餐厅可能有较高的相对访问意愿强度，即有较高的选择意愿(假设1)。

假设1:中华老字号餐厅的传承性氛围正向影响消费者的选择意愿。

Finkelstein定义“时尚”是时尚价值观念影响下的当代文化的生产空间。时尚体现了对艺术和生活的理解和向往。时尚从一开始表现在珠宝、服装和奢侈品上，发展至今已渗透人们生活的方方面面。在零售企业方面，Porter等^[29]认为时尚体现在商品、服务及店铺等要素上。Shin等^[30]提出了店内装潢与气氛、购物的便利性能够展现零售企业的时尚特征。老字号作为优秀民族品牌和传统商业文化的代表，其品牌时尚设计应当包括:商品形象，比如商品包装、商标设计等; 购物环境的氛围感知，比如气氛、装潢及便利性等。在市场竞争白热化、品牌数不胜数的今天，任何市场都存在一个或者多个品牌的竞争。老字号品牌若想保持优势，就必须提炼出其独有的品牌时尚形象的核心价值。对作为服务行业的老字号餐饮企业，用前卫的店铺风格、优雅的店铺环境、设备的现代化程度、在线点餐与查询和结账功能等代表其品牌时尚性水平。当某个老字号餐厅的时尚性氛围较高时，能够激发消费者兴趣，更容易获得较大的心理份额，从而产生较高的选择意愿(假设2)。

假设2:中华老字号餐厅的时尚性氛围正向影响消费者选择意愿。

Drucker最早界定深刻地认识和了解消费者是营销的目的，不断调整营销观念与战略决策对企业的发展至关重要。不同学者对营销的手段有不同见解，Kyriakopoulos等^[31]认为营销需通过新产品、新渠道，不断更新营销策略。Hole等^[32]认为营销行为对消费者购物具有促进作用，需从商品价格、促销及销售人员服务等有关零售企业的店铺形象要素入手。Schultz^[33]则认为广告、折扣、服务等因素也是营销过程中重要的手段。在其他品牌强调宣传、促销时，许多老字号企业因缺乏品牌营销意识而举步不前。然而，营销能够帮助老字号品牌创造竞争优势，提供相应的竞争策略，为其生存与发展提供更多的机会; 同时有助于形成自身的经营特色，从而实现品牌的可持续发展。对于老字号餐饮企业，用价格战略、促销力度、展销活动、服务人员数量及服务水平代表其营销力水平，较强的营销力会激发消费者兴趣，从而推动其访问意愿。当某个老字号餐厅的营销力较强时，相对于其他的老字号会吸引更多的消费者，获得较高的选择意愿(假设3)。

假设3:中华老字号餐厅的营销力程度正向影响消费者选择意愿。

店址的选取影响着店铺的经营策略及经营效益。不同地区有着不同的社会环境、地理环境、交通条件、人口状况等特点，这些因素制约着店铺的顾客来源、价格制定、商品种类、经营策略等^[34]。零售企业的位置通常设置在繁华程度较高或者人口较多的中心区域，店铺位置旁要设有停车场，满足消费者停车需求。店址的集聚程度及相应的便利性措施，能够满足消费者购物的便捷性需求，从而提升消费者的购物体验。不少学者从不同的角度对零售企业的集聚性提出了看法，吴小丁等^[35]认为，零售商相互选择邻近的位置开店形成商业集聚，商业集聚魅力度会受到餐饮互补程度的正向影响，与此同时店铺所在位置的商业集聚性也会影响消费者选择。Khare^[36]的研究揭示了商铺位置在吸引商场客流量方面的重要性。零售设施的地点、周围集聚环境与营业的便利性会对消费者选择产生影响。因此，店铺选址的集聚程度对零售企业具有十分重要的意义。中华老字号餐厅的集聚程度可从所处商圈的商铺数量、客流量两个角度来反映。当老字号处于集聚程度较高的地方时，意味着消费者会有较多的选择; 当某个老字号相对于其他老字号处于更高的集聚性地段时，在候选项中将位于较高的次序，获得较高的选择意愿(假设4)。

假设4:中华老字号餐厅的集聚性程度正向影响消费者选择意愿。

用消费者从居住地到零售设施所在地感受到的“阻力”来代表两者之间的空间距离，阻力不仅仅是时间和空间距离，还可以包括交通的拥挤程度、消费者的心理状态等。消费过程中产生的“成本”影响消费者到零售设施之间的阻力大小。多数学者对“成本”进行了多个维度的解读。从交易成本角度，Coase^[37]认为交易成本表示为因交易活动产生的成本，用来说明市场与厂商的行为。从个人成本角度，赵蕊^[38]认为消费成本是人们完成一笔消费过程中所付出的货币、信息、时间、风险适应等各种成本的总和，消费者依据其成本大小判定是否做出交易决定。因此，消费过程中产生的成本会成为影响消费者选择的阻碍因素。对中华老字号餐饮而言，消费者的到访阻力程度从交通便利性、店铺易寻性、行程时间、交通花费及自身心理状态五个角度来衡量。当消费者对某老字号餐厅的这些阻碍因素有较高的意识水平时，那么对该老字号餐厅的“到访阻力”必然有较高的感知，从而降低消费者对该老字号餐厅的选择意愿(假设5)。

假设5:中华老字号餐厅的到访阻力程度负向影响消费者选择意愿。

根据中华老字号餐厅的分布情况，将调研区域限定为近现代以来经济发展较好、市场开放程度较高的北京、上海及广州这三座城市。在每个城市内，首先查询商务部已收录的中华老字号餐厅名单，再从中选取在经验分享类App(大众点评、口碑和小红书)评分均值较高的前三家餐厅，共9家中华老字号餐厅，分别为北京的全聚德、便宜坊、鸿宾楼，上海的杏花楼、功德林、上海老饭店，广州的广州酒家、泮溪酒家、北园酒家。本次委托专业调研公司于2021年6月份实施，共发放问卷560份，得到有效答卷543份，有效率为96.96%。问卷为城市定向投放，问卷受访者只需填答其所在城市中三家中华老字号餐厅的相关问题。为了保障答题的可信度，通过特定的问题设置，筛选出仅对三家老字号都有消费经验的顾客参与答题。

问卷主要由四部分组成。第一部分包括性别、年龄、学历、职业、月收入等人口统计变量题项，最喜爱的中华老字号餐厅(在每个城市内问卷设计者给出的老字号餐厅中三选一)及到该家餐厅的实际行程时间。老字号品牌衍生出的怀旧情绪，能提高消费者探访老字号餐厅的动机。因此，问卷的第二部分是关于消费者自身怀旧倾向的六个问题，参考了孙明贵^[39]的怀旧倾向量表。第三部分是关于9家老字号的感知魅力和到访阻力的问题，感知魅力包括了老字号传承性、时尚性、营销力及集聚性问题。第四部分为两个变量，即到访意愿(Z1:在该老字号餐厅的消费是值得的; Z2:前往该老字号餐厅的意愿程度)和行为忠诚(Z3:至今对于特定老字号餐厅的实际到访次数)。变量问题采用李克特7点量表法。

人口统计变量具体情况如下:1)性别，男女占比分别为40.67%、59.31%，男女比例较为合理; 2)年龄，主要集中在21～30岁、31～40岁，占比分别为50.28%、39.32%，其他年龄段人数较少; 3)职业，主要集中在中小型集体制或民营企业，占比为44.57%; 4)学历，本科及大专占绝大多数，占比85.08%; 5)月收入，各收入段相差不大，8 000～10 000元人数最多，占比30.20%。表1为最受喜爱的中华老字号餐厅人数分布情况。其中，在北京市，选择全聚德的人数最多，为100人，占比52.36%; 在上海市，选择杏花楼的人数最多，为94人，占比54.65%; 在广州市，选择广州酒家的人数最多，为146人，占比81.11%。

表1 最受喜爱的老字号餐厅人数分布情况
Table 1 Distribution of the number of favorite Chinese time-honored restaurants

对问卷各部分进行信度检验，并给出指定项删除后余下各项之间的克隆巴赫α系数值(一般大于0.7)，得出问卷题项具备可靠性。并采用Bartlett和KMO(Kaiser-Meyer-Olkin，取样适切性量数)检验中华老字号餐厅感知魅力的问题量表，Bartlett检验值为4 381.26，KMO检验值为0.837，p<0.001，说明数据适合进行因子分析。未旋转情况下，首个公因子方差解释百分比为31.417%(小于40%)，通过Harman单因子检验，不存在共同方法偏差。提取出了4个因子(表2)，方差的累积贡献率达到62.583%，在可接受的范围。因子的问题结构与预期变量一致，因此，因子分别命名为传承性、时尚性、营销力、集聚性。经信度分析，项删后α值与信度值都达到了要求。因此，本研究将这4个因子作为感知魅力的4个变量来进行分析。

表2 因子分析
Table 2 Factor analysis

对于到访阻力的相关问题，从交通工具、行程花费、路途中情绪投入、目的地易寻性、行程时长5个维度对其进行衡量，见表3。取这5个维度的均值作为到访阻力变量。信度分析显示，项删后α值与信度值都达到了要求。

怀旧倾向能激起消费者对老字号品牌的文化认同感，影响消费者对老字号的到访意愿。何佳讯^[40]总结开发出适于中国人民的“怀旧倾向”量表。孙明贵在此基础上开发出属于中华老字号的“怀旧倾向”量表。本研究采用的是孙明贵开发的“怀旧倾向”量表。根据信度分析，项删后α值与信度值都达到了要求(表3)。

表3 到访阻力和怀旧倾向信度分析
Table 3 Reliability analysis of visiting resistance and nostalgia proneness

设消费者i对某特定老字号关于Z1题项(您认为在该老字号消费是值得的)的数值为Y_ij1，对Z2题项(您愿意前往该老字号去消费)的数值为Y_ij2，则消费者i对第j家老字号的到访意愿Y_ij如下:

消费者i对老字号j的相对选择意愿可由如下概率公式表达:

根据问卷受访者填答的所在城市三家老字号餐厅关于到访意愿的相关内容，通过式(2)和式(3)计算得出选择意愿(共对应543×3=1 629份数据)，选择意愿分布见表4。

表4 选择意愿分布
Table 4 Distribution of willingness to choose

中华老字号餐厅之间由于经营历史和经营理念不同，消费者对中华老字号餐厅的感知魅力也会不同。表5为感知魅力四因素、到访阻力及怀旧倾向变量的描述性统计，全聚德、广州酒家、杏花楼、功德林及上海老饭店的传承性数值明显高于其他几家中华老字号餐厅，表明其注重经典文化传承。9家中华老字号餐厅的时尚性数值相差不大，都融入了现代化的元素。在营销力方面，上海的三家老字号相比其他城市的老字号更注重营销策略。而广州酒家比其他餐饮老字号更注重选址，所处地段的集聚性程度相对较高。到访阻力方面，鸿宾楼最不易到达。怀旧倾向方面，上海地区的消费者怀旧倾向强于广州与北京地区。

表5 变量的描述性统计
Table 5 Descriptive statistics of variables

本研究同时使用MNL模型和MCI模型来探究影响消费者选择的因素。MNL模型和MCI模型的因变量是对老字号餐厅的选择意愿，自变量为感知魅力四因素及到访阻力。

MNL模型通常表示为

式(4)中:β_k为第k个变量的影响参数; x_ijk为消费者个体i对老字号j第k个因素的评价; ξ_ij为误差项。对于MNL模型，利用Nakanishi等^[41]提出的对数中心化可将其转化为

式(5)中:x^-_i·k为x_ijk的均值; ，分别为π_ij、ξ_ij的几何均值。

MCI模型通常表示为

同理对MCI模型使用对数中心化可以得到:

式(8)中:分别为π_ij、x_ijk、ξ_ij的几何均值。

由式(6)和式(9)可知，Y_i与参数β_k(1，2，…，n)呈线性关系，因此可以考虑用回归分析来估计参数β_k。

根据上述模型推导，本研究选取感知魅力四因子(传承性、时尚性、营销力和集聚性)及到访阻力为自变量，分别构建MNL模型及MCI模型，进行全样本分析。为了进一步探究不同城市间消费者选择意愿的差异，以城市分群对其进行异质性分析，结果见表6。

表6 消费者选择意愿回归分析结果
Table 6 Regression analysis results of consumers' willingness to choose

首先，从全样本回归结果分析可知:第一，传承性变量正向影响消费者选择意愿，并且显著(β=0.067，sig.<0.001; β=0.361，sig.<0.001)。这表明无论是在MNL模型还是在MCI模型中，消费者对老字号的传承性评价越高，那么选择意愿越高，假设1成立。第二，时尚性变量正向显著影响老字号的选择意愿(β=0.049，sig.<0.001; β=0.202，sig.<0.001)。这表明在这两种模型中，消费者对于老字号的时尚性评价越高，越容易获得较高的选择意愿，假设2成立。第三，营销力变量正向显著影响老字号的选择意愿(β=0.121，sig.<0.001; β=0.545，sig.<0.001)。这表明，消费者对于老字号的时尚性评价越高，越容易获得较高的选择意愿，假设3成立。第四，集聚性变量在全样本的情况下，无论是在MNL模型还是在MCI模型中，对老字号的选择意愿影响不显著(β=0.006，sig.>0.01; β=0.015，sig.>0.01)，假设4不成立。第五，到访阻力变量仅在MCI模型中负向显著影响老字号的选择意愿(β=-0.002，sig.>0.01; β=-0.006，sig.<0.001)。这表明，消费者对老字号的到访阻力感知越高，选择意愿越低，假设5成立。

其次，比较全样本与分城市回归结果可知:第一，传承性、时尚性和营销力变量在三个城市间都正向影响消费者对老字号的选择意愿。第二，在全样本分析结果中，集聚性变量不显著。但在北京，集聚性变量有负向影响消费者选择意愿的倾向，而在广州、上海，集聚性变量有正向影响消费者选择意愿的倾向。北京曾长期作为古代中国的首都，也是近现代中国的政治、文化中心，遗留着历代都城的建筑物，使每日被包裹在历史古城北京地区的消费者，对经典老字号餐厅的探秘感、消费体验的冲动被弱化。因此，当老字号餐厅所处位置太过集聚和拥挤时，人们对老字号餐厅的选择容易产生消极情绪，这说明集聚性对于老字号餐厅选择意愿的影响，受到人们对集聚舒适度判断的扰动，适度热闹感和过度拥挤感将分别正向或负向影响选择意愿。第三，到访阻力变量在三个城市间都负向影响老字号的选择意愿。

总体来看，MNL模型与MCI模型各有优势。北京、广州在使用MNL模型时变量的显著性个数多于MCI模型; 而MCI模型的拟合度都略高于MNL模型(见表6)。同时，也发现北京、上海的回归拟合度高于全样本，说明老字号餐厅的选择机理或存在城市间的差异性。

表7 行程时间分布表
Table 7 Travel time distribution table

选择意愿是对老字号餐厅相对选择机理的分析，属于对老字号内部竞争的探究; 而到访意愿研究的是对特定老字号访问意愿的强弱(不考虑其他老字号的影响，为绝对性的数值)。怀旧倾向能激起消费者对老字号品牌的文化认同感，从而产生消费意愿。各自变量如下:第一，“距离带”因素是根据问项A7(到最喜爱中华老字号餐厅的行程时间)的选答结果赋值，详情见表7行程时间分布表中的受访者分布情况。根据其行程时间分别划分为近距离带(行程时间0.5 h内)、中距离带(行程时间0.5～1 h)和远距离带(行程时间1 h以上); 第二，感知魅力的取值是传承性、时尚性、营销力、集聚性四因子的均值，并以感知魅力均值(5.819)为分割点，分成高感知魅力群体和低感知魅力群体，t检验显示两群之间存在显著差异(t=-29.789，sig.=0.001)，说明基于感知魅力的分群成功; 第三，怀旧倾向以其均值(5.725)为分割点，分成强怀旧倾向群体和弱怀旧倾向群体，t检验显示两群之间存在显著差异(t=-26.304，sig.=0.000)，说明基于怀旧倾向的分群成功。以距离带、感知魅力、怀旧倾向为因素，以到访意愿为因变量，利用三因素方差分析进行老字号餐厅消费者到访意愿差异化探究，结果见表8。

表8 三因素方差分析
Table 8 Three-way analysis of variance

图1 基于感知魅力与怀旧倾向的交互效应
Fig.1 Interaction effect based on perceived attractiveness and nostalgia proneness

由表8可知，第一，“距离带”的主效应显著(F_(2，542)=3.759，sig.=0.024)，表明身处不同距离带的消费者对老字号餐厅的到访意愿不同。身处近距离带的消费者群体对老字号的到访意愿均值更高(M_近距离带=6.189; M_中距离带=6.168; M_远距离带=5.967)，即行程时间较短的消费者更愿意去中华老字号餐厅。第二，“感知魅力”的主效应显著(F_(1，542)=105.423，sig.=0.000)，表明高感知魅力者更愿意选择中华老字号餐厅(M_{低感知魅力}=5.786; M_{高感知魅力}=6.416)。第三，“怀旧倾向”的主效应(F_(1，542)=20.775，sig.=0.000)显著，即强怀旧倾向消费者更愿意选择中华老字号餐厅(M_{弱怀旧倾向}=5.966; M_{强怀旧倾向}=6.237)。第四，在所有的二阶交互中，唯有怀旧倾向与感知魅力存在明显的交互效应(F_(1，542)=4.712，sig.=0.030)。基于感知魅力与怀旧倾向的交互效果如图1所示:一方面，无论是对老字号感知魅力评价较高，还是自身怀旧倾向较强的个体，都具有更强的到访意愿，该现象与主效应一致。另一方面，在低感知魅力条件下，强怀旧倾向个体的到访意愿明显高于弱怀旧倾向个体; 而在高感知魅力条件下，两类怀旧倾向个体的到访意愿仅有较小的差别。

培养和维持高忠诚度消费者有利于增强客户黏性。因此，分析消费者间的忠诚度差异性对指导个性化营销有实际意义。选用问题Z3(至今到访该老字号的实际次数)的样本填答数，将到访次数分为1～5次、6～10次、11～15次及16次及以上四个区间，各老字号餐厅不同到访次数的人数分布见表9(受访者填答所在城市三家老字号餐厅的相关内容，共对应543×3=1 629份数据)。

表9 各老字号餐厅不同到访次数的人数分布
Table 9 Distribution of different number of visits to Chinese time-honored restaurants

由表9可知，广州酒家与杏花楼的人均到访次数较高，分别约为15.33次与10.02次，其他老字号的人均到访次数大致相同，处在5～8次之间。到访次数在1～5次之间的消费者人数最多，而到访次数大于16次及以上的消费者人数却明显大于到访次数在11～15次之间的人数。一般而言，随着到访次数的增加，与之对应的消费者人数应该会呈现逐渐减少的趋势; 然而，人数随着到访次数的增多呈现出一个先减后增的趋势，近似U形曲线。为了验证该关系，以表9中的消费者人数为因变量，到访次数为自变量，拟合二次方程曲线。各老字号餐厅到访次数与消费者人数的二次函数趋势拟合图如图2所示。各老字号餐厅都有一个很明显的抛物线形式，即为局部的U形曲线。从图2中给出的二次方程和R²值，可知大多数老字号的拟合度R²都达到了0.900以上，表明二次曲线的拟合效果良好。这说明在选择老字号的消费者中的确存在一部分黏性极高的忠诚顾客。

为比较不同忠诚度人群间感知魅力与到访阻力间的差异性，将3家老字号来店次数都在1～5次的人群划分为低忠诚度人群，将至少1家老字号来店次数在16次及以上的人群划分为高忠诚度人群。高低忠诚度人群间感知魅力四因素及到访阻力的差异性如图3所示，因变量为感知魅力四因子与到访阻力的实际数值，自变量为高低忠诚度。由图3可知，高忠诚度消费者的感知魅力各因子数值高于低忠诚度消费者，高忠诚度消费者的到访阻力数值低于低忠诚度消费者。根据独立样本t检验，传承性、时尚性、营销力、集聚性及到访阻力都通过了显著性检验(依次为t=4.569，sig.=0.000; t=3.298，sig.=0.001; t=4.767，sig.=0.000; t=4.953，sig.=0.000; t=-7.149，sig.=0.000)。其中，忠诚度越高的消费者对传承性、时尚性、营销力和集聚性评价也越高(依次为M_低=6.050，M_高=6.371; M_低=5.378，M_高=5.712; M_低=5.036，M_高=5.607; M_低=5.756，M_高=6.259)，忠诚度越高的消费者对到访阻力评价越低(M_低=2.654，M_高=2.003)。这表明消费者对老字号感知魅力和到访阻力评价与其忠诚度水平有密切的关系。

图2 各老字号餐厅到访次数与消费者人数的二次函数趋势拟合图
Fig.2 Trend fitting of quadratic function between the number of visits and the number of consumers to each Chinese time-honored restaurants

图3 高低忠诚度人群间感知魅力四因素及到访阻力的差异性
Fig.3 Differences in four factors of perceived attractiveness and visiting resistance among high/low loyalty groups

餐饮老字号作为中国餐饮业中重要的一员，分析其聚客力机制对老铺存续有着重要意义。为探究消费者对中华老字号餐厅选择及到访意愿的影响因素，本研究对北京、广州及上海9家著名的中华老字号餐厅，进行了问卷调查与数据分析。首先，通过零售消费者行为理论，构建中华老字号餐厅感知魅力量表，对如何衡量或营造老字号餐厅魅力具有参考性。据此可引导餐饮老字号合理提升店铺吸引力，使营销决策更为有效。其次，基于零售吸引力理论及市场份额理论，构建了MNL及MCI模型，对全样本及城市样本分别分析了感知魅力和到访阻力对消费者选择意愿的影响，并比较了两类模型在分析老字号餐厅选择时的契合度。在城市样本的回归中，发现集聚性对老字号餐厅选择的影响会因城市的不同而有差异，其中北京地区的消费者对经典老字号餐厅的消费意愿容易被目的地的拥挤度削弱。因此，老字号企业需对不同城市进行差异化营销。最后，通过方差分析验证不同距离带、感知魅力及怀旧倾向对于到访意愿的主效应，补充了现有文献关于中华老字号餐厅集体层面分析的不足，并发现了感知魅力与怀旧倾向的交互效应。相对于选择及到访意愿的分析，忠诚度分析更便于知道老字号餐厅的忠诚消费者的特征，从而指导老字号餐厅从忠诚消费者中获得稳定的支持与收益，为老字号的长远发展打下坚实的基础。

根据北京、广州及上海9家著名的中华老字号餐厅的543份调研数据，以具有吸引力特征的市场份额理论为基础，拟合MCI模型及MNL模型，深入地研究了老字号餐厅感知魅力与到访阻力对消费者选择的影响机制，得到以下结论:第一，老字号餐厅的感知魅力由传承性、时尚性、营销力及集聚性四个因子组成。第二，传承性、营销力和时尚性变量都正向影响消费者的选择意愿，到访阻力负向影响消费者选择意愿。第三，通过对比MCI模型与MNL模型的分析结果，在本套数据中发现MCI模型能够提供较高的模型拟合度，而MNL模型能够提高系数显著的个数。第四，分城市回归时，传承性、时尚性、营销力与到访阻力变量对老字号餐厅选择意愿的影响与全样本回归结果一致，但集聚性却因城市的不同而有差异。第五，基于三因素方差分析明确了时间距离带、感知魅力与怀旧倾向的主效应都显著，体现了老铺顾客的到访意愿空间差异性。第六，消费者对老字号餐厅的到访人数会随着到访次数的增多呈现“U”形结构，且高忠诚度消费者的感知魅力评价比低忠诚度消费者更高，到访阻力负向评价比低忠诚度消费者更低。

研究在我国经济发展中占重要地位的中华老字号餐厅，找出制约中华老字号餐厅发展的原因，采取相应的对策，意义重大。根据研究提供以下建议:第一，挖掘老字号餐厅传统技艺与文化内涵，弘扬老字号经典历史与工匠精神。老字号贵在传承，传承的是核心价值、非遗记忆及工匠精神。中华老字号餐厅应用技艺坚守品牌，用故事传承菜品。第二，将“时尚”元素融入传统文化，提升品牌影响力。中华老字号餐厅企业应该突出自身的品牌传承性优势，融合现代因素，紧跟时代步伐，进行多元化营销。第三，开展广泛宣传。老字号品牌发展速度趋缓，需提高宣传力度，鼓励制作相关的纪录片或微电影，营造良好的社会氛围和消费环境。第四，鼓励老字号之间集聚发展。在条件较为成熟的地区打造老字号特色商业街，引导特色产品和服务集聚，带动老字号抱团发展。第五，使用怀旧元素营销策略。利用怀旧情感调整市场是一种新的营销手段，应善于运用和创新怀旧元素。第六，发展网络销售。借助互联网平台进行数字化升级，在区域内开展外卖订餐服务，满足新的消费需求。第七，着眼老字号本土化与国际化发展。适当照顾地域之间口味的差异性，实现老字号餐厅口味本土化。第八，培养高忠诚度消费者。深刻了解消费者的价值取向及需求，从产品质量、价格等方面吸引消费者，提高忠诚度。

本研究基本上实现了预期目标，但仍存在局限。首先，在调研问题上，虽选取了具有代表性的城市以及餐饮老字号，但对全国餐饮老字号而言仍存在估计的局限，未来需扩大城市及餐饮老字号的样本数量。其次，在模型方法上，研究仅使用了MNL与MCI模型进行分析果。将来需挑选更多的模型进行拟合比较，以提高预期的精准度。另外，同一城市消费者之间也存在个体的差异，未来分析需更加详尽，如包括进行男女等其他人口统计变量上的分群处理，厘清不同群体对老字号餐厅选择意愿的差异等。