酒店微信营销对顾客分享意愿的影响

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　　摘  要：随着移动网络的发展，微信因快速、高效的传播性和分享性，在互联网营销领域得到关注。本文以度假型酒店为对象，通过相关研究成果提取微信营销的影响因子，结合TAM模型和SOR模型构建理论模型并提出假设，分析发现，信息质量和社交关系对品牌态度、分享意愿呈显著的正向影响，且社交关系的影响力大于信息质量;品牌态度对分享意愿呈显著的正向影响，在信息质量与分享意愿间起部分中介作用，在社交与分享意愿间起部分中介作用。
　　关键词：微信营销;分享意愿;信息质量;社交;品牌态度
　　基金项目：2017年上海高校示范性全英语课程建设项目“消费者行为学（Consumer Behavior）”（沪教委高〔2017〕44号）。
　　一、研究方法
　　本文结合和技术接受模型（TAM）与刺激-有机体-反应模型（S-O-R），提出了度假型酒店微信营销对顾客分享意愿影响的理论模型。
　　技术接受模型（TAM）认为在信息科学领域，用户的行为意愿受到其态度和感知有用性的共同影响而产生，而感知有用性直接作用于消费者的态度。刺激-有机体-反应模型（S-O-R）中，S 表示刺激，表示引起个体产生反应的来自物理情景或商品的刺激;O 表示机体，是调节刺激与个体反应之间关系的内部处理过程，一般指的是机体内心的状态;R 指的是刺激的结果。在微信营销中信息质量、信息激励性和社交成为衡量感知有用性的因子，作为微信外在刺激会引起消费者内心的变化，让消费者感知到产品的功能性、情感性及社会性价值，形成对产品或品牌的认知性与情感性态度，因此，依据以往研究成果提出三个因子对品牌态度有显著正向影响的假设：
　　H1： 信息质量对品牌态度呈显著的正向影响
　　H2： 信息激励性对品牌态度呈显著的正向影响
　　H3： 社交对品牌态度有呈显著的正向影响
　　同时，相关学者也验证了信息质量、信息激励性和社交三项感知有用因子对消费者刺激结果也存在直接的影响，对消费者的情感性态度和分享意愿都有显著的正向影响作用，因此提出假设如下：
　　H4： 信息质量对分享意愿呈显著的正向影响
　　H5： 信息激励性对分享意愿呈显著的正向影响
　　H6： 社交对分享意愿呈显著的正向影响
　　在SOR模型中消费者的品牌态度作为机体内心状态的体现，是影响刺激结果的直接驱动力，因此品牌态度对分享意愿存在显著的正向影响。可见品牌态度除直接影响消费者分享意愿以往，还在外在刺激因子即感知有用性因子与分享意愿之间起到中介作用，因此提出假设如下：
　　H7： 品牌态度对分享意愿呈显著的正向影响
　　H8： 品牌态度在信息质量和分享意愿之间起中介作用
　　H9： 品牌态度在信息激励性和分享意愿之间起中介作用
　　H10： 品牌态度在社交和分享意愿之间起中介作用
　　二、数据统计与分析
　　（一）样本检验
　　1、信度分析
　　本文采用SPSS17.0对181个样本的Cronbach’s α系数进行测量，来表示不同被调查者对问卷调查结果造成的总变异的比例。量表的总体Cronbach’s α 系数为0.937，大于0.9说明问卷拥有非常好的信度水平。信息激励性、社交、品牌态度和分享意愿的Cronbach’s α 系数均在0.8以上，信息质量为0.795接近0.8，说明这五个变量的测量量表中的题项内部一致性较高，问题可信，可以继续研究。
　　2、效度分析
　　样本整体及各相应变量的KMO值均大于0.6，sig值都是0.000，小于0.005，说明因子之间具有关联性，可以做相关回归分析，变量的设置和结构较好。
　　（二）回归分析
　　本文采用回归分析探寻各变量与因变量之间的因果逻辑关系，从而对研究假设进行检验，同时分析变量之间的内在规律和品牌态度的中介作用，并建立可靠的数学模型。
　　1、微信营销影响因子对品牌态度的回归分析
　　以微信营销的三个影响因子（信息质量、信息激励性和社交）作为自变量，以品牌态度为因变量进行多元逐步回归分析。各个因子的取值为各因子所对应题项的平均值。只有社交和信息质量两个因子进入了影响因素。在模型2中，回归模型整体性检验的F值为153.412（p=0.000<0.05），R?值为0.633，对品牌态度的解释力为63.3%，调整后的R?值为0.629，这表示模型拟合好。
　　社交和信息质量两个因子对品牌态度都呈显著的正向影响。这两个因子与品牌态度的回归系数所对應的Sig.值小于0.05，通过检验;常量的Sig.值为0.671>0.05，没有通过检验，所以常量不能出现在回归方程中。假设H1、H3成立，H2不成立。由此得出的回归方程为：
　　品牌态度=0.640×社交+0.310×信息质量
　　2、微信营销影响因子对分享意愿的回归分析
　　以微信营销的三个影响因子（信息质量、信息激励性和社交）作为自变量，以分享意愿为因变量进行多元逐步回归分析，各个因子的取值为各因子所对应题项的平均值。只有社交和信息质量两个因子进入了影响因素。在模型2中，回归模型整体性检验的F值为114.248（p=0.000<0.05），R?值为0.562，对分享意愿的解释力为56.2%，调整后的R?值为0.557，这表示模型拟合较好。所以选取拟合度最优模型2的系数列表。
　　社交和信息质量两个因子对分享意愿都呈显著的正向影响。这两个因子与分享意愿的回归系数所对应的Sig.值小于0.05，通过检验;常量的Sig.值为0.079>0.05，没有通过检验，所以常量不能出现在回归方程中。
　　假设H4、H6成立，H5不成立。由此得出的回归方程为： 　　分享意愿=0.508×社交+0.341×信息质量
　　3、品牌态度对分享意愿的影响
　　以品牌态度作为自变量，以分享意愿为因变量进行一元逐步回归分析，各个因子的取值为各因子所对应题项的平均值。品牌态度对分享意愿呈显著的正向影响。回归模型整体性检验的F值为114.576（p=0.000<0.05），R?值为0.390，对分享意愿的解释力为39.0%，调整后的R?值为0.387。
　　假设H7成立。由此得出的回归方程为：
　　分享意愿=0.575×品牌态度+1.301
　　4、中介效应分析
　　Baron & Kenny提出，在分析自变量X对因变量Y的影响过程中，若X凭借第三个变量Z来影响Y，就将Z称为中介变量。判断中介效应有三个步骤（如表一），结果有两种情况（如表二）自变量中的X和因变量Y的显著相关关系减弱，称Z为部分中介。
　　由数据得出，信息质量与品牌态度为显著相关，与分享意愿为显著相关，通过步骤（1）。品牌态度与分享意愿为显著相关，通过步骤（2）。在两者间引入第三变量品牌态度后，信息质量和品牌态度都与分享意愿显著相关。同时，在加入品牌态度这一中介变量后，信息质量解释分享意愿的总变异由32.7%提高为45.6%。信息质量的回归系数由0.576降到0.326，证明品牌态度在信息质量和分享意愿之间产生了部分中介作用。假设H8成立
　　社交与品牌态度为显著相关，与分享意愿为显著相关，通过步骤（1）。品牌态度与分享意愿为显著相关，通过步骤（2）。在两者间引入第三变量品牌态度后，社交和品牌态度都与分享意愿显著相关。同时，在加入品牌态度这一中介变量后，社交解释分享意愿的总变异由48.8%提高为50.5%。社交的回归系数由0.764降到0.537，证明品牌态度在社交和分享意愿之间产生了部分中介作用。假设H10成立。
　　三、结论
　　由于微信营销是时代发展的新兴产物，还处于发展初期阶段，而大多数学者研究的是微信营销对购买意愿的影响，现有的文献中关于酒店业的微信营销和微信营销对分享意愿营销的相关文献的比较少，因此大部分测量题项都概念划分不够清晰、涉及的维度不够广泛、考虑的因素不够全面。本人从消费者行为学层面搜集整理题项，对其在分享意愿层面上进行分析总结。虽然数据具有一定的统计學意义，但测量题项仍然需要进一步验证和完善。
　　参考文献：
　　[1]王秀丹. 微信营销对消费者分享意愿的影响研究[D].杭州电子科技大学，2015.
　　[2]栗芸. 微信病毒式营销因子及其对消费者分享意愿的影响研究[D].暨南大学，2016.
　　[3]刘宏，张小静，张亚男.社交网络营销信息分享行为的动机研究[J].图书馆学研究，2017（18）：83-89+40.
　　[4]Baron， R. M.， & Kenny， D. A. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research： Conceptual， strategic and statistical considerations[J]. Journal of Personality and Social Psychology. 1986， 51： 1173-1182.
　　作者简介：
　　陈宗来（1997-），男，汉族，浙江温州人，本科，学士;研究方向：酒店消费行为研究。
　　通讯作者：
　　邴振华（1986-），女，汉族，山东烟台人，博士研究生，上海商学院讲师，主要从事城市旅游与消费者行为研究。
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