酒店微信營銷對顧客分享意愿的影響

陳宗來 邴振華

摘? 要：隨著移動網絡的發展，微信因快速、高效的傳播性和分享性，在互聯網營銷領域得到關注。本文以度假型酒店為對象，通過相關研究成果提取微信營銷的影響因子，結合TAM模型和SOR模型構建理論模型并提出假設，分析發現，信息質量和社交關系對品牌態度、分享意愿呈顯著的正向影響，且社交關系的影響力大于信息質量;品牌態度對分享意愿呈顯著的正向影響，在信息質量與分享意愿間起部分中介作用，在社交與分享意愿間起部分中介作用。

關鍵詞：微信營銷;分享意愿;信息質量;社交;品牌態度

基金項目：2017年上海高校示范性全英語課程建設項目“消費者行為學（Consumer Behavior）”（滬教委高〔2017〕44號）。

一、研究方法

本文結合和技術接受模型（TAM）與刺激-有機體-反應模型（S-O-R），提出了度假型酒店微信營銷對顧客分享意愿影響的理論模型。

技術接受模型（TAM）認為在信息科學領域，用戶的行為意愿受到其態度和感知有用性的共同影響而產生，而感知有用性直接作用于消費者的態度。刺激-有機體-反應模型（S-O-R）中，S 表示刺激，表示引起個體產生反應的來自物理情景或商品的刺激;O 表示機體，是調節刺激與個體反應之間關系的內部處理過程，一般指的是機體內心的狀態;R 指的是刺激的結果。在微信營銷中信息質量、信息激勵性和社交成為衡量感知有用性的因子，作為微信外在刺激會引起消費者內心的變化，讓消費者感知到產品的功能性、情感性及社會性價值，形成對產品或品牌的認知性與情感性態度，因此，依據以往研究成果提出三個因子對品牌態度有顯著正向影響的假設：

H1： 信息質量對品牌態度呈顯著的正向影響

H2： 信息激勵性對品牌態度呈顯著的正向影響

H3： 社交對品牌態度有呈顯著的正向影響

同時，相關學者也驗證了信息質量、信息激勵性和社交三項感知有用因子對消費者刺激結果也存在直接的影響，對消費者的情感性態度和分享意愿都有顯著的正向影響作用，因此提出假設如下：

H4： 信息質量對分享意愿呈顯著的正向影響

H5： 信息激勵性對分享意愿呈顯著的正向影響

H6： 社交對分享意愿呈顯著的正向影響

在SOR模型中消費者的品牌態度作為機體內心狀態的體現，是影響刺激結果的直接驅動力，因此品牌態度對分享意愿存在顯著的正向影響。可見品牌態度除直接影響消費者分享意愿以往，還在外在刺激因子即感知有用性因子與分享意愿之間起到中介作用，因此提出假設如下：

H7： 品牌態度對分享意愿呈顯著的正向影響

H8： 品牌態度在信息質量和分享意愿之間起中介作用

H9： 品牌態度在信息激勵性和分享意愿之間起中介作用

H10： 品牌態度在社交和分享意愿之間起中介作用

二、數據統計與分析

（一）樣本檢驗

1、信度分析

本文采用SPSS17.0對181個樣本的Cronbachs α系數進行測量，來表示不同被調查者對問卷調查結果造成的總變異的比例。量表的總體Cronbachs α 系數為0.937，大于0.9說明問卷擁有非常好的信度水平。信息激勵性、社交、品牌態度和分享意愿的Cronbachs α 系數均在0.8以上，信息質量為0.795接近0.8，說明這五個變量的測量量表中的題項內部一致性較高，問題可信，可以繼續研究。

2、效度分析

樣本整體及各相應變量的KMO值均大于0.6，sig值都是0.000，小于0.005，說明因子之間具有關聯性，可以做相關回歸分析，變量的設置和結構較好。

（二）回歸分析

本文采用回歸分析探尋各變量與因變量之間的因果邏輯關系，從而對研究假設進行檢驗，同時分析變量之間的內在規律和品牌態度的中介作用，并建立可靠的數學模型。

1、微信營銷影響因子對品牌態度的回歸分析

以微信營銷的三個影響因子（信息質量、信息激勵性和社交）作為自變量，以品牌態度為因變量進行多元逐步回歸分析。各個因子的取值為各因子所對應題項的平均值。只有社交和信息質量兩個因子進入了影響因素。在模型2中，回歸模型整體性檢驗的F值為153.412（p=0.000<0.05），R?值為0.633，對品牌態度的解釋力為63.3%，調整后的R?值為0.629，這表示模型擬合好。

社交和信息質量兩個因子對品牌態度都呈顯著的正向影響。這兩個因子與品牌態度的回歸系數所對應的Sig.值小于0.05，通過檢驗;常量的Sig.值為0.671>0.05，沒有通過檢驗，所以常量不能出現在回歸方程中。假設H1、H3成立，H2不成立。由此得出的回歸方程為：

品牌態度=0.640×社交+0.310×信息質量

2、微信營銷影響因子對分享意愿的回歸分析

以微信營銷的三個影響因子（信息質量、信息激勵性和社交）作為自變量，以分享意愿為因變量進行多元逐步回歸分析，各個因子的取值為各因子所對應題項的平均值。只有社交和信息質量兩個因子進入了影響因素。在模型2中，回歸模型整體性檢驗的F值為114.248（p=0.000<0.05），R?值為0.562，對分享意愿的解釋力為56.2%，調整后的R?值為0.557，這表示模型擬合較好。所以選取擬合度最優模型2的系數列表。

社交和信息質量兩個因子對分享意愿都呈顯著的正向影響。這兩個因子與分享意愿的回歸系數所對應的Sig.值小于0.05，通過檢驗;常量的Sig.值為0.079>0.05，沒有通過檢驗，所以常量不能出現在回歸方程中。

假設H4、H6成立，H5不成立。由此得出的回歸方程為：

分享意愿=0.508×社交+0.341×信息質量

3、品牌態度對分享意愿的影響

以品牌態度作為自變量，以分享意愿為因變量進行一元逐步回歸分析，各個因子的取值為各因子所對應題項的平均值。品牌態度對分享意愿呈顯著的正向影響?；貧w模型整體性檢驗的F值為114.576（p=0.000<0.05），R?值為0.390，對分享意愿的解釋力為39.0%，調整后的R?值為0.387。

假設H7成立。由此得出的回歸方程為：

分享意愿=0.575×品牌態度+1.301

4、中介效應分析

Baron & Kenny提出，在分析自變量X對因變量Y的影響過程中，若X憑借第三個變量Z來影響Y，就將Z稱為中介變量。判斷中介效應有三個步驟（如表一），結果有兩種情況（如表二）自變量中的X和因變量Y的顯著相關關系減弱，稱Z為部分中介。

由數據得出，信息質量與品牌態度為顯著相關，與分享意愿為顯著相關，通過步驟（1）。品牌態度與分享意愿為顯著相關，通過步驟（2）。在兩者間引入第三變量品牌態度后，信息質量和品牌態度都與分享意愿顯著相關。同時，在加入品牌態度這一中介變量后，信息質量解釋分享意愿的總變異由32.7%提高為45.6%。信息質量的回歸系數由0.576降到0.326，證明品牌態度在信息質量和分享意愿之間產生了部分中介作用。假設H8成立

社交與品牌態度為顯著相關，與分享意愿為顯著相關，通過步驟（1）。品牌態度與分享意愿為顯著相關，通過步驟（2）。在兩者間引入第三變量品牌態度后，社交和品牌態度都與分享意愿顯著相關。同時，在加入品牌態度這一中介變量后，社交解釋分享意愿的總變異由48.8%提高為50.5%。社交的回歸系數由0.764降到0.537，證明品牌態度在社交和分享意愿之間產生了部分中介作用。假設H10成立。

三、結論

由于微信營銷是時代發展的新興產物，還處于發展初期階段，而大多數學者研究的是微信營銷對購買意愿的影響，現有的文獻中關于酒店業的微信營銷和微信營銷對分享意愿營銷的相關文獻的比較少，因此大部分測量題項都概念劃分不夠清晰、涉及的維度不夠廣泛、考慮的因素不夠全面。本人從消費者行為學層面搜集整理題項，對其在分享意愿層面上進行分析總結。雖然數據具有一定的統計學意義，但測量題項仍然需要進一步驗證和完善。

參考文獻：

[1]王秀丹. 微信營銷對消費者分享意愿的影響研究[D].杭州電子科技大學，2015.

[2]栗蕓. 微信病毒式營銷因子及其對消費者分享意愿的影響研究[D].暨南大學，2016.

[3]劉宏，張小靜，張亞男.社交網絡營銷信息分享行為的動機研究[J].圖書館學研究，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.

作者簡介：

陳宗來（1997-），男，漢族，浙江溫州人，本科，學士;研究方向：酒店消費行為研究。

通訊作者：

邴振華（1986-），女，漢族，山東煙臺人，博士研究生，上海商學院講師，主要從事城市旅游與消費者行為研究。