《朋友圈旅游分享行為的影響因素實證探究》20000字【論文】

朋友圈旅游分享行為的影響因素實證研究目錄TOC\o"1-3"\u1 緒論 61.1 研究背景 61.2 研究目的和意義 71.2.1研究目的 71.2.2研究意義 71.3 研究方法 71.4 技術路線圖 92 理論基礎與文獻綜述 102.1理論基礎 102.1.1理性行為理論 102.1.2印象管理理論 102.1.3面子理論 112.1.4社會認知理論 112.2旅游分享行為相關研究 122.2.1分享行為概念 122.2.2旅游分享動機與影響因素 122.2.3旅游分享內(nèi)容及其影響 132.2.4微信朋友圈旅游經(jīng)歷分享相關研究 133 研究假設與實施 143.1研究假設 143.2問卷設計 174 數(shù)據(jù)分析 184.1數(shù)據(jù)收集 184.2數(shù)據(jù)分析 194.2.1信度分析 194.2.2效度分析 214.2.3樣本描述性分析 234.2.4皮爾遜相關性分析 274.2.5均值分析 284.2.6方差分析 304.3假設檢驗與分析 364.3.1結構模型適配度的檢驗 364.3.2假設檢驗 374.4研究小結 415 建議 42參考文獻 46致謝 48附錄A調(diào)查問卷 49

緒論研究背景（1）微信朋友圈旅游經(jīng)歷分享：旅游信息獲取新渠道在web.2.0時代，伴隨著互聯(lián)網(wǎng)技術的不斷向前發(fā)展，旅游者能夠將旅游過程中的經(jīng)歷和體驗通過社交媒體隨時隨地進行分享。在國外，比較受歡迎的社交網(wǎng)站有Facebook、Twitter等，而在國內(nèi)，微信成為眾多社交應用中的佼佼者，自2011年推出以來，便吸引眾多用戶。微信朋友圈以其受眾廣、使用率高、即時性等特點，吸引大多數(shù)旅游者將自己精心編輯的圖文上傳至朋友圈以獲得他人關注、點贊和評論，特別是在節(jié)假日期間，跟隨微信朋友圈領略全世界已然成為一種潮流。旅游分享行為定義為旅游者通過某種或多種傳播媒介和平臺，將旅游信息和旅游體驗等內(nèi)容傳遞給他人，并與瀏覽者之間產(chǎn)生互動交流的行為。社會經(jīng)濟水平顯著提高使得旅游已成為人們的一種生活方式，隨之而來的旅游經(jīng)歷分享這一現(xiàn)象。在當今媒體時代，國內(nèi)旅游者通過使用微信、QQ、微博等這類移動社交平臺分享旅游經(jīng)歷的人數(shù)與日俱增，并讓許多城市景觀、特色美食等得到了大量關注，成為“網(wǎng)紅城市”、“網(wǎng)紅景點”吸引了大批游客。（2）90后：自媒體與旅游消費領域活躍人群90后是指出生年份在1990-1999區(qū)間的群體，截止2021年，年齡處于22-31歲，已超過一大半邁入職場，有的甚至已成為職場主力軍，是不可忽視的新一代社會中堅群體，這也同時意味著他們擁有客觀的收入和相應的消費力。對于旅游目的地而言，90后是相當重要的一個消費群體，根據(jù)攜程近期發(fā)布的報告顯示，90后與00后等新生代人群所占比例達到57%，已是國民出行絕對的主力軍。90后一代與中國互聯(lián)網(wǎng)一起成長，相比于70、80年代人群，他們更樂于接受前沿科技產(chǎn)品，對網(wǎng)絡的需求較高，社交網(wǎng)站對其行為及生活方式影響尤為巨大。在旅游消費習慣上，90后往往會將出游過程中的景色、當?shù)孛朗车葓D片曬到網(wǎng)絡社交媒體與親友分享，會在收到點贊、評論等互動回應后感到被贊賞與羨慕。微信已成為90后群體不可或缺的社交工具，建立在社交和分享基礎上的旅行能夠令90后更容易獲得認同感。通過在朋友圈分享旅游體驗，不僅滿足旅游者自身進行自我呈現(xiàn)的需求，也成為了潛在游客獲取旅游信息的途徑之一，一條分享滿意旅行的朋友圈信息往往會為旅游目的地吸引來其他瀏覽者的慕名而至。研究目的和意義1.2.1研究目的本文立足于社交媒體時代，以90后旅游者為研究對象，通過科學的調(diào)查和研究，了解90后旅游者在如微信朋友圈等社會化媒體分享旅游經(jīng)歷的行為及其影響因素，探索當下旅游消費者行為特征與心理特征，探究旅游者在朋友圈進行旅游經(jīng)歷分享對于旅游目的地、旅游企業(yè)等旅游服務供給方網(wǎng)絡口碑、營銷方式、產(chǎn)品質(zhì)量與服務方式改進的影響。1.2.2研究意義目前，國內(nèi)旅游市場的廣告宣傳方式還比較傳統(tǒng)。多集中在旅游宣傳冊、旅行社廣告、電視廣告等方面，所取得的效果不佳，其余則是旅游綜藝、影視劇等宣傳渠道，雖然能吸引一時的關注，但往往是由錄制嘉賓拉動的人氣并且劇情蓋過了節(jié)目，無法達到轟動的廣告效果。由于媒體時代的到來，傳統(tǒng)的宣傳形式可能會遭受影響。本文將90后群體中旅游者在微信朋友圈分享旅游經(jīng)歷的行為作為研究對象，基于現(xiàn)有研究將理性行為理論、印象管理理論、面子理論、社會認知理論進行一定整合，使用問卷調(diào)查方式探究微信朋友圈中旅游經(jīng)歷分享行為和影響因素，并根據(jù)以上分析幫助旅游從業(yè)人員更加深刻認識藏匿在旅游者自媒體平臺分享行為背后的心理需要與旅游特征，提出旅游目的地、旅游企業(yè)等旅游供給方對于網(wǎng)絡口碑營銷的改進策略，為其通過微信朋友圈等新媒體平臺進行營銷提供啟示。研究方法（1）文獻分析法本文通過查閱有關旅游分享行為及其影響因素、朋友圈分享旅游經(jīng)歷相關的文獻，基本了解國內(nèi)外學者研究現(xiàn)狀，并在前人的研究成果基礎上，對相關文獻進行整合分析，確定本文的基礎理論，為本研究假設的提出提供理論支撐。（2）問卷調(diào)查法本文在前人的基礎之上，擬定本文調(diào)查問卷，問卷從朋友圈分享態(tài)度、分享主觀規(guī)范、平臺質(zhì)量、分享意愿和行為等方面進行調(diào)查，通過微信、QQ、微博等平臺采取線上方式發(fā)放，以此收集第一手數(shù)據(jù)資料，為研究奠定基礎。（3）數(shù)據(jù)分析法將調(diào)查問卷收集到的有效數(shù)據(jù)錄入至Excel表格，運用SPSS20統(tǒng)計軟件對問卷數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計分析、信度效度檢驗，同時對影響因素進行均值分析和人口統(tǒng)計學特征進行方差分析，以此來檢驗各因子對本研究模型中結果的影響。利用AMOS23.0軟件構建和分析結構方程模型，對本文的概念模型進行測試和修改，得出相關結論。技術路線圖圖1技術路線圖Figure1Technologyroadmap

理論基礎與文獻綜述2.1理論基礎2.1.1理性行為理論菲什拜因和艾森在1975年提出了“理性行為理論”（TRA）。該理論認為，人是理性的，愿意行動是其核心要素。行為意愿是指一個人以某種方式行事的傾向，是實現(xiàn)行為的初步階段[1]。同時，行為態(tài)度和主觀標準會影響行為意圖。行為態(tài)度是指將一個人的某些行為感知為正面或負面評價。了解或不了解某些行為的社會壓力感知。根據(jù)理性行為的原則，如果一個人認為某種行為具有積極的特質(zhì)，并且他覺得周圍的重要人物希望他采用這種行為，那么他就有更強烈的打算去表現(xiàn)得更好[2]。通過前人的實證研究，已經(jīng)驗證了信息分享意愿會正向影響信息分享行為[3]。由此可以推斷，如果游客更愿意分享，他們更有可能在社交媒體平臺上實現(xiàn)真實的行為。2.1.2印象管理理論印象管理理論又可以稱之為“擬據(jù)理論”或是自我呈現(xiàn)理論，是由戈夫曼[4]在他的著作《日常生活的自我呈現(xiàn)》中提及，經(jīng)三十多年發(fā)展已成為社會學與社會心理學中較為經(jīng)典的理論之一。人們總是希望能夠在他人面前留下好印象，為達到這一目標，人們通常會采取部分特定的方法策略，包括自我，這一過程稱作是“印象管理”。戈夫曼將印象管理和自我呈現(xiàn)描述為“舞臺藝術”。每個人都是藝術家，根據(jù)給定的劇本扮演不同的角色，進而塑造自己的形象和社會地位[5]。該理論對于微信朋友圈[6]、抖音[7]等社交媒體平臺上的用戶自我呈現(xiàn)行為的解釋給予了新的視角。微信朋友圈作為日常交流的網(wǎng)絡媒介平臺，用戶可以通過發(fā)送文字、圖片、視頻等內(nèi)容進行交流。劉硯議[8]指出，微信朋友圈作為以龐大用戶群為基礎的大媒體，已經(jīng)成為用戶可以進行自我呈現(xiàn)和印象管理的場所。伍翎瑄[9]總結了朋友圈的三種自我介紹策略：主動策略、溫和策略、隱藏策略；辛文娟[10]等學者得出結論，大學生會在朋友微信圈中更多發(fā)布積極的內(nèi)容。張志[11]認為大學生在社交網(wǎng)站上會更多使用主動管理策略，被動防御性和模糊泛化性印象策略使用較少；如果把微信朋友圈看成一個大的“虛擬劇場”，每個參與的用戶都會在這個舞臺上精心呈現(xiàn)自己，目標是能夠在好友列表的中心樹立一個“理想形象”。，謝新洲和安靜[12]的研究表明，微信朋友圈自我呈現(xiàn)的內(nèi)容也甚至可能會影響用戶對其財富感、幸福感、成功程度的評價?？傊?，微信朋友圈為個體帶來了進行印象管理的絕佳舞臺，個體可以通過發(fā)微信朋友圈在其好友心中留下印象，并且可以維持、提升自身形象。同時，正因朋友圈在90后人群中超高適用性，發(fā)布朋友圈對自己形象進行印象管理已然成為90后們認為很重要的事情。2.1.3面子理論面子這一詞最早在1894年由美國的傳教士Authur.H.Smith撰寫的《中國人的素質(zhì)》一書中出現(xiàn)，他點出中國人對于面子的重視，但是并未給出關于面子明確的定義。面子普遍存在于人類社會，是每個人都一定會希望獲得的社會形象。從動機的角度來看，面子被學者們分類為保護型面子和獲得型面子兩種，這兩個維度對行為的影響不盡相同[13]，隨著學者逐漸采用面部意識的這兩個維度，Zhang等[14]以實證研究的方式，檢驗了社交性面子意識中存在的兩個維度即可以說是，渴望贏得面子和害怕失去面子。一些學者定義了面子保護和獲取意識在旅游共享行為和動機這兩之間的關系，但缺乏相關實證研究。2.1.4社會認知理論Bandura[16]社會認知理論（SCT）是在1980年代在認知心理學的基礎上發(fā)展起來的，該理論假設人類行為的發(fā)生和實現(xiàn)會受到個人個體因素和外部環(huán)境因素的影響,并從認知、行為和環(huán)境影響之間的持續(xù)交互作用的角度來解釋人類行為，構建了“三元交互模型”。Lin等[17]分別利用該理論探索個體因素及環(huán)境因素對用戶行為的影響，人類的認知活動與行為之間存在可以說存在某種因果關系，內(nèi)部思維和外部環(huán)境因素共同決定了人類的行為。2.2旅游分享行為相關研究2.2.1分享行為概念旅游分享行為是指旅游者通過一個或多個媒體平臺展示旅游不同階段的旅游經(jīng)歷或提供旅游目的地的其他信息并與接收者互動的行為。[18]。Munar等人將旅游體驗定義為一個人對旅行前（計劃和準備）、旅行中（在目的地）和旅行后（記憶）旅游活動的主觀評價和體驗（包括情緒、認知和體驗）行為[19]。王婷婷把通過旅游網(wǎng)絡虛擬社區(qū)中的分享旅游經(jīng)歷的帖子總結為用戶以帖子的形式發(fā)布自己的旅行經(jīng)歷，其中發(fā)布的內(nèi)容可以包含有全部行程的旅行報告或者旅行計劃的一部分。分享帖子基本上有兩種形式：一方面是純文字描述，另一方面是圖文結合。[20]。Liu等探析了社交網(wǎng)站上的旅游經(jīng)歷分享，并得出結論社交網(wǎng)站旅游經(jīng)歷分享的本質(zhì)即是一種電子口碑[21]。根據(jù)前人的分析可將其歸納為，旅游分享行為一種電子口碑生成的過程，不但包括關于旅游目的地相關的信息，且會涉及主觀感受及情感的分享。2.2.2旅游分享動機與影響因素隨著互聯(lián)網(wǎng)技術的革新，游客行為模式因此受到極大影響，作為旅游者獲取信息的一條途徑，社交媒體平臺逐漸發(fā)揮重要的作用。移動社交媒體上的信息會對旅游者在出游前、游玩中、游玩后產(chǎn)生不同的作用。游客越來越多地使用社交媒體平臺來分享旅行體驗和表達意見。有研究已驗證信息分享意愿對于分享行為有正向影響。從個人角度來看，分享旅行的動機是實現(xiàn)自我發(fā)現(xiàn)、能夠從他人處獲得尊重和認可、分享信息、與社會之間聯(lián)系、享受網(wǎng)絡互動帶來的愉悅感、改善協(xié)作、利他主義、歸屬感和相互信任[17,19,22]。平臺易用與否、可參與性、粘附性等對因素均會對旅游分享行為造成一定影響。此外，年齡、性別、教育背景、收入水平、國籍、社會文化背景等因素也會影響游客使用社交媒體的行為，進而影響他們的分享行為。面子意識也被歸入旅游分享行為研究，對于旅游分享意愿和分享行為具有一定調(diào)節(jié)作用。因此，旅游業(yè)必須根據(jù)其不同的在線分享行為，針對不同的目標消費者群體采用不同的營銷宣傳推廣手段和策略。2.2.3旅游分享內(nèi)容及其影響旅游分享的內(nèi)容包括知識性信息和旅行過程中的各種經(jīng)歷，通過對其的研究可以了解旅游者情感傾向、目的地傾向、消費偏好等相關數(shù)據(jù)。有西方學者得出結論，社交媒體用戶生成的內(nèi)容正在改變消費者的在線消費方式。從性質(zhì)來看，分享的內(nèi)容既包括對旅游產(chǎn)品或服務質(zhì)量的正面評價，也包括負面的挫折或投訴。從載體來看，旅游過程中拍下的照片形式最為普遍，研究者對于旅游照片拍攝及其分享做了許多分析[23]。表現(xiàn)形式方面，不同的共享內(nèi)容有不同的表達方式。信息通常以文本的形式共享,體驗相關的內(nèi)容更有可能通過視頻或音頻進行分享。在信息價值的方面，游客發(fā)布內(nèi)容的新穎性、可理解性和趣味性以及信息的可信度會影響游客的行為意向。共享內(nèi)容的信息價值，以及某些旅游目的地、商品和服務的描述和表達，對其他潛在游客、旅游目的地、企業(yè)和游客本身都有一定的影響。2.2.4微信朋友圈旅游經(jīng)歷分享相關研究社交媒體的出現(xiàn)使旅游者可以比之前更方便和更頻頻地分享旅游體驗和相關經(jīng)歷。在比如微信朋友圈等社交媒體平臺出現(xiàn)以前，人們僅僅在口頭之間分享旅游經(jīng)歷，局限于自己熟悉的人之間傳播，微信朋友圈等社交媒體平臺出現(xiàn)之后，大量的旅游者們可以隨時隨地分享其旅游感受，包含旅游評論、觀點想法和個人旅游經(jīng)歷。隨著在線旅游分享經(jīng)歷成為一種自我呈現(xiàn)和自我表達地方式，這類現(xiàn)象引起國內(nèi)外學者廣泛地關注。人們往往通過消費行為來建立良好的自我形象，以獲得他人的認可、尊重和贊揚，進而確認、維持或提高自己的社會地位。而旅游消費作為一種非生存必需的享受型消費，具有彰顯身份、品味的功能。根據(jù)前人的研究，為界定微信朋友圈旅游分享行為奠定了基礎。綜上所述，嚴格意義來講微信朋友圈旅游經(jīng)歷分享并不能算是單獨的一個概念，但微信朋友圈旅游分享行為具有其獨特性，本文研究中微信朋友圈旅游分享行為是指個體在朋友圈中分享自身對于出游前、旅游中和旅游后相關旅游活動中的相關評價和內(nèi)容，包含圖文和定位，探究其動機、特征和影響因素。研究假設與實施3.1研究假設本文基于現(xiàn)有研究，將理性行為理論、社會認知理論、印象管理理論和面子理論進行整合，從以下幾個邏輯思路構建理論模型：（1）每個理性人的行為意圖是人類發(fā)生實際行為的重要前提之一，主觀規(guī)范、行為態(tài)度等等的其他因素將會影響一個人在實際行為前的行為意愿，進而會對人的實際行為產(chǎn)生一定影響。（2）個體的行為是內(nèi)部個人因素與外部環(huán)境因素兩方面相互選擇和相互作用的共同產(chǎn)生的結果；（3）個體可以依據(jù)面子意識來約束自身行為，不同的面子意識會從不同程度影響行為產(chǎn)生。在此基礎上，本文將90后出生于長沙的游客分享行為引入微信朋友圈作為研究對象：從游客的個人因素和外部環(huán)境因素來看，旅游者的個人因素——利己、利他以及對面子心理、外部環(huán)境因素——當下的平臺因素、旅游產(chǎn)品和服務質(zhì)量等微信朋友圈中的旅游分享行為的認知。本文假設微信朋友圈中的游客分享行為是游客個人因素和外部環(huán)境因素共同作用的結果。通過文獻檢索可以分析如下：利己因素、利他因素、平臺因素等外部因素是分享意愿的前兆，分享意愿是分享行為的關鍵因素，具有中介作用：面子心理可以調(diào)節(jié)影響因素與分享意愿之間的關系，進而影響分享行為，從而提出旅游分享行為研究的理論模型。圖2旅游分享行為理論模型Figure2Theoreticalmodeloftravelsharingbehavior

3.2問卷設計根據(jù)本文的研究內(nèi)容，在借鑒前人的研究成果基礎上，明確本文的研究主題，嚴格遵循問卷設計的原則，最終設計出一份包含三大部分的問卷。表1量表測量項Table1Scalemeasurementitems變量題項題項描述利己因素Q1用朋友圈分享旅行體驗，捕捉美好瞬間Q2通過朋友圈分享旅行體驗可以讓我的旅行變得有趣Q3通過朋友圈分享旅行經(jīng)歷可以讓我的生活豐富多彩Q4與朋友分享我的旅行經(jīng)歷可以給我一種存在感和成就感Q5與朋友分享我的旅行經(jīng)歷可以給我更多的尊重和認可利他因素Q6通過與朋友分享旅行經(jīng)歷，我可以加強與他人的聯(lián)系（交流評論、點贊等）Q7與朋友交流旅游經(jīng)驗，豐富親友獲取旅游信息的機會Q8與朋友分享旅行的經(jīng)歷，可以加深我對親友的了解，增加我與親友之間的親密度。Q9與朋友分享旅游心得，可以幫助親友種下好的旅游產(chǎn)品，避免選擇不好的旅游產(chǎn)品Q10與朋友分享旅行經(jīng)驗可以降低親友的旅行成本平臺因素Q11朋友圈的用戶界面簡單易用，并以多種形式顯示，可以滿足我分享旅行體驗的需求Q12朋友圈的實時互動功能讓我想分享我的旅行經(jīng)歷Q13微信是我與親友交流的重要媒體平臺Q14平臺界面運行系統(tǒng)穩(wěn)定、安全、可靠，能很好地保護用戶隱私其他外在因素Q15朋友和家人希望我在朋友圈分享我的旅行經(jīng)歷Q16越來越多的人在分享他們的旅行經(jīng)歷Q17我的朋友發(fā)布了旅行更新，所以我也發(fā)布了Q18獨特的旅行產(chǎn)品讓我想在朋友圈發(fā)帖分享Q19旅游供應商提供的福利（紅包折扣）會鼓勵我與朋友分享旅游目的地的信息Q20我會和朋友們分享讓我開心的旅游信息Q21我會和我的朋友分享糟糕的旅行經(jīng)歷保護型面子Q22對我來說更重要的是分享我的旅行經(jīng)歷，而不是親戚朋友的意見Q23我不喜歡發(fā)朋友圈，因為怕吵醒親戚朋友。Q24我擔心發(fā)布的旅游信息質(zhì)量不高，我的朋友和親戚會抱怨Q25和朋友交流時，我經(jīng)常委婉，很少表達自己獲得型面子Q26我想提高我在朋友心中的地位Q27我喜歡展現(xiàn)我好的一面Q28我會利用旅行的機會和朋友們表達自己分享意愿Q29我已準備好與朋友分享我的旅行經(jīng)歷Q30我想建議你身邊的人與朋友分享他們的旅行經(jīng)歷Q31我準備繼續(xù)與朋友分享我的旅行經(jīng)歷分享行為Q32只要出游就會和朋友們分享我的旅行經(jīng)歷Q33我會邀請我的旅行伙伴發(fā)布朋友圈Q34我在朋友圈中積極回答與旅行相關的問題數(shù)據(jù)分析4.1數(shù)據(jù)收集本次調(diào)查全部采用網(wǎng)絡調(diào)查方式。與2021年5月發(fā)放，收集時間段為5月7日至5月19日，共12天。對所有的電子問卷進行回收，共計收到問卷214份，篩選剔除無效問卷，最終共有149份問卷數(shù)據(jù)用于本研究（有效率為69.63%）。本文對問卷進行篩選的標準如下列所示：依據(jù)一，根據(jù)篩選題項：“您是否是90后”以及“您是否在微信朋友圈分享過旅游經(jīng)歷相關動態(tài)”，若在這兩道題項中選擇“否”，則答題結束，歸為無效問卷。依據(jù)二，根據(jù)問卷答題中的完整性，如果個別題項填寫有遺漏，或能夠看出明顯的隨意亂作答現(xiàn)象則被視為無效問卷。第三點，必須根據(jù)填問題的時間選擇問卷，問卷必須在至少85秒內(nèi)完成，否則問卷將被視為無效。在委托六名旅游管理專業(yè)學生答題后，這六名學生的答題時間分別為148秒、162秒、233秒、85秒、108秒和171秒，以評估問卷是否有效。4.2數(shù)據(jù)分析4.2.1信度分析

表2Cronbach信度分析Table2CronbachReliabilityAnalysis變量名稱測量項校正項總計相關性（CITC）項已刪除的α系數(shù)Cronbachα系數(shù)利己因素Q10.4640.8740.858Q20.7640.805Q30.8050.793Q40.7490.808Q50.6120.847利他因素Q60.5110.7730.793Q70.6850.720Q80.6590.726Q90.6260.736Q100.4220.809平臺因素Q110.5280.6070.697Q120.5060.618Q130.4250.667Q140.4730.638其他外在因素Q150.3170.7180.725Q160.4180.698Q170.4880.679Q180.5130.674Q190.4000.706Q200.4910.687Q210.4810.684保護型面子Q230.5280.6380.717Q240.5760.578Q250.5060.665續(xù)表變量名稱測量項校正項總計相關性（CITC）項已刪除的α系數(shù)Cronbachα系數(shù)獲得型面子Q260.5710.4440.669Q270.4230.661Q280.4920.571分享意愿Q290.6570.6340.766Q300.4950.860Q310.7090.591分享行為Q320.5370.4800.662Q330.5110.516Q340.3840.673總量表的Cronbachα系數(shù)0．899使用SPSS20軟件對問卷信度進行檢驗，結果顯示所的樣本的整體Cronbach’sα系數(shù)達到0.899，大于0.8。此外，自身利益因素、利他因素、平臺因素、其他外部因素、保護性面子意識、獲得性面子意識、分享意愿和分享行為等潛在變量的克朗巴赫α系數(shù)分別為0.858、0.793、0.697、0.725、0.717、0.669和0.766，0.662，均在0.6以上，說明問卷信度較好。同時，從表2中可以看出，各項目的總體相關性（CITC）也大于0.3，表明該問卷具有較高的內(nèi)在信度和良好的內(nèi)部一致性。4.2.2效度分析效度即有效性，可以衡量一個綜合評價體系是否準確反映出評價的目的和要求，效度越大，代表測量結果越能表現(xiàn)出所要測量的特征。本研究中使用因子分析方法做數(shù)據(jù)分析，結果見表3，結果顯示問卷整體的KMO值為0.825，大于0.6，說明問卷結構效度良好。所有研究項目對應完成度的平均值大于0.4，說明可以成功提取研究材料數(shù)據(jù)。另外，8個因子的方差解釋率值分別是11.591%，9.207%，8.687%，8.524%，8.112%，7.303%，6.143%，4.713%，旋轉后累積方差解釋率為64.279%>50%。這意味著可以成功提取有關研究項目的信息量。最后，因子載荷系數(shù)的組合證實了因子維度的研究項目的對應關系符合預期，表明問卷是有效的。表3效度分析結果Table3Validityanalysisresults名稱因子載荷系數(shù)共同度因子1因子2因子3因子4因子5因子6因子7因子8Q10.4620.2100.465-0.068-0.0620.0290.436-0.1810.706Q20.8140.1540.2090.063-0.1650.0530.0250.0660.770Q30.8200.1380.1780.1950.0030.1160.096-0.0080.783Q40.8360.048-0.0260.1430.1660.1040.0560.1280.780Q50.6980.250-0.1840.0450.3010.0640.0890.2110.733Q60.4350.4940.351-0.1590.0740.1860.149-0.1050.655Q70.1810.7830.1820.138-0.0030.0110.099-0.1720.738Q80.3690.6820.171-0.0280.0640.1330.0430.1030.665Q90.1580.776-0.0150.051-0.0860.0980.1160.1540.684Q10-0.1550.600-0.0250.4100.1370.1740.0530.1970.643Q110.1290.0410.2070.1840.0380.1260.7250.0730.644Q120.3350.1010.0900.107-0.0750.4010.4720.2040.573Q130.1370.3590.178-0.1320.0010.2100.3280.4810.580Q140.0870.0520.1480.214-0.0150.1610.4220.4890.522Q15-0.0810.3650.1000.2260.1000.0590.5570.0340.526Q160.0070.1570.121-0.081-0.0040.5890.2280.2710.519Q170.2190.000-0.0080.1400.2490.6890.203-0.0610.648Q180.1830.1660.2790.2390.0440.572-0.1030.0080.536Q190.120-0.006-0.1020.3250.3250.3960.0300.3200.496續(xù)表名稱因子載荷系數(shù)共同度因子1因子2因子3因子4因子5因子6因子7因子8Q200.1090.2870.5700.231-0.0440.3970.0610.1290.653Q21-0.1220.1930.1440.4150.0500.5340.065-0.1150.550Q23-0.0260.020-0.003-0.0210.813-0.0330.135-0.2320.736Q240.0920.111-0.1350.0990.7540.1560.0230.1120.654Q25-0.035-0.0450.0190.0910.6820.142-0.1320.0850.522Q260.256-0.0490.312-0.0050.565-0.0560.0860.3120.592Q270.0650.0070.581-0.1590.325-0.1630.2130.3060.638Q280.3970.0610.2160.1700.354-0.024-0.1000.5370.662Q290.1250.1520.7560.287-0.0820.1840.1410.0120.754Q300.1790.1580.2660.605-0.0620.0920.2880.1080.601Q310.0470.0560.7020.365-0.0710.2130.2370.1360.757Q320.277-0.0590.1240.6880.0320.1390.213-0.0800.642Q330.175-0.006-0.0610.6470.1520.3160.0730.1590.607Q34-0.0600.2780.3680.6380.123-0.060-0.015-0.0030.642方差解釋率%(旋轉前)26.017%8.540%7.992%5.652%5.393%4.303%3.278%3.105%-方差解釋率%(旋轉后)11.591%9.207%8.687%8.524%8.112%7.303%6.143%4.713%-KMO值0.825-巴特球形值2279.288-df528-p值0.000-4.2.3樣本描述性分析由代際理論可知：不同時代的群體表現(xiàn)出不同的行為特征。1990-1999年出生的人屬于90后群體，他們的行為特征受普遍規(guī)律支配，因此本文中的信息可能對進一步研究有用。表4被調(diào)查者人口統(tǒng)計學特征表Table4Respondents’demographiccharacteristics特征特征值頻數(shù)（共149）占總人數(shù)百分比性別男6744.97%女8255.03%出生年份1990年64.03%1991年32.01%1992年53.36%1993年53.36%1994年53.36%1995年128.05%1996年85.37%1997年2516.78%1998年4328.86%1999年4724.83%學歷初中及以下00%高中/中專/職高32.01%大學?？?4.7%大學本科11073.83%碩士研究生及以上2919.46%月收入1000元以下1711.41%1001-2000元4127.52%2001-5000元4026.85%5001-10000元4228.19%10001-15000元74.7%15000元以上21.34%特征特征值頻數(shù)（共149）占總人數(shù)百分比職業(yè)公務員/事業(yè)單位人員149.4%企業(yè)/公司職員4127.52%軍人10.67%個體經(jīng)營者106.71%學生6040.27%自由職業(yè)者1711.41%科研工作者53.36%其他10.67%平均每日發(fā)朋友圈數(shù)量0條7248.3%1-2條7147.7%3-5條64%6條及以上00%在本次參與問卷調(diào)查的有效研究樣本中，性別比例為男性共67人，比例為44.97%，女性共82人，比例為55.03%，男女間的比例較為均衡。出生年份構成上，1998年和1999年出生的90后旅游者占本次調(diào)查人群的比例最高，分別達到28.86%和24.83%；1997年出生的人群次之，占總人數(shù)的16.78%；1995年出生的人群所占比例為8.05%，1996年出生的人群占總人數(shù)的5.37%，1990年出生的人群所占比例為4.03%，1992年、1993年和1994年出生的群體所占總人數(shù)的比例均為3.36%。此次調(diào)研中，1991年出生的人群人數(shù)最少，所占比例為2.01%。學歷方面，本科學歷所占比例最高，占比顯示為73.83%；碩士研究生及以上的學歷人群占比次之，達到19.46%；大學?？茖W歷的人群所占比例為4.7%，高中/中專/職高的學歷人數(shù)占比為2.01%。本研究的被試學分與前人所作研究的樣本學歷構成情況整體看來相差不大。在樣本中大學本科學歷與碩士研究生及以上的群體占比占絕大部分，與我國目前90后群體整體學歷水平構成有一定出入，這是因為在問卷調(diào)查發(fā)過程中采取方便抽樣及滾雪球抽樣的方法，導致本科學歷與研究生及以上的學歷比重過高。為了分析這種學歷結構是否會對研究結果產(chǎn)生影響，使用SPSSAU對調(diào)查數(shù)據(jù)中學歷水平與朋友圈旅游經(jīng)歷分享意向變量中包含的3項題項進行方差分析。若方差分析的p值小于0.05則說明出現(xiàn)顯著性差異，即樣本的學歷水平會影響本次研究結果。進行方差分析后所得結果顯示，P值分別為0.875、0.565、0.992，均大于0.05，說明不同學歷樣本對于朋友圈分享旅游經(jīng)歷的意向均不會表現(xiàn)出顯著性差異，學歷水平不會影響被試者朋友圈旅游分享意向。因此，雖本次所得問卷調(diào)查數(shù)據(jù)中的學歷水平情況這一人口統(tǒng)計變量上的比例與90后群體有一定區(qū)別，但鑒于學歷水平情況對朋友圈旅游分享意向并無顯著影響。所以此次所得樣本仍具有代表性，調(diào)研數(shù)據(jù)可支持后續(xù)研究。月收入方面，在本次所取得的樣本中，月收入在5001-10000元區(qū)間內(nèi)的群體所占比例最高，占比達28.19%，其次為1001-2000元內(nèi)以及2001-5000元內(nèi)，占比分別為27.52%和26.85%，月收入在1000元以下的人群占總數(shù)的11.41%，10001-15000元區(qū)間內(nèi)收入的群體占比4.7%，15000元以上的群體占很少的比例，僅為1.34%。可支配收入是旅游需求非常重要的影響因素之一，由于所得數(shù)據(jù)中收入在2000元以下的樣本占到了總人數(shù)的38.93%，這可能是因為被調(diào)查者中學生群體占多數(shù)有關。為探究這種月收入分布情況對于研究結果是否有影響，使用SPSSAU對樣本月收入情況與朋友圈旅游分享意向變量中的3道題項進行方差分析，結果顯示P值分別為0.124、0.158、0.264，均大于0.05，因此表明不同收入的樣本產(chǎn)出的朋友圈旅游分享意向不具有顯著性差異，本次調(diào)查數(shù)據(jù)可支持后續(xù)研究。從職業(yè)上分析，本次調(diào)查的樣本中職業(yè)以學生居多，占比為40.27%，企業(yè)/公司職員次之，占比為27.52%，自由職業(yè)者占總人數(shù)的11.41%，公務員/事業(yè)單位人員占比為9.4%，個體經(jīng)營者的比例顯示為6.71%，科研工作者的比例為3.36%，軍人以及其他職業(yè)的人數(shù)占比均為0.67%。從所調(diào)查的樣本平均每天發(fā)布的朋友圈數(shù)量來看，平均每日發(fā)布0條朋友圈的人群占最大比例，達到48.3%，緊隨其后的是平均每日發(fā)布1-2條朋友圈的群體，占比達到47.7%，而每日發(fā)布3-5條朋友圈的人群則占少數(shù)，占總人數(shù)的4%，每日發(fā)布6條及以上朋友圈的群體人數(shù)為0。從表3中可以看到，在此次參與問卷調(diào)查的被調(diào)查者當中，涵蓋了性別、年齡、學歷、職業(yè)和月收入的各個選項，說明該數(shù)據(jù)的全面性和有效性是較好的。4.2.4皮爾遜相關性分析皮爾遜相關性分析要求變量類型為連續(xù)數(shù)值型變量，在此次問卷調(diào)查研究中所采用的李克特量表數(shù)據(jù)一般是被視為連續(xù)數(shù)值型變量。因此，本研究中也采用皮爾遜相關性分析來作為統(tǒng)計學方法進行數(shù)據(jù)分析。表5Pearson相關分析Table5Pearsoncorrelationanalysis平均值標準差利己因素利他因素平臺因素其他外在因素保護型面子獲得型面子分享意愿分享行為利己因素3.8870.6761利他因素3.8380.5950.456**1平臺因素3.9190.5730.453**0.448**1其他外在因素3.7210.5590.353**0.470**0.548**1保護型面子3.260.8460.1130.0910.0690.245**1獲得型面子3.830.6510.410**0.238**0.349**0.268**0.394**1分享意愿3.9330.6140.354**0.403**0.530**0.570**-0.0150.341**1分享行為3.4520.7590.315**0.319**0.358**0.550**0.187**0.249**0.584**1*p＜0.05**p＜0.01根據(jù)上表所示，具體分析可知：利己因素和利他因素,平臺因素,其他外在因素,獲得型面子,分享意愿,分享行為共6項之間全部均呈現(xiàn)出顯著性，相關系數(shù)值分別是0.456,0.453,0.353,0.410,0.354,0.315，全部均大于0，意味著利己因素與利他因素,平臺因素,其他外在因素,獲得型面子,分享意愿,分享行為共6項之間有著正相關關系。4.2.5均值分析對調(diào)查問卷中的8個變量和細化得出的33個題項（Q1-Q34）的數(shù)據(jù)進行均值分析，從而顯示被調(diào)查的90后旅游者群體利己因素、利他因素、平臺因素、其他外在因素、保護型面子、獲得型面子、分享意愿對于旅游分享行為影響的情況。分享意愿以均值3.9329位居榜首，說明被調(diào)查者都有較為強烈的分享意愿，在如微信付蓉移動社交平臺分享自己的旅游體驗與發(fā)布旅游相關信息。平臺因素和利己因素、利他因素的均值分別以3.9195、3.8872和3.8376位居第二、第三和第四。獲得型面子的均值為3.8300，位居第五。其他外在因素以3.7210的均值排名第七；保護型面子均值最低。

表6均值分析表Table6Meananalysis變量/維度題項均值位次利己因素3.88723Q14.2282Q23.9664Q33.8658Q43.9262Q53.4497利他因素3.83764Q64.1074Q73.9933Q83.9799Q93.7248Q103.3826平臺因素3.91952Q113.8792Q123.9262Q134.2215Q143.6510其他外在因素3.72106Q153.6846Q164.1678Q173.5839Q183.8792Q193.3758Q204.0940Q213.2617保護型面子3.25958續(xù)表變量/維度題項均值位次Q233.5101Q243.0537Q253.2148獲得型面子3.83005Q263.6174Q274.1946Q283.6776分享意愿3.93291Q294.0403Q303.6980Q314.0604分享行為3.45197Q323.2886Q333.2416Q343.83554.2.6方差分析為了了解個人變量特征對模型的影響，本研究使用方差分析（單因素方差分析）來檢驗例如性別、出生年份、教育程度、月收入、職業(yè)和平均發(fā)帖數(shù)等對利己主義、利他特質(zhì)、平臺特質(zhì)、其他外部因素、面子意識、分享意愿和分享行為影響。性別對各變量的影響由于性別變量只能分為2組，不適宜使用單因素方差分析。因此選擇通過獨立樣本T檢驗，分析了旅游分享行為影響因素在性別上是否具有差異。檢驗結果如下表所示：表7性別獨立樣本檢驗Table7Genderindependentsampletest方差方程的Levene檢驗均值方程的t檢驗判斷FSig.tdfSig.(雙側)利己因素假設方差相等0.9010.3440.0861470.932無差異假設方差不相等0.088147.0000.930利他因素假設方差相等0.0000.9930.2431470.808無差異假設方差不相等0.246146.1710.806平臺因素假設方差相等2.1180.1481.0481470.297無差異假設方差不相等1.064146.6080.289其他外在因素假設方差相等1.8920.1710.8781470.382無差異假設方差不相等0.894149.9460.373保護型面子假設方差相等1.0330.3111.2901470.199無差異假設方差不相等1.300144.7710.196獲得型面子假設方差相等1.2790.260-0.4051470.686無差異假設方差不相等-0.411146.4710.681分享意愿假設方差相等0.2150.6440.7581470.450無差異假設方差不相等0.750133.7780.455分享行為假設方差相等0.0010.9761.3171470.190無差異假設方差不相等1.316141.0210.190根據(jù)上表可以得出，性別分組對于以上8個變量并無明顯差異，即說明不論男女，對于網(wǎng)絡分享意愿與行為的研究結果不會產(chǎn)生影響。出生年份對各變量的影響本文中將樣本的出生年份分為10組，采用單因素方差分析中的ANOVA檢驗方法，當顯著性sig值<0.05時，則說明存在差異性。檢驗結果如下：表8出生年份ANOVA檢驗Table8ANOVAtestofbirthyear因子變異來源平方和df均方F顯著性判斷利己因素組間2.98390.3310.7140.696無差異組內(nèi)64.5631390.464總數(shù)67.546148利他因素組間1.51790.1690.4600.899無差異組內(nèi)50.9131390.366總數(shù)52.430148平臺因素組間1.49590.1660.4890.880無差異組內(nèi)47.1641390.339總數(shù)48.6595148其他外在因素組間1.10090.1220.3770.944無差異組內(nèi)45.0771390.324總數(shù)46.177148保護型面子組間6.02690.6700.9310.500無差異組內(nèi)99.9391390.719總數(shù)105．966148獲得型面子組間5.34990.5941.4380.178無差異組內(nèi)57.4551390.413總數(shù)62.804148分享意愿組間3.26590.3630.9600.476無差異組內(nèi)52.5081390.378總數(shù)55.773148分享行為組間5.06490.5630.9740.464無差異組內(nèi)80.2861390.578總數(shù)85.450148從上表可以看出，在所有情況下，出生年份沒有顯著差異，90年代出生的訪問者的在線分享行為是相同的。學歷對各變量的影響將研究樣本的最高學歷情況分為初中及以下、高中/中專/職高、大學?？?、大學本科、碩士研究生及以上5組分類。采用單因素方差分析中的ANOVA檢驗方法，探究學歷分組情況對各因子的影響是否具有顯著性差異，當顯著性sig值<0.05時，則表示兩者之間存在差異性。檢驗結果如下：表9學歷ANOVA檢驗Table9ANOVAtestofacademicqualifications因子變異來源平方和df均方F顯著性判斷利己因素組間0.80730.2690.5840.626無差異組內(nèi)66.7391450.46總數(shù)67.546148利他因素組間0.18330.0610.1690.917無差異組內(nèi)52.2471450.36總數(shù)52.43148平臺因素組間0.49830.1660.50.683無差異組內(nèi)48.161450.332總數(shù)48.659148其他外在因素組間0.65430.2180.6940.557無差異組內(nèi)45.5231450.314總數(shù)46.177148保護型面子組間0.49430.1650.2260.878無差異組內(nèi)105.4721450.727總數(shù)105.966148獲得型面子組間0.2930.0970.2240.879無差異組內(nèi)62.5141450.431總數(shù)62.804148分享意愿組間0.08930.030.0770.972無差異組內(nèi)55.6851450.384總數(shù)55.773148分享行為組間5.85731.9523.5610.116無差異組內(nèi)79.4931450.548總數(shù)85.35148由上表可知，學歷情況對于各因子無顯著影差異。即使樣本收集中本科學歷及碩士及以上居多，但因學歷情況對于各變量無明顯影響，故具有研究意義。月收入對各變量的影響表10月收入ANOVA檢驗Table10monthlyincomeANOVAtest因子變異來源平方和df均方F顯著性判斷利己因素組間0.84250.1680.3610.874無差異組內(nèi)66.7041430.466總數(shù)67.546148利他因素組間1.91150.3821.0820.373無差異組內(nèi)50.5181430.353總數(shù)52.43148平臺因素組間2.49150.4981.5430.18無差異組內(nèi)46.1671430.323總數(shù)48.659148其他外在因素組間1.78850.3581.1520.336無差異組內(nèi)44.3891430.31總數(shù)46.177148保護型面子組間0.95450.1910.260.934無差異組內(nèi)105.0121430.734總數(shù)105.966148獲得型面子組間3.40650.6811.640.153無差異組內(nèi)59.3981430.415總數(shù)62.804148分享意愿組間4.05550.8112.2420.053無差異組內(nèi)51.7181430.362總數(shù)55.773148分享行為組間10.45452.0913.9920.102無差異組內(nèi)74.8961430.524總數(shù)85.35148可支配收入是旅游需求非常重要的影響因素之一，由于所得數(shù)據(jù)中收入在2000元以下的樣本占到了總人數(shù)的38.93%，這可能是因為被調(diào)查者中學生群體占多數(shù)有關。結果顯示，不同月收入情況對于各因子無顯著影差異，因此表明不同收入的樣本的對旅游分享行為不具有顯著性差異，本次調(diào)查數(shù)據(jù)可支持后續(xù)研究。職業(yè)對各變量的影響表11職業(yè)ANOVA檢驗Table11OccupationalANOVAtest因子變異來源平方和df均方F顯著性判斷利己因素組間5.52970.791.7960.093無差異組內(nèi)62.0171410.44總數(shù)67.546148利他因素組間4.71170.6731.9890.061無差異組內(nèi)47.7181410.338總數(shù)52.43148平臺因素組間3.8770.5531.740.104無差異組內(nèi)44.7891410.318總數(shù)48.659148其他外在因素組間3.68970.5271.7490.102無差異組內(nèi)42.4881410.301總數(shù)46.177148保護型面子組間2.41570.3450.470.855無差異組內(nèi)103.5511410.734總數(shù)105.966148獲得型面子組間1.44770.2070.4750.851無差異組內(nèi)61.3571410.435總數(shù)62.804148分享意愿組間4.21870.6031.6480.127無差異組內(nèi)51.5561410.366總數(shù)55.773148分享行為組間3.89970.5570.9640.46無差異組內(nèi)81.4511410.578總數(shù)85.35148由上表可以看出，職業(yè)對所有因子無明顯差異，即可以說明旅游分享行為具有一致性，職業(yè)對其無顯著影響。平均發(fā)朋友圈數(shù)對各變量的影響表12日均發(fā)朋友圈數(shù)ANOVA檢驗Table12ANOVAtestoftheaveragenumberoffriendssentinaday因子變異來源平方和df均方F顯著性判斷利己因素組間1.40820.7041.5540.215無差異組內(nèi)66.1371460.453總數(shù)67.546148利他因素組間3.23821.6194.8040.01有差異組內(nèi)49.1921460.337總數(shù)52.43148平臺因素組間2.75221.3764.3760.014有差異組內(nèi)45.9071460.314總數(shù)48.659148其他外在因素組間5.87222.93610.6360有差異組內(nèi)40.3051460.276總數(shù)46.177148保護型面子組間1.20720.6040.8410.433無差異組內(nèi)104.7591460.718總數(shù)105.966148獲得型面子組間0.9520.4751.1210.329無差異組內(nèi)61.8541460.424總數(shù)62.804148分享意愿組間5.722.858.3090有差異組內(nèi)50.0741460.343總數(shù)55.773148分享行為組間6.2823.145.7980.004有差異組內(nèi)79.071460.542總數(shù)85.35148從上表可以看出，日均發(fā)朋友圈數(shù)量對于利他因素、平臺因素、分享意愿和分享行為有顯著差異，考慮將日均發(fā)布朋友圈數(shù)量加入影響90后旅游者分享行為模型的控制變量中。4.3假設檢驗與分析4.3.1結構模型適配度的檢驗使用AMOS23.0軟件對建模模型進行驗證，利用建模模型對本研究提出的理論模型和假設進行驗證。根據(jù)以往經(jīng)驗，選取CMIN/DF（卡方自由度）、GFI、TLI、IFI、CFI、RMSEA6個自適應指標來評估結構評級模型。對應測試得到的各指標數(shù)據(jù)結構如表13所示：

表13整體擬合系數(shù)表Table6Overallfittingcoefficienttablex2/dfRMSEAGFICFIIFITLI1.8910.0780.7290.7860.7930.759由上表可知，卡方與自由度比x2/df為1.891＜3，適配度指數(shù)GFI為0.729＜0.85，比較適配指數(shù)CFI為0.786＜0.80，增量適合度指數(shù)IFI為0.793小于0.80，非規(guī)范擬合指數(shù)TLI為0.759＜0.80，RMSEA為0.078＜0.08，可以看出GFI、CFI、IFI、TLI四項指標未達到理想值，表明此時模型與數(shù)據(jù)雖能夠匹配，但擬合效果不佳。綜上分析，考慮到輸出模型擬合指標的不理想以及個別路徑的不顯著性，需修正模型以期獲得更好的擬合度，經(jīng)修正后的結構方程模型的六個主要適配指標擬合度指數(shù)如下表14所示，均在可接受范圍內(nèi)，雖然擬合值不在理想范圍，但擬合度不是唯一的判定指標，所以在這里依然采用此模型進行研究。表14模型擬合分析結果Table.7Resultsofmodelfittinganalysis指標可接受范圍理想范圍模型值X2/df<5<31.700RMSEA<0.09<0.080.069GFI>0.7>0.90.763TLI>0,7>0.90.810CFI>0.7>0.90.834IFI>0.7>0.90.8394.3.2假設檢驗將測量項放入模型中進行解構方程模型檢驗，用極大似然法進行估計，得到各假設路徑系數(shù)如表15。其中P值小于0.05，C.R.值大于1.96表示變量之間存在顯著性。由表15可知，分享意愿對分享行為的標準化直接效應為0.532，參數(shù)估計值達到了0.002的顯著水平，因此假設H1成立，即分享意愿可以正向影響分享行為。利己因素對分享意愿的標準化直接效應為0.106，參數(shù)估計值為0.037的顯著水平，則假設H2a成立，即利己因素對分享意愿有積極直接影響。利己因素對分享行為的標準化直接效應為0.216，參數(shù)估計值為0.035，則假設H2b成立，即利己因素對分享行為有積極直接影響。利他因素對分享意愿的標準化直接效應為0.150，參數(shù)估計值達到了0.001的顯著水平，則假設H3a成立，即利他因素對分享意愿有積極正向影響。利他因素對分享行為的標準化直接效應為0.162，參數(shù)估計值達到了0.019的顯著水平，則假設H3b成立，即利他因素對分享行為是有明顯的直接影響。平臺因素對于分享行為的標準化直接效應為0.194，參數(shù)估計值為0.001的顯著水平，則假設H4b成立，即平臺因素對分享行為有明顯得積極影響。其他外在因素對分享意愿的標準化直接效應為0.726，參數(shù)估計值為0.001的顯著水平，則假設H5a成立，也就是說，其他外部因素顯然對分享意愿有直接的正向影響。保護型面子傾向意識對分享意愿和分享行為沒有顯著的直接影響，因此假設H6a、H6b不成立，即保護型面子對分享意愿和分享行為并無明顯的積極直接影響。獲得型面子對于分享意愿的標準化直接效應為0.228，參數(shù)估計值為0.004的顯著水平，則假設H7a成立，即獲得型面子對分享意愿有明顯的積極直接影響。表15模型回歸系數(shù)匯總表格Table15SummarytableofmodelregressioncoefficientsEstimateS.E.C.R.p假設分享行為←分享意愿0.5320.2173.1030.002成立分享意愿←利己因素0.1060.0742.0990.037成立分享行為←利己因素0.2160.0725.0820.035成立分享意愿←利他因素0.1500.0962.764***成立分享行為←利他因素0.1620.1022.8310.019成立分享行為←平臺因素0.1940.1162.970***成立分享意愿←保護型面子-0.4680.175-2.6720.852不成立分享行為←保護型面子0.0380.3550.1060.916不成立分享意愿←其他外在因素0.7260.1634.464***成立分享意愿←獲得型面子0.2280.0892.8590.004成立最終模型圖輸出結果見下圖。圖4最終結構模型Figure4Finalstructuremodel本文還利用SPSS軟件檢驗了分享意愿和面對收益在自我因素、利他因素等外部因素對分享意愿和行為實現(xiàn)的影響中的中介作用。如表9所示，分享意愿在自利因素、利他因素和行為分享的關系中不顯著，它在其他外部因素和部分行為之間起著中介作用。在面子獲得和行為分享之間起到了充分的中介作用。如表10所示，獲得型面子意識與利己因素和其他外在因素的交互項回歸系數(shù)分別為0.303和-0.241，并分別在0.001水平下和0.01水平顯著，這表明獲得型面子意識能夠使利己因素對分享意愿的影響有一定增強，卻會削弱外部環(huán)境因素對分享意愿的影響，假設H7c和H7f驗證成立；保護型面子意識的調(diào)節(jié)效應檢驗均不顯著，保護型面子意識對四方面影響因素和分享意愿之間的調(diào)節(jié)效應假設不成立。

表16分享意愿的中介效應Table16TestEffectofIntermediaryEffect模型一模型二模型三Y=分享行為M=分享意愿Y=分享行為X常數(shù)0.0550.767*-0.369利己因素0.1140.0140.106利他因素0.0350.082-0.010平臺因素0.0330.211*-0.084其他外在因素0.631**0.456**0.379**保護型面子0.032-0.166**0.124獲得型面子0.0620.213**-0.055M分享意愿--0.553**R20.3250.4590.433AdjustedR20.2960.4360.405FF(6,142)=11.375***F(6,142)=20.064***F(7,141)=15.362****p<0.05**p<0.01表17面子型意識的調(diào)節(jié)效應Table17Moderatingeffectofface-typeconsciousness變量模型一模型二模型三控制變量性別-0.057-0.015-0.027出生年份0.004*0.001-0.003文化程度0.081**0.089**0.077*平均月收入0.13580.1440.134職業(yè)0.008**0.0100.006每天發(fā)朋友圈數(shù)0.282*0.310**0.307**自變量利己因素0.3100.2820.295**利他因素0.205**0.163**0.189**平臺因素0.187**0.1480.225**其他外在因素0.323**0.311**0.371**調(diào)節(jié)變量保護型面子意識0.169-0.149獲得型面子意識0.214*0.161***交互項利己因素*保護型面子-0.068利己因素*獲得型面子0.303***利他因素*保護型面子0.051續(xù)表變量模型一模型二模型三利他因素*獲得型面子-0.022平臺因素*保護型面子0.042平臺因素*獲得型面子0.103其他外在因素*保護型面子0.152其他外在因素*獲得型面子-0.241**R20.1850.2210.282ΔR20.1440.1760.235ΔF4.564***6.521***11.765***4.4研究小結本文以長沙90后旅游者在微信朋友圈中分享旅游經(jīng)歷的行為作為研究對象，探討和分析了其在微信朋友圈分享旅游經(jīng)歷這一行為的特征和影響因素，分析了利己因素、利他因素、平臺因素、其他外在因素、保護型面子、獲得型面子、分享意愿、分享行為這幾個變量之間的關系，并得出以下結論：（1）H1：分享意愿對分享行為有正向影響。根據(jù)理性行為理論，個體實現(xiàn)某種行為的意愿與某種行為的實際表現(xiàn)之間存在很強的相關性。大量研究證實了這一觀點。根據(jù)本文的研究結果，游客的分享意愿會對他們的實際旅行分享行為產(chǎn)生積極影響。（2）H2a和H2b：利己因素正向影響旅游分享意愿和分享行為?；趧訖C視角，旅游分享動機可以被分為兩類，利己因素是個體相關動機中的一個因素。利己因素可以理解為對于旅游者的內(nèi)在利益因素，主要為旅游者在朋友圈中分享自己的旅游體驗，以期可以收到親友對其身份的認可、朋友心目中形象的提升以及成就感、認同感。（3）H3a和H3b：利他因素正向影響分享意愿和分享行為。利他因素即指能夠通過在朋友圈分享旅游知識型信息或者旅游經(jīng)歷能過夠借此幫助到他人，比如幫助某社區(qū)完成其目標以可以繼續(xù)運營，為旅游供給方提供建議或者幫助其他潛在旅游者規(guī)避決策風險等。通過分析，可知個人因素中的利他主義因素對旅游者網(wǎng)絡分享行為起著顯著的影響作用。（4）H4b：平臺因素正向影響分享行為。社會媒介平臺的易用性、可操作性與粘附性對旅游分享行為會形成一定影響。相較于弱連接的社交媒體平臺，像微信這樣的移動社交媒體平臺不僅具有更高的參與度、時間交流和社交媒體空間限制，而且由于認識的人實名制，因此具有更多的共同特征和快捷方式：社交更加人性化，社交穩(wěn)定人際關系，也有助于發(fā)展親友之間的人際關系，比如點贊和評論。（5）H5a：其他外在因素正向影響分享意愿。旅游企業(yè)、目的地運營者發(fā)布的官方福利、紅包，游客對旅游目的地的滿意度、對產(chǎn)品和服務質(zhì)量的體驗以及對旅游目的地形象的感知、他人的期許等其他外在因素也會影響旅游者網(wǎng)絡分享意愿與行為的發(fā)生。前人的研究已經(jīng)注意到，與追求更佳的自我形象相比，人們往往會選擇避免形成不好的印象，會避免發(fā)布關于自己的消極消息，由此很少會在朋友圈發(fā)布不好的旅游體驗。（6）H7a：獲得型面子正向影響分享意愿。面子是通過別人的欽佩和欣賞獲得的。贏得面子是指為了提高積極的自我形象而追求贏得面子的行為。贏得面子傾向高的人具有尋求社會贊譽和樂于炫耀的行為特征，微信朋友圈提供了更廣泛的面對面交流平臺。經(jīng)分析可知獲得型面子對旅游分享意愿和分享行為起到積極作用。建議通過對90后旅游者在以朋友圈為例的移動社交媒體平臺中的旅游分享行為的研究，研究發(fā)現(xiàn)，影響90后網(wǎng)絡分享目的和嘉賓分享行為的因素包括興趣愛好、自我犧牲功能、平臺功能、其他外部因素、面子意識等?？紤]到微信用戶之間的特殊關系以及朋友圈的信息交流功能，在大數(shù)據(jù)時代做出了性價比高、互動性強、時效性強的巨大影響。這一發(fā)現(xiàn)為積極引導90后旅游者網(wǎng)絡分享行為，使微信等社交媒體運營商和旅游供給方更好地開展營銷活動發(fā)揮助力，提出以下幾點管理建議。(1)社交媒體運營商應關注內(nèi)部發(fā)展并改善用戶體驗通過本文的研究假設和所得結論，可知微信朋友圈平臺簡單的操作界面、豐富的分享形式、實時的互動功能、龐大的使用群體等能夠促使旅游者分享旅游經(jīng)歷，充分證明用戶體驗感知對于其使用媒體行為的重要影響。運營商需通過不斷優(yōu)化自身技術創(chuàng)新和研發(fā)能力，不斷提升媒體平臺的功能豐富性和趣味性，加強用戶對媒體平臺的忠誠度是優(yōu)化、營銷等后續(xù)工作的基礎。社交媒體云運營商正在優(yōu)化自身功能設計，大幅提升用戶體驗，幫助用戶使用媒體，培養(yǎng)社交存在感，人們更愿意通過平臺分享自己的旅游體驗，發(fā)布旅游相關信息，這對潛在游客的旅游意向有一定的影響，這實際上是社交媒體運營商的潛在營銷市場。其次，旅游經(jīng)營者也可以通過該平臺進行旅游產(chǎn)品的宣傳。目前，一般的旅游經(jīng)營者會利用微信的公眾號功能來進行旅游營銷，由于缺乏趣味性和娛樂性，其營銷效果并不理想。旅游經(jīng)營者要創(chuàng)造性地搭建和開發(fā)微信營銷平臺，展示官方產(chǎn)品，發(fā)布官方旅游信息，利用官方微信公眾號拓展旅游信息搜索渠道；建設微信旅游社區(qū)，了解旅游體驗，使用大數(shù)據(jù)功能對目標群體實行廣告投放，以實現(xiàn)更準確的營銷。(2)旅游目的地應優(yōu)化自身建設，營造良好形象用戶生成的內(nèi)容和在社交媒體上發(fā)布的旅行信息對其他用戶存在潛在影響，這種影響具有雙重性，微信平臺用戶之間由于是以現(xiàn)實生活中親人、朋友、同事等建立起來的特殊關系平臺，用戶之間的互動交流，讓雙方形成一種特殊的網(wǎng)絡聯(lián)系，影響雙方的情緒，加強彼此之間的信任。若對這種關系加以利用，將會對旅游目的地存在巨大潛在價值。因此，用戶在是否愿意分享旅游地相關信息顯得尤為重要，旅游地若想運用好這一有效的營銷方式和工具，就必須不斷加強自身建設，塑造目的地良好形象，為游客提供優(yōu)質(zhì)的旅游產(chǎn)品和服務模式，始終把游客需求放在首位，了解不斷變化的消費需求，對像交通、住宿、餐飲等基礎能力建設更要重視優(yōu)化，提升游客體驗感，也對形成游客積極口碑有非常大的益處。(3)激發(fā)旅游者的利己分享，關注旅游者利他分享一般情況下，游客更喜歡在朋友圈分享，他們渴望吸引朋友的注意力。研究表明，利己因素是旅游共享行為中最重要的一大因素，可以直接導致相互行為。也能通過刺激分享意愿而產(chǎn)生分享行為。旅游供給方應充分挖掘希望獲得別人的認可、尊重及希望通過分享與他人加強溝通交流的旅游者，打造個性化、高品質(zhì)、高品質(zhì)的旅游產(chǎn)品或服務，加強與游客的溝通，讓旅游者充分感受到自我尊嚴、地位提升的實現(xiàn)，進而促進旅游者在朋友圈的正面口碑傳播。另外會有部分旅游者出于對朋友的關心和幫助，與他們分享親身旅行體驗，以期避開不好的旅行產(chǎn)品，推薦更滿意的旅行產(chǎn)品。本文結論表明，利他因素對旅游意愿和旅游行為產(chǎn)生影響，旅游經(jīng)營者應該重視想降低朋友旅游風險、為朋友旅游提供參考意見的旅游者，可以通過他們進而對游產(chǎn)品進行正面的口碑傳播。與此同時，由于出于幫助朋友的目的，這部分旅游者會更加關注旅游產(chǎn)品的負面信息，旅游經(jīng)營者應提升經(jīng)營管理水平，降低發(fā)生負面事件的概率，及時全面了解旅游者的體驗情況，及時安撫并疏導，對發(fā)生的負面口碑應及時處理，關注并控制利他群體對負面口碑的傳播。本文研究中也發(fā)現(xiàn)在中國文化背景下，面子消費在消費市場占有重要地位。媒體平臺和旅游企業(yè)的管理者應該意識到，抓住游客的面子消費心理是在市場上取得成功的因素之一。這就需要建立合理的聲譽體系，讓旅游者提升他們的視野，掙得旅游者應得的面子，還應采取適當?shù)木W(wǎng)絡安全措施，保護旅游分享者的面子免受威脅。

結論本文根據(jù)前人對旅游分享行為影響因素的相關研究，運用李克特五點量表，通過問卷調(diào)查的方法，構建了社會化媒體中旅游體驗分享行為的結構模型，考察個人因素的影響，包括利己因素和利他因素、平臺因素和外部環(huán)境因素，包括游客的分享意愿和分享他們的行為，并分析保護型面子和獲得性面子意識在分享意愿和分享行為之間起到的作用。通過研究我們發(fā)現(xiàn)，分享意愿對分享行為具有正向影響，利己因素、利他因素、其他外在因素、獲得型面子傾向等對分享意愿具有正向影響，利己因素、利他因素、平臺因素對分享行為具有直接的正向影響，而保護型面子傾向對分享意愿和分享行為構成阻礙。這有助于旅游經(jīng)營者更好地把握旅游者的消費心理，根據(jù)上述分析提出社交媒體運營商應重視自我建設以提升用戶體驗、旅游目的地應優(yōu)化自身建設去營造良好形象、激發(fā)旅游者的利己分享，關注旅游者利他分享，并把握面子心理對于人們的影響等建議，為旅游目的地、旅游企業(yè)通過微信朋友圈等新媒體平臺進行營銷提供啟示。然而在本次研究中仍存在很多不足，（1）旅游分享行為是非常復雜的命題，它會受到諸多因素的影響。本文從微信平臺分享特點入手，結合了理性行為理論、印象管理理論、社會認知理論和面子理論來分析社會化媒體中旅游分享行為的影響因素，該模型的普遍性還需要進一步驗證。（2）問卷調(diào)查允許受訪者自我評估對假設關系有夸大或減少影響的因素。后續(xù)研究可以直接捕捉社交媒體平臺上共享的文本數(shù)據(jù)，使其更有意義。（3）調(diào)查區(qū)域與調(diào)查對象的選取仍存在一定片面性，結論的普適性仍有待考量；（4）熱情的受訪者更可能接受本次調(diào)查，而面子保護意識較高的人群參與度較低，這可能引起本次收集的數(shù)據(jù)存在同源性偏差的問題。5）本研究僅關注中國文化背景下下面子意識，未考慮其他地方文化因素。這些變量可以納入未來的研究，以進一步優(yōu)化和豐富研究結果。

參考文獻[1]IcekAjzen.FactorsInfluencingIntentionsandtheIntention-BehaviorRelation[J].HumanRelations,1974,27(1).[2]張輝,白長虹,李儲鳳.消費者網(wǎng)絡購物意向分析——理性行為理論與計劃行為理論的比較[J].軟科學,2011,25(09):130-135.[3]常亞平,董學兵.虛擬社區(qū)消費信息內(nèi)容特性對信息分享行為的影響研究[J].情報雜志,2014,33(01):201-207+200.[4]戈夫曼.日常生活的自我呈現(xiàn)[M].杭州:浙江人民出版社,1989.[5]馬儷娜.大學生社交網(wǎng)站使用中的印象管理和自我和諧[D].上海師范大學,2011.[6]方杏.微信朋友圈的自我呈現(xiàn)行為研究[D].南京師范大學,2016.[7]劉奕楓.基于擬劇理論分析抖音用戶的自我形象塑造[J].新媒體研究,2019,5(05):21-23.[8]劉硯議.微信朋友圈中的“印象管理”行為分析[J].新聞界,2015(03):58-61+66.[9]伍翎瑄.微信朋友圈的自我呈現(xiàn)及其策略的影響因素[J].科技傳播,2015,7(12):104-107.[10]辛文娟,賴涵,陳曉麗.大學生社交網(wǎng)絡中印象管理的動機和策略——以微信朋友圈為例[J].情報雜志,2016,35(03):190-194.[11]張治.大學生在社交網(wǎng)絡使用中的印象管理策略及其影響因素[D].鄭州大學,2015.[12]謝新洲,安靜.社會化媒體用戶社會比較傾向特征分析[J].圖書情報知識,2015(03):107-112.[13]翟學偉.中國社會心理學評論（第二輯）[M].北京：社會科學文獻出版社,2006[14]Xin-anZhang,QingCao,NicholasGrigoriou.ConsciousnessofSocialFace:TheDevelopmentandValidationofaScaleMeasuringDesiretoGainFaceVersusFearofLosingFace[J].TheJournalofSocialPsychology,2011,151(2).[15]ChouM.L.ProtectiveandAcquisitiveFaceOrientations:APersonbySituationApproachtoFaceDynamicsinSocialInteraction[D].FortheDegreeofDoctorofPhilosophyattheUniversityofHongKong,1996[16］BANDURAA.Sociallearningtheory[M].UpperSaddleRiver:PrenticeHall，1977.[17］LINHC，CHANGCM.Whatmotivateshealthinformationexchangeinsocialmedia?Therolesofthesocial