引言

在社交媒体深度渗透的时代，用户获取信息与沟通交流的方式发生深刻变革。全球范围内，以Facebook、Twitter为代表的平台重塑人际交互模式，这股浪潮也推动了中国社交媒体生态的演进。2009年新浪微博上线与2011年微信问世，标志着本土社交平台进入功能多元化阶段，二者凭借突出的社交属性与用户粘性，已成为基础设施型应用。

据第54次《中国互联网络发展状况统计报告》，截至2024年6月，我国网民规模达10.9967亿，互联网普及率达78.0%。在此背景下，大众点评作为国内在线点评的先驱，自2003年成立以来持续深耕餐饮等领域点评服务，取得显著成效。2024年，中国餐饮业收入达5.57万亿元，同比增长5.3%。依托这一庞大市场，大众点评用户数突破7.7亿，订单量同比增长超65%，庞大的用户基数与活跃度使其成为酒店行业不可或缺的营销渠道。

一、文献综述

（一）社交媒体营销研究

社交媒体起源于20世纪70年代的BBS论坛，形成早期在线社区。Mayfield将其定义为具有参与、公开、交流等特点的网络媒体。社交媒体营销指利用这些平台进行推广、互动与品牌宣传，早期表现为BBS推广和博客营销。商婧玄指出其通过内容营销、数据分析等策略提升品牌影响与营销效率；Wu等强调内容营销对购买意图的促进。王永贵等将其演进概括为从提升知名度到构建品牌社区，再到强化客群关系。

国内研究中，秦俊丽发现社交媒体的影响力、信任度等显著影响旅游意愿；高孝苹指出其改变消费者信息行为并促进分享。国外研究显示，Tatik等认为社交媒体帮助消费者快速连接新产品；Jusuf等证实其对品牌认知、参与度与购买意愿具有积极影响。

（二）消费者分享意愿研究

国内研究中，侯天一等人指出分享动机与媒体功能可见性通过态度正向影响分享意愿；李辉等发现购物APP声誉显著驱动主动分享；李肖楠等提出健康信息分享受个体特征、信息质量、感知收益与社交关联四因素影响；叶伟伟指出数据驱动力增强竞争力与购买行为；石蕊等发现官方信息与高共情特质提升灾害信息分享意愿。国外研究中，Chung等人将品牌交流、平台依赖等视为分享意愿的关键预测因子；Li等人强调在线互动通过社会关系影响购买行为。

3. 社交媒体营销与分享意愿的研究

在社交媒体营销与分享意愿的研究方面，徐桐雨等认为平台互动增强品牌依赖与满意度；黄伟鑫等提出平台声誉与技术通过感知有用性影响UGC分享；牛锦瑶发现知识直播中信源与内容属性通过吸引力影响兴趣；刘珊珊等认为平台可信度增强整体信任与团购意愿。国外方面，Weismueller等验证信源可信度与专业性对购买意愿的促进作用；Yaqi Z等基于使用与满足理论强调内容偏好影响动机与满意度；Singh等指出长期信任显著强化购买行为。

综上所述，现有研究多聚焦社交媒体营销对消费者分享意愿的普遍影响，但酒店行业相关探讨仍显不足，尤其缺乏从信源可信度视角的实证分析。本研究基于大众点评平台，探讨新世界酒店营销对消费者分享意愿的作用机制，以填补该领域研究空白，并为酒店业提供实证参考。

二、研究假设

（一）研究假设

从信息的来源方面，孟陆等认为，信息源可信度包括可信度、专业性、技能性、互动性、吸引力五个维度。陈忆金等认为，通过可靠的来源和高质量的信息，能够满足用户在知识获取、信息判断等方面的需求。朱云琴等认为，在线社区的信源可信度正向影响对用户健康信息的信息有用性认知。基于以上研究，提出以下假设：

H1：信源可信度正向显著影响内容满足需求

H2：信源可信度正向显著影响社交满足需求

在影响因素方面，张敏等认为，社交媒体在内容输出、社交互动和使用流程上的优化，能够增强用户粘性，所以内容性满足因素、社交性满足因素和过程性满足因素，均能显著影响社交媒体用户的持续使用意愿。刘默扬认为，当用户在内容、使用过程和社交层面获得满足时，更愿意分享信息，所以用户使用与满足体验维度中的内容需求满足、过程需求满足以及社会需求满足因素，均能够显著正向影响用户信息分享行为。所以提出以下假设：

H3：内容满足需求正向显著影响分享意愿

H4：社交满足需求正向显著影响分享意愿

从社交媒体影响机制来看，高芳芳等认为，信源可信度越高，公众有关气候变化的风险认知越高，其应对气候变化的行动意愿也越高。黄艳等研究发现，信息质量可以通过内容满足、享乐满足、社交满足对信息分享行为产生作用。Zicheng C等认为，专业知识、相似性、可信度、吸引力和互动性的来源特征，将促进超社会关系，从而带来更高水平的感知信息质量，进而预测对SMI的政治倡导的接受度更高。盛玲玲认为，影响用户购买意愿的关键因素为信息质量、信源可信度、信息获取、自我提升和社会认同，这些因素从信息本身到用户心理层面，共同影响着用户的购买决策。所以提出以下假设：

H5：信源可信度通过内容满足需求间接积极影响分享意愿

H6：信源可信度通过社交满足需求间接积极影响分享意愿

（二）模型构建

本研究采用使用与满足理论，并结合ELM模型，构建了影响分享意愿因素模型，如图1所示。

三、研究过程

（一）研究设计与过程

1.问卷结构设计

调查对象为使用过大众点评的新世界消费者，本研究的调查问卷题目为《大众点评营销对新世界酒店消费者的分享意愿研究调查问卷》。问卷在设计的过程中主要包含了三个部分。第一是目标用户筛选项，用于筛选调查对象是否有使用过大众点评。第二是本次调查的核心，包含了14个题项，旨在测量影响新世界酒店消费者在大众点评平台分享意愿的因素。第三是基本信息，包括性别、年龄、学历、职业等。大众点评营销的信源可信度设有5个测量题项，借鉴自查先进等的研究。社交满足需求需求共计3个测量题项，借鉴李嘉等的研究，分享意愿包含3个测量题项，借鉴Oktaria S的研究。

2.问卷收集

本研究借助访谈加问卷星来收集数据，自2024年12月~2025年2月止，共回收问卷340份。本研究根据排除无效答题数据和调查对象筛选题项的问卷，从而得到有效问卷315份，有效问卷率92.6％。问卷共设计了20个量表题项，根据数据分析，本问卷总数将达到测量题项的5~10倍的条件。数据进行整理后使用SPSS 27.0进行统计分析。

（二）数据分析

1.信效度分析

信度分析

Cronbach信度分析通过Cronbach系数值来描述信度水平，即Alpha系数。通常情况下，量表的Alpha值在0.9以上，说明量表的可靠性非常好，Alpha值为0.8以上，说明量表的可靠性良好，Alpha值为0.7以上，说明量表的可靠性可以接受。如表1所示，Alpha值为0.902，说明该量表可靠性非常好。

克隆巴赫 Alpha	基于标准化项的克隆巴赫 Alpha	项数
.902	.903	14

如表2所示，四个变量里除了分享意愿外，其余Alpha值均大于0.8，说明本次调查数据具有较好可靠性。

维度	题目	克隆巴赫 Alpha	基删除项后的克隆巴赫 Alpha	项数
信源可信度	我认为大众点评新世界酒店的评论内容值得信赖	0.858	0.832	5
	我认为大众点评新世界酒店的内容是知名的		0.838
	我认为大众点评新世界酒店的官方内容口碑较好		0.819
	我认为大众点评新世界酒店能够及时回复客人的疑问和投诉		0.825
	我认为大众点评新世界酒店官方发布的信息及时且没有虚假宣传		0.827
内容满足需求	我认为新世界酒店在大众点评平台发布的内容有趣且吸引人	0.813	0.787	3
	我认为新世界酒店在大众点评发布的内容能让我感到愉悦		0.73
	这些娱乐内容增加了我对新世界酒店的兴趣		0.711
社交满足需求	通过该酒店的大众点评，我很容易与其他用户表达我的观点	0.836	0.8	3
	通过该酒店的大众点评，我可以与酒店进行双向互动		0.759
	通过该酒店的大众点评，我可以与其他用户分享信息		0.759
分享意愿	我愿意使用大众点评平台去分享新世界酒店的感官体验	0.798	0.708	3
	我想把新世界酒店的大众点评上的产品或服务传递给我的朋友		0.754
	我愿意在大众点评平台上发布新世界酒店的评论和点赞		0.71

（2）效度检验

本问卷的有效性通过Bartlett球形检验和KMO检验进行了检验。KMO的取值范围在0~1之间，越接近1，数据适用于因子分析的程度就越高，而Bartlett球度检验要求显著性理想值小于0.05。如表3所示，KMO值为0.913，表明数据适合因子分析；Bartlett球形检验用于评估多变量数据是否呈现球形分布，即变量之间是否存在相关性。显著性P值为0.000，小于0.01，表明数据不符合球形分布的假设，即变量之间存在相关性，表明问卷具有良好的效度。

KMO 取样适切性量数		0.913
巴特利特球形度检验	近似卡方	2015.149
	自由度	91
	显著性	0.000

2.描述性统计分析

在描述性统计分析上来看，在本次调查对象总体中，男女比例基本平衡（见表4）。在年龄群体中，18~30岁的受访者为62.2%，占比最高，说明本次调查的主力群体较为年轻。从学历情况来看，可能是本次问卷发放内容，更容易吸引到本科和大专学历人群，他们的认知水平和获取信息的能力更强，对社交媒体的使用和分享意愿接受度较高。在职业中，占比为47%的学生群体，学生群体在本次调查中占据主要比例，但是学生的消费水平可能不高；企业职员、自由职业者两者共为135人，占比为42.9％，企业职员和自由职业者两者也有可能为本次调查的主要人群。在使用频率中，每周1~2次的频率占比为65.1%，有205人，占比最高，侧面反映了在社交媒体时代快速发展下，用户在使用大众点评频率在减少。

题目	选项	频率	百分比（%）
您的性别	男	170	54
	女	145	46
您的年龄段	18岁以下	15	4.8
	18~30岁	196	62.2
	31~45岁	53	16.8
	46~60岁	31	9.8
	60岁以上	20	6.3
教育水平	高中及以下	40	12.7
	大专	126	40
	本科	129	41
	硕士及以上	20	6.3
您的职业	学生	148	47
	企业职员	68	21.6
	自由职业者	67	21.3
	公务员	11	3.5
	个体户商户	21	6.7
您平均每周使用大众点评的频率是	1~2次	205	65.1
	3~5次	75	23.8
	6~10次	26	8.3
	10次以上	9	2.9

3.相关性分析

使用SPSS 27.0进行操作，以验证变量之间的相关性，以及相关性的紧密程度和方向。如果两个关系变量之间的相关系数的绝对值接近1，则两个变量之间的相关性越显著。在0.3~0.6之间时，相关性为中等强度；如果相关系数为正且高于0.6，则这两个变量之间存在很强的相关性。否则，存在负相关关系。相关检验结果如表5所示。从相关系数的结果可以看出，四个变量之间的相关系数r都大于0，这意味着当这些变量发生变化时，用户的分享意愿也会相应变化，变化方向是一致的。因此，可以得出结论，信源可信度、内容、社交满足需求和分享意愿之间存在显著的正相关关系。

	信源可信度	内容满足需求	社交满足需求	分享意愿
信源可信度	1
内容满足需求	.446**	1
社交满足需求	.545**	.526**	1
分享意愿	.485**	.505**	.517**	1
注：**表示在0.01水平上相关性显著。

4.回归分析

在回归分析中，P值用来判定假设检验结果的一个参数，P值越小，可靠性和显著性越高。“*”的个数表示显著程度，“*”表示P值＜0.5，“**”表示P值＜0.01，“***”表示值＜0.001。回归分析结果如表6所示，信源可信度对内容满足的标准化系数为0.576，显著性＜0.001，说明信源可信度正向显著影响内容满足需求。信源可信度对社交满足需求的标准化系数为0.684，显著性＜0.001，说明信源可信度正向显著影响社交满足需求。内容满足需求对分享意愿的标准化系数为0.433，显著性＜0.001，说明内容满足需求正向显著影响分享意愿。社交满足需求对分享意愿的标准化系数为0.399，显著性＜0.001，说明社交满足需求正向显著影响分享意愿。

假设	路径方向	标准化系数	S.E.	C.R.	P	假设检验
H1	信源可信度->内容满足需求	0.576	0.066	7.866	***	成立
H2	信源可信度->社交满足需求	0.684	0.069	9.788	***	成立
H3	内容满足需求->分享意愿	0.433	0.073	6.299	***	成立
H4	社交满足需求->分享意愿	0.399	0.082	5.657	***	成立
注：***表示P<0.001。

在本文的研究中，为探讨信源可信度（X）对分享意愿（Y）的显著正向影响的内在机制，在研究中进一步引入内容满足需求（M1）和社交满足需求（M2）做中介变量代入结构方程模型。通过采用SPSS宏程序Process中的Model 4来分别进行中介效应的检验，根据Hayes提供的Bootstrap的方法来验证分析M在X与Y间的中介作用。

M1和M2在X与Y三者变量间路径系数如图2所示。

信源可信度（X）对社交满足需求（M2）的影响同样显著，相关系数（R）为0.5434，决定系数（R²）为0.2953（F = 129.9073，p = 0.000）。X对Y的直接影响为0.3091（R² = 0.3235，F = 73.8789，p = 0.000），且通过M2的间接效应为0.2071（标准化为0.1939），Bootstrap 置信区间为[0.1373, 0.2862]，表明信源可信度通过社交满足需求对分享意愿也存在间接正相关关系。

	效应值	S.E	LLCI	ULCI	效应量
总效应	0.5162	0.0531	0.4117	0.6206	100%
直接效应	0.3437	0.0553	0.2349	0.4525	66.67%
中介效应 (M1)	0.1725	0.0345	0.1115	0.2452	33.33%
中介效应 (M2)	0.2071	0.0381	0.1373	0.2862	40.10%

从表7总效应、直接效应及中介效应分解表的结果来看，信源可信度（X）对分享意愿（Y）的总效应为0.5162，标准误差为0.0531，95%置信区间的下限（LLCI）为0.4117，上限（ULCI）为0.6206，表明总效应显著，信源可信度对分享意愿具有较强的正向影响。

进一步分解总效应，直接效应为0.3437，标准误差为0.0553，置信区间为[0.2349, 0.4525]，贡献率为66.67%，说明信源可信度对分享意愿的直接影响显著且占主要部分。

中介效应（M1）为0.1725，标准误差为0.0345，置信区间为[0.1115, 0.2452]，贡献率为33.33%。这表明内容满足需求在信源可信度与分享意愿之间起到了显著的中介作用，进一步验证了内容满足需求在信源可信度与分享意愿之间的作用机制。

中介效应（M2）为0.2071，标准误差为0.0381，置信区间为[0.1373, 0.2862]，贡献率为40.10%。这表明社交满足需求在信源可信度与分享意愿之间也起到了显著的中介作用，验证了社交需求对分享意愿的影响路径。

以上结果表明，信源可信度对分享意愿的影响既有直接作用，也通过内容满足需求和社交满足需求产生了间接积极影响，两者共同作用解释了信源可信度对分享意愿的显著效应。

5.结果分析

使用SPSS 27.0软件进行路径系数回归结果分析，路径分析系数方面，本研究提出6个假设。信源可信度与内容满足需求（β=0.576，C.R.=7.866，P<0.001）之间呈正向显著关系，因此H1假设成立。信源可信度与社交满足需求（β=0.684，C.R.=9.788，P<0.001）之间呈正向显著关系，因此H2假设成立。内容满足需求与分享意愿（β=0.433，C.R.=6.299，P<0.001）之间呈正向显著关系，因此H3假设成立。社交满足需求与分享意愿（β=0.399，C.R.=5.657，P<0.001）之间呈正向显著关系，因此H4假设成立。信源可信度通过内容满足需求对分享意愿的间接效应为0.1725（标准化为0.1616），Bootstrap置信区间为[0.1115, 0.2452]，说明信源可信度通过内容满足需求对分享意愿存在间接正相关关系。信源可信度通过社交满足需求的间接效应为0.2071（标准化为0.1939），Bootstrap置信区间为[0.1373, 0.2862]，表明信源可信度通过社交满足需求对分享意愿也存在间接正相关关系。因此H5、H6假设成立。

四、研究结论与建议

（一）结论

本研究基于使用与满足理论与ELM模型，从信源可信度视角探讨了内容满足需求与社交满足需求对消费者分享意愿的影响机制。实证结果表明：信源可信度对内容满足需求与社交满足需求均具有显著正向影响。消费者在新世界酒店大众点评平台接触的信息来源可信度越高，其对内容的满意度及参与社交互动的意愿也越强。平台内容的权威性、可信度与酒店声誉是提升用户满足感的关键因素。

同时，内容满足需求与社交满足需求均显著正向影响分享意愿。高质量、有趣的内容能够激发用户积极情绪，促使其产生分享行为；而良好的社交互动体验同样显著增强用户分享意愿。此外，信源可信度还通过内容满足需求与社交满足需求对分享意愿产生间接正向影响，即高可信度的信息来源可通过满足用户内容与社交需求，间接促进其在平台上的分享行为。

研究结论表明，新世界酒店通过提升大众点评平台的信源可信度、优化内容质量并增强社交互动，可有效提高消费者的分享意愿，进而强化品牌影响力与用户粘性。

（二）营销建议

1.提高信源可信度

新世界要提升大众点评的信源可信度，可以通过树立值得信赖的酒店品牌形象，并运用大众点评平台去进行展示。在大众点评平台上展示酒店获得的权威认证、专业评价等行业奖项。使消费者对酒店产生熟悉和信赖，认为选择知名品牌酒店更具有保障。在一定时间下及时回复。显示出酒店对消费者的尊重和重视，让消费者感受到酒店积极处理问题的态度。

2.提供优质内容

新世界酒店可以在大众点评发布的信息中，可以分享酒店于消费者发生的温馨小短剧。如消费者在酒店举办婚礼的过程，从前期策划到现场执行，将每个环节串联起来。现在的消费者大多习惯几分钟的短视频内容，关注消费者在酒店过程中的情感需求，发布能引起积极情感的内容。

3.增强社交互动

新世界酒店可以与大众点评平台合作，通过改进消费者评论区和反馈系统，改善消费者表达意见的方式。在分享页面上选择配置评论主题，例如好的服务、美丽的环境、完美的设备和简短的文本输入框。通过这种方式简化流程，消费者可以快速评估酒店体验并表达他们的主观意愿。

4.社交引导分享

新世界酒店可以在前台、客房、餐厅等公共区域引入智能机器，提高消费者的好奇心，促进消费者进行分享。在餐厅、客房、大堂等设置分享引导标识，像张贴海报，鼓励客人在大众点评分享体验或推荐朋友。新世界酒店可以在服务过程中可以引导消费者进行分享推荐。

五、研究不足与展望

本研究存在以下不足与展望：首先，样本以学生为主，年龄层不明，代表性不足，未来应优化抽样，综合年龄、职业与地域因素。其次，理论框架仅基于使用满足理论与ELM模型，未纳入信息质量、情感需求等变量，后续可引入多元模型深入探讨。此外，研究仅聚焦大众点评，未来可对比微信、抖音等不同属性平台，分析用户在不同使用目的下的分享行为差异，拓展研究维度。

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