袁 丹 潘亞光 李 東

（西安建筑科技大學(xué)公共管理學(xué)院 陜西西安 710055）

一、引言

黨的二十大報告明確提出：“堅持以文塑旅、以旅彰文，推進文化和旅游深度融合發(fā)展?！?022 年12 月，文化和旅游部發(fā)文指出要推動業(yè)態(tài)之間融合創(chuàng)新發(fā)展，要推動文化、旅游與相關(guān)產(chǎn)業(yè)深度融合。2021 年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報顯示，全年國內(nèi)游客達32.5 億人次，比上年增長12.8%。在數(shù)字化經(jīng)濟與沉浸體驗的背景下，催生了以“網(wǎng)紅打卡地”為代表的城市旅游發(fā)展新模式，極大滿足了觀眾觀賞并親身體驗的心理需求[1]。西安作為全國旅游城市之一，網(wǎng)紅景點數(shù)量多、景區(qū)關(guān)注度較高且代表性強。近年來，隨著網(wǎng)絡(luò)技術(shù)的迅速發(fā)展，西安市著力打造網(wǎng)紅城市形象，不斷優(yōu)化升級景點消費場景。攜程發(fā)布的《2021 年國慶假期出游總結(jié)報告》顯示，西安位居國慶熱門目的地城市第8 位，且位列最受自駕者喜愛的TOP10 目的地第5 位；文化和旅游部官網(wǎng)數(shù)據(jù)顯示，2022 年西安文化旅游5A 級景區(qū)數(shù)全國排名位列第4；攜程網(wǎng)《2023 年春節(jié)旅游總結(jié)報告》顯示，目的地為西安的整體旅游訂單量比去年同期增長571%；據(jù)同程旅行數(shù)據(jù)，2023 年春節(jié)期間酒店預(yù)訂熱門目的地分別為西安、三亞、成都、重慶、上海、長沙等，西安、杭州等城市酒店預(yù)訂量較去年同期增長超過10 倍。

目前對旅游體驗和文化創(chuàng)意的研究中，Sónia 和Alves[2]探討了技術(shù)對旅游消費、旅游體驗的影響，認為移動旅游應(yīng)用能夠?qū)τ慰吐糜误w驗產(chǎn)生重要促進作用，進而能對游客滿意以及意向產(chǎn)生作用；張雪婷和李勇泉[3]認為游客的創(chuàng)意體驗、滿意度及重游意愿之間存在相互關(guān)系，游客的創(chuàng)意體驗只是部分通過滿意度的中介作用影響游客的重游意愿；余召臣[4]提出文化創(chuàng)意旅游的高質(zhì)量發(fā)展需要文化賦能推動文化創(chuàng)意旅游的內(nèi)容創(chuàng)新，實現(xiàn)助力景點消費的提質(zhì)增效；殷紫燕和黃安民[5]基于旅游體驗及記憶的中介模型研究游客游覽意愿和文化創(chuàng)意街區(qū)景點間的關(guān)系，并根據(jù)MET 理論指出，游客參與能夠?qū)τ慰吐糜蔚捏w驗產(chǎn)生正向影響。而已有文獻對于旅游分享行為和消費意愿的研究中，Arica 等[6]認為旅游分享與環(huán)境有關(guān)，非參與者分享對游客在社交媒體上分享旅游體驗的傾向有直接正向影響。同時，旅游者分享對旅游景點創(chuàng)造有重要影響。姚延波和賈廣美[7]從臨場感知視角揭示社交媒體旅游分享對潛在旅游者沖動性旅游意愿的影響，指出在社交媒體情境中旅游分享行為存在的現(xiàn)實問題；汪東亮[8]從媒介變遷的視野下研究游客旅游體驗分享產(chǎn)生的兩方面作用，闡述了對旅游目的地、景點形象構(gòu)建的現(xiàn)實影響。

在已有文獻的研究中：第一，大多從文化旅游視角出發(fā)，研究旅游體驗、感知與旅游消費行為的關(guān)系，而較少從游客對景區(qū)創(chuàng)意體驗和個人意向關(guān)系出發(fā)，研究三者間關(guān)系。第二，雖然現(xiàn)有研究已指出了旅游感知、分享對于旅游者消費等行為具有積極的影響，但大多未聚焦地方的網(wǎng)紅景點研究，也未從文化創(chuàng)意體驗的角度出發(fā)進行研究探索，而在現(xiàn)實旅游消費中，游客們往往會根據(jù)自身能力、所擁有的資源等進行消費和購買選擇。第三，已有研究成果大多涉及旅游分享動機與行為分析，包括網(wǎng)絡(luò)分享行為和游客參與關(guān)系等研究，而較少涉及對于文化創(chuàng)意的體驗感受的分享行為。

本文將計劃行為理論應(yīng)用于文化旅游領(lǐng)域，有助于擴展該理論在已有研究的應(yīng)用，在一定程度上補充了文化創(chuàng)意與旅游體驗的理論研究，也有助于深化、拓展文化旅游領(lǐng)域中已有的研究成果與結(jié)論；同時，能夠促進西安文化旅游景區(qū)產(chǎn)品和服務(wù)質(zhì)量的提升以及路徑的開發(fā)和優(yōu)化，帶動區(qū)域文化旅游產(chǎn)業(yè)繁榮發(fā)展、助力地方經(jīng)濟的健康發(fā)展，在一定程度上能夠促進消費者做出合理選擇、理性消費，形成景區(qū)和消費者的良性互動，實現(xiàn)共贏。

二、理論基礎(chǔ)和研究假設(shè)

（一） 旅游體驗理論

創(chuàng)意旅游是依托區(qū)域的文化旅游資源，融合文化創(chuàng)意與旅游體驗感知打造優(yōu)質(zhì)的具有創(chuàng)新性的文化旅游產(chǎn)品與服務(wù)，它具有創(chuàng)新性和產(chǎn)業(yè)化的特征[9-12]。國外學(xué)者Sweeney 和Soutar[10]在研究消費者感知價值時，將旅游體驗維度劃分為價格、性價比，情感體驗，質(zhì)量/性能體驗以及社會感知四大維度，并指出這種體驗可以提升重游意愿；旅游體驗的感知狀況取決于體驗中的經(jīng)歷與感受，這其中既包含了個人的主觀因素，同時也受到自然環(huán)境、人文環(huán)境等客觀因素的影響。而學(xué)者Pine 等[11]也提出了較為經(jīng)典且適合本文研究的旅游體驗理論的四大維度，將其劃分為娛樂體驗、教育體驗、審美體驗和逃避（遁世）體驗這四種類別，并提出了旅游體驗理論的4e 測量量表。很多國內(nèi)學(xué)者們也大多以此為基礎(chǔ)開展不同類型的旅游研究，鄭銳洪[12]在研究分析寬窄巷子等案例基礎(chǔ)上提出旅游體驗分為經(jīng)濟、娛樂、歷史、文化、審美與環(huán)境等六大維度。

總之，國外學(xué)者主要基于理論而國內(nèi)則從實踐與應(yīng)用角度進行研究，并依照體驗程度、層次與知覺等維度開展研究。本文將這種旅游體驗理論結(jié)合文化創(chuàng)意體驗的主題，借鑒學(xué)者Pine 等[11]的研究觀點，根據(jù)該理論選取文化創(chuàng)意體驗作為該變量維度，研究對消費意愿的影響。

（二） 計劃行為理論

計劃行為理論（TPB）由理性行為理論演化而來。美國學(xué)者Fishbein 和 Ajzen[13]于1975 年在早期的研究基礎(chǔ)上指出，人們在做出某一行為時要受到一定的行為態(tài)度和個體主觀規(guī)范的影響，認為個人行為意愿的產(chǎn)生在一定程度上是復(fù)雜心理等環(huán)境作用的結(jié)果，它受到行為的態(tài)度和主觀規(guī)范的影響。而后，Ajzen[14]在1985 年又對該理論深入研究，在其基礎(chǔ)上提出了知覺行為控制變量這一影響因素，便形成了較為完善的計劃行為理論。

具體而言，個人行為意愿指的是人們對某一特定行為的衡量標準；行為態(tài)度是個人對實踐目標行為的積極或消極態(tài)度，具有主觀的偏好性；主觀規(guī)范是指人們認為能夠?qū)ψ约核a(chǎn)生重大影響的群體希望個人從事某一特定行為的程度；而知覺行為控制則表明人們的行為不是完全自主的，不僅受到行為態(tài)度和主觀規(guī)范的影響，還受到所掌握資源、個體能力等因素的影響。本文主要選取計劃行為理論中的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制三個變量，針對網(wǎng)紅景點的消費意愿情況開展研究和討論。

（三） 研究假設(shè)

1. 文化創(chuàng)意體驗對個人消費意愿的影響

對于旅游體驗理論，目前尚未形成一個較為明確的變量劃分。結(jié)合現(xiàn)有研究，大多數(shù)學(xué)者將旅游體驗理論結(jié)合自身研究的實際劃分出相關(guān)不同的變量維度。在旅游領(lǐng)域?qū)Υ死碚摰膽?yīng)用和研究中，史鵬飛等[15]在研究山地旅游非功用性旅游中，利用旅游體驗理論的情感體驗的中介作用構(gòu)建出山地旅游的理論模型。陳欣和程振鋒[16]在研究紅色旅游的游客行為中，認為旅游體驗變量對公民的行為意向起到正向的調(diào)節(jié)作用。何金璐和艾少偉[17]通過對旅游文化價值體驗的應(yīng)用研究表明，文化情感體驗對游客的行為認同等文化認同變量具有顯著的影響作用。而旅游體驗中的教育體驗變量能夠?qū)τ慰蜐M意度起到積極的影響和作用，從而影響游客的個人行為意向。通過以上分析可見，在文化旅游領(lǐng)域的研究中，文化創(chuàng)意旅游體驗相關(guān)變量能夠影響游客的行為意向。

基于此，在本文的研究中，結(jié)合網(wǎng)紅景點的創(chuàng)意體驗和以上的文獻梳理，認為旅游體驗理論對個人行為意向存在顯著的正向影響，并在以上分析基礎(chǔ)上，本文提出以下假設(shè)：

H1：文化創(chuàng)意體驗對網(wǎng)紅景點消費意愿具有顯著的正向影響。

2. 文化創(chuàng)意體驗對中介變量的影響

本研究在旅游體驗及分享行為變量與消費意愿間增加了中介變量，即計劃行為理論中的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制三個變量，目的是為了增強對游客個人意向即購買消費意愿的解釋能力，促進增加研究的準確性和嚴謹性。厲新建等[18]在研究虛擬旅游行為的影響因素中，認為旅游體驗?zāi)軌蜃鳛橐蜃兞坑绊懼薪樽兞刻摂M行為態(tài)度，進而影響游客行為意向及態(tài)度等。其次，旅游體驗在對計劃行為理論的影響上，在現(xiàn)有研究中大多則基于旅游感知進行研究分析，例如薛永基等[19]認為消費者對綠色食品的感知程度越高，則他們在購買綠色食品受社會支持可能性也更大，即與主觀規(guī)范相聯(lián)系。而旅游感知與旅游體驗也具有較多的相似之處，兩者均具有主觀性。

基于此，在以上推理的基礎(chǔ)上，本文認為旅游體驗變量能夠?qū)χ薪樽兞啃袨閼B(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制產(chǎn)生直接或間接的影響作用，并提出以下研究假設(shè)：

H2-a：文化創(chuàng)意體驗對游客行為態(tài)度具有顯著的影響。

H2-b：文化創(chuàng)意體驗對游客主觀規(guī)范具有顯著的影響。

H2-c：文化創(chuàng)意體驗對游客知覺行為控制具有顯著的影響。

3. 旅游分享行為對個人消費意愿的影響

許一諾和宮準[20]在研究社交網(wǎng)站的分享和游客消費行為的關(guān)系時，認為與自身相似度高的分享者會引發(fā)消費嫉妒，從而影響消費決策。姚延波和賈廣美[7]在研究旅游分享對游客沖動性旅游意愿的作用中，認為旅游分享的形式如線上或線下等形式越具有多樣性，則臨場效應(yīng)越強，同時，能夠通過心流沉浸體驗對個人旅游意愿產(chǎn)生直接或者間接的影響。劉赟[21]在研究自媒體短視頻傳播在對青少年消費意愿的影響上提出短視頻的傳播和分享行為和人們的消費意愿之間存在著較為顯著的相關(guān)性。從旅游體驗角度來講，人們更加愿意分享較為積極的旅游體驗和感受，其內(nèi)在的行為動機也影響旅游分享意愿與行為[22]。因此，在本文的研究中，結(jié)合網(wǎng)紅景點的創(chuàng)意體驗和以上的文獻梳理，認為分享行為變量對消費意愿存在一定的正向影響作用，據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H3：旅游分享行為對網(wǎng)紅景點消費意愿存在顯著的正向影響。

4. 中介變量與個人意向的關(guān)系

基于前文對計劃行為理論和創(chuàng)意旅游體驗理論關(guān)系的分析，將計劃行為理論作為創(chuàng)意旅游體驗變量對個人意向影響的中介作用變量。在文化旅游領(lǐng)域的研究中，首先，行為態(tài)度是指個人對某一旅游景點產(chǎn)品或服務(wù)的主觀態(tài)度和評判，正面的評價和判斷則作為個人消費意愿的積極要件，對其有促進和正向影響的作用。例如鄭杰等[23]認為在生態(tài)旅游過程中，游客行為態(tài)度具有正向影響作用；其次，在本文中，主觀規(guī)范對個人消費意愿的影響是指在外界因素如親戚朋友等影響下于自身創(chuàng)意體驗基礎(chǔ)上對景區(qū)消費意愿的影響。盛光華等[24]在研究綠色食品消費意愿中，行為態(tài)度、主觀規(guī)范能夠間接地影響消費者對產(chǎn)品的購買意愿，進而影響行為。知覺行為控制對個人意愿和行為意向影響上，成鎣等[25]認為農(nóng)民的個體資源稟賦和所擁有的林地資源也是影響農(nóng)戶參與林下經(jīng)濟意愿的重要因素，農(nóng)戶對于自身所擁有的經(jīng)濟、資源等越多，則參與林下經(jīng)濟的意愿越顯著。所以，主觀規(guī)范、知覺行為控制對于人們的行為意愿會產(chǎn)生直接或間接的影響，因此，當游客自身具有相應(yīng)的旅游能力時，其對景點體驗消費的意愿則會增強。

因此，個人對于景區(qū)的消費意愿的大小，不僅僅來自于自身對景點的體驗感知與感受，同時，還包含著身邊關(guān)系緊密的親人、朋友等、媒體等因素的影響。基于此，本文提出以下假設(shè)：

H4-a：行為態(tài)度對網(wǎng)紅景點消費意愿具有顯著影響。

H4-b：主觀規(guī)范對網(wǎng)紅景點消費意愿具有顯著影響。

H4-c：知覺行為控制對網(wǎng)紅景點消費意愿具有顯著影響。

5. 旅游分享行為和中介變量的關(guān)系

游客對景區(qū)的創(chuàng)意體驗活動或產(chǎn)品形成自身一定的認知與感受后將其分享，與自身能力、他人意見等因素形成一定的關(guān)聯(lián)與影響。王學(xué)軍和王春國[26]在研究分享行為和消費機制中，認為分享人的行為態(tài)度、主觀規(guī)范等與消費行為相聯(lián)系，能夠揭示協(xié)同消費意愿和行為。而鄭志來和張秋婷[27]在研究微信知識信息分享中認為，人們的主觀態(tài)度以及他人的主觀規(guī)范的影響，能夠?qū)θ藗冎R、信息分享意圖或者行為產(chǎn)生顯著影響，從而形成分享態(tài)度與結(jié)果?；诖?，提出游客旅游分享對中介變量行為態(tài)度、主觀規(guī)范及知覺行為控制的關(guān)系假設(shè)如下：

H5-a：分享行為對中介變量行為態(tài)度產(chǎn)生顯著的影響。

H5-b：分享行為對中介變量主觀規(guī)范產(chǎn)生顯著的影響。

H5-c：分享行為對中介變量知覺行為控制產(chǎn)生顯著的影響。

基于以上分析，本文構(gòu)建文化創(chuàng)意體驗與分享行為對消費意愿影響的理論模型，如圖1 所示。

圖 1 理論模型

三、研究設(shè)計

（一） 數(shù)據(jù)收集

本文選取西安作為案例地，根據(jù)游客創(chuàng)意體驗及景點消費意愿理論模型設(shè)計調(diào)查問卷，問卷分為個人基本信息、西安網(wǎng)紅景點了解與知曉程度以及游覽西安網(wǎng)紅景點的體驗感知與行為意向的量表調(diào)研三大部分。采取線上、線下相結(jié)合調(diào)研的方法，調(diào)研對象為景區(qū)游客、大學(xué)生群體、企事業(yè)單位員工、西安戶外旅游群體等，問卷發(fā)放渠道主要包括問卷星平臺、微信西安旅游交流群、西安戶外旅游群等，被試對象范圍較廣。于2023 年4 月初至6 月初開展為期兩個月的問卷發(fā)放與回收工作。本次問卷共發(fā)放319 份，剔除作答時間少于100 秒、邏輯不符或選項連續(xù)重復(fù)過多等情況的無效問卷35 份后，剩余284 份有效問卷，總有效回收率為89.02%。

（二） 變量測量

本文研究的是游客創(chuàng)意旅游體驗及分享對西安網(wǎng)紅景點消費意愿的影響。在上文中已經(jīng)介紹了相關(guān)理論和變量維度的選取。測量量表包括了自變量旅游體驗和分享行為調(diào)查量表、中介變量計劃行為理論各變量量表以及因變量消費意愿量表三大部分內(nèi)容。其中旅游體驗各個變量的測量項參考了Lam 和 Hsu[28]、Hosany 和Witham[29]的成熟量表；計劃行為理論及消費意愿變量的測量項則借鑒了Song 等[30]以及Ajzen[31]提出的TPB 等成熟量表?；诖?，本問卷在參考以上成熟量表題目的基礎(chǔ)上再結(jié)合本文研究特征對其進行修改，最終形成此調(diào)研問卷。文章采用五級量表結(jié)構(gòu)，共30 個測量項，具體涉及：文化創(chuàng)意體驗變量CE1-CE9；分享行為變量 SB1-SB7；行為態(tài)度 BA1-BA3；主觀規(guī)范 SN1-SN3；知覺行為控制 BC1-BC3 以及消費意愿 BW1-BW5。

四、實證分析

（一） 信度效度分析

1. 信度檢驗

本文采用Cronbach's α 系數(shù)對問卷進行信度檢驗，結(jié)果如表1 所示。

表 1 信度檢驗

問卷各個維度變量的系數(shù)值和總體全部變量的信度系數(shù)均大于0.7，表明本調(diào)查問卷的所有變量可信度較高、一致性良好，該數(shù)據(jù)適合進行后續(xù)的效度及實證分析。

2. 效度檢驗

本研究主要采取驗證性因子分析（CFA）來評估研究模型數(shù)據(jù)的效度優(yōu)劣程度，主要分兩部分進行，即收斂效度和區(qū)分效度，分別如表2、表3 所示。該量表中標準化載荷數(shù)均在0.704～0.853 之間，均大于0.7；且CR 值均在0.7～0.9 之間；AVE 值均大于0.5，組合信度較好，表明在整體上量表收斂效度良好。

表 2 調(diào)查量表收斂效度檢驗

表 3 調(diào)查量表區(qū)分效度檢驗

本研究量表的區(qū)分效度檢驗結(jié)果如表3 所示，AVE 的根號值均大于下列與其他構(gòu)面的系數(shù)結(jié)果中所有變量，滿足區(qū)分效度檢驗條件。因此，從整體上來看，滿足區(qū)分效度檢驗的標準，各變量區(qū)分效度良好。

（二） 假設(shè)檢驗

1. 主效應(yīng)檢驗

在對問卷數(shù)據(jù)進行信效度檢驗后，本文主要采用AMOS24.0 軟件構(gòu)建結(jié)構(gòu)模型（SEM）進行實證分析。同時，基于本文的理論模型，來構(gòu)建本研究的結(jié)構(gòu)方程模型，如圖2 所示。

圖 2 結(jié)構(gòu)方程模型圖

同時，本文采用AMOS 24.0 對結(jié)構(gòu)模型修正并進行擬合檢驗，結(jié)果顯示，模型擬合度整體上符合擬合要求（X2/df=1.626，RMSEA=0.047，IFI 和CFI 分別為0.958 和0.957，PNFI 和PCFI 值分別為0.798 和0.852），可進行進一步檢驗。

在模型擬合度檢驗的基礎(chǔ)上對各變量的影響關(guān)系展開討論，路徑分析結(jié)果如表4 所示。由此可知：第一，文化創(chuàng)意體驗?zāi)軌驅(qū)οM意愿產(chǎn)生顯著的正向影響，路徑系數(shù)為0.231，表明游客對網(wǎng)紅景點創(chuàng)意體驗感知越好，其消費意愿越強，假設(shè)H1 成立。第二，文化創(chuàng)意體驗對行為態(tài)度、主觀規(guī)范產(chǎn)生顯著影響，其路徑系數(shù)的大小分別為0.184 和0.218，而文化創(chuàng)意體驗到知覺行為控制p 值不顯著，假設(shè)H2-a、H2-b 成立，H2-c 不成立。第三，游客分享行為對消費意愿的路徑系數(shù)為0.222，能夠顯著促進消費意愿的形成，表明假設(shè)H3 成立。第四，行為態(tài)度對消費意愿的路徑系數(shù)顯著為正，其路徑系數(shù)為0.145；主觀規(guī)范對消費意愿變量的路徑系數(shù)為0.210；而知覺行為控制對消費意愿的路徑系數(shù)為0.131。表明行為態(tài)度、主觀規(guī)范與知覺行為控制三個中介變量能對消費意愿產(chǎn)生顯著正向影響，即個人對景點消費意愿的強弱不僅來自于對其文化創(chuàng)意的體驗，還受到自身態(tài)度、能力以及他人等因素的影響，假設(shè)H4-a、H4-b 與4-c 成立；第五，分享行為對中介變量能夠起到顯著的影響，其路徑系數(shù)分別為0.585、0.538 和0.590，表明人們在景區(qū)創(chuàng)意體驗后的分享行為能夠?qū)ψ陨響B(tài)度、他人觀點以及素質(zhì)與能力等因素產(chǎn)生顯著正向影響，假設(shè)H5-a、H5-b 和H5-c 成立。

表 4 路徑分析結(jié)果

2. 中介效應(yīng)檢驗

本文通過Amos 結(jié)構(gòu)方程模型bootstrap 方法進行中介效應(yīng)檢驗，迭代次數(shù)設(shè)置為 2000，置信水平為95%。結(jié)果如表5 所示。

文化創(chuàng)意體驗—消費意愿這條路徑的直接效應(yīng)置信區(qū)間為[0.033，0.494]，不包含0，說明該路徑存在直接效應(yīng)。由表5 可知，文化創(chuàng)意體驗—行為態(tài)度—消費意愿的標準化估計系數(shù)為0.028，標準誤為0.038，間接效應(yīng)置信區(qū)間為[0.012，0.148]，不包含0，說明行為態(tài)度中介效應(yīng)顯著，且為部分中介。文化創(chuàng)意體驗—主觀規(guī)范—消費意愿的路徑間接效應(yīng)標準化系數(shù)為0.053，標準誤為0.055，其置信區(qū)間為[0.008，0.210]，不包含0，說明間接效應(yīng)存在，為部分中介；文化創(chuàng)意體驗—知覺行為控制—消費意愿這條路徑的間接標準化估計系數(shù)值為0.002，標準誤為0.023，其置信區(qū)間為[-0.037，0.060]，包含0，說明該路徑間接效應(yīng)不存在，即不產(chǎn)生中介作用。因此，說明文化創(chuàng)意體驗?zāi)軌蛲ㄟ^行為態(tài)度、主觀規(guī)范顯著的影響消費意愿，而知覺行為控制不存在中介效應(yīng)。

五、研究結(jié)論和對策建議

（一） 研究結(jié)論

本文在旅游體驗理論和計劃行為理論的基礎(chǔ)上，分析了網(wǎng)紅景點創(chuàng)意體驗和旅游分享行為對游客消費意愿的影響關(guān)系，并討論了創(chuàng)意體驗通過中介變量對消費意愿的作用，最終得出以下結(jié)論：第一，文化創(chuàng)意體驗?zāi)軌虼龠M游客消費意愿的形成。在中介變量影響下，文化創(chuàng)意體驗對游客消費意愿能夠產(chǎn)生路徑系數(shù)為0.231 的顯著影響，游客對網(wǎng)紅景點中的文化創(chuàng)意體驗越強，將自身感受分享后對景區(qū)整體形成的消費意愿越高。第二，游客旅游分享行為能夠?qū)οM意愿產(chǎn)生顯著正向影響，其路徑系數(shù)為0.222，表明游客分享行為利于對景區(qū)消費形成促進作用。第三，各中介變量對個人消費意愿均產(chǎn)生正向影響。主觀規(guī)范、行為態(tài)度和知覺行為控制正向影響消費意愿，其路徑系數(shù)分別為0.210、0.145 和0.131，表明游客體驗與感知質(zhì)量越高，評價態(tài)度則越好，游客對自身精力、時間以及經(jīng)驗的判斷越好，則越會促進個人消費意愿的形成。第四，創(chuàng)意體驗和分享行為能夠通過主觀規(guī)范、行為態(tài)度與知覺行為控制對消費意愿產(chǎn)生顯著正向影響。人們在旅游體驗時，受到社會網(wǎng)絡(luò)宣傳、他人觀點的影響越強、景區(qū)自身創(chuàng)意體驗質(zhì)量越高，從而增強游客消費意愿。

（二） 對策建議

根據(jù)以上結(jié)論，本文提出以下幾點對策建議：

第一，提升區(qū)域網(wǎng)紅景點旅游體驗質(zhì)量。景區(qū)應(yīng)注重打造優(yōu)質(zhì)文化創(chuàng)意產(chǎn)品與活動，發(fā)揮創(chuàng)意體驗對消費意愿的正向影響。深入發(fā)掘、梳理本地區(qū)文化資源的類型，選擇具有地域文化代表性的一類文化資源，提煉其中特色文化標志與符號；挖掘不同年齡、文化層次游客的旅游需求，量身定制特色體驗產(chǎn)品如特色美食、休閑運動、特色服飾體驗與攝影等。在此基礎(chǔ)上，開發(fā)如互動情景表演、DIY 工藝制品等兼具互動性、娛樂、休閑等于一體的體驗型旅游產(chǎn)品或活動，讓游客親身參與設(shè)計景區(qū)紀念品等，增強景區(qū)與游客互動性與體驗性。

第二，拓寬景點宣傳渠道，提升品牌形象。景區(qū)應(yīng)多渠道宣傳推廣體驗服務(wù)和產(chǎn)品，促進提升自身知名度，發(fā)揮主觀規(guī)范對游客消費意愿的積極作用。利用 AR、VR 等新興網(wǎng)絡(luò)技術(shù)，加強景區(qū)智慧旅游系統(tǒng)建設(shè)，打造特色景區(qū)3D 宣傳片或特色IP 形象，展示景區(qū)創(chuàng)意旅游以及特色文化氛圍；可采用“旅游景點＋綜藝IP”的形式聯(lián)合網(wǎng)紅進行二次創(chuàng)作，從而形成聯(lián)動效應(yīng)。此外，與當?shù)貜V電等媒體進行合作、推廣營銷，促進提升自身知名度。

第三，注重政策對網(wǎng)紅景點和游客的支持引導(dǎo)。政府可采用線上線下等方式加強對當?shù)鼐W(wǎng)紅景點在官方層面的宣傳，鼓勵景區(qū)創(chuàng)新，以發(fā)揮創(chuàng)意體驗和主觀規(guī)范對消費意愿產(chǎn)生的積極作用。加強對地方旅游產(chǎn)業(yè)的資金投入，給予其相應(yīng)的優(yōu)惠政策支持。政企聯(lián)手，開展政府與網(wǎng)紅景點合作活動或項目，助力景區(qū)營造良好的旅游、營商環(huán)境。

第四，消費者合理選擇優(yōu)質(zhì)旅游分享信息。分享行為對消費意愿受諸多因素影響，因此在眾多紛繁復(fù)雜的網(wǎng)絡(luò)旅游分享信息中，消費者應(yīng)提取對自身有價值的旅游分享信息，對于他人的旅游分享信息應(yīng)該理性鑒別；合理判斷自身資源，理智打卡與消費，對自身擁有的資源包括能力、體力以及經(jīng)驗等進行合理評估與判斷，理性地進行選擇與消費。