我国女性奢侈品消费动机实证分析

我国女性奢侈品消费动机实证分析作者：王敏钟艾灵来源：《商业时代》2014年第35期内容摘要：随着我国女性地位的提高，女性消费者逐渐成为奢侈品消费的重要群体，受到越来越多的关注。

基于理论和实践的考虑，本文对我国女性的奢侈品消费动机进行了实证研究。

研究表明，我国女性奢侈品消费动机同时存在社会性导向动机和个人性导向动机。

但是更加注重包括表现内在自我、自我享乐、追求品质的个人性导向动机，不同的人口统计特征具有不同的奢侈品消费动机。

本研究希望能够给我国奢侈品市场的营销策略与品牌策略管理提供一定的指导。

关键词：奢侈品 ; 女性消费动机 ; 社会性导向动机 ; 个人性导向动机引言奢侈品消费于20世纪70年代开始蓬勃发展，到2013年全球奢侈品市场总容量将达到创纪录的2170亿美元，全年达到11%的增长率。

而随着我国经济的迅猛发展，我国已经成为全球重要的奢侈品消费国家。

根据财富品质研究院发布的《2013年中国奢侈品报告》研究显示，我国将为世界奢侈品市场贡献总额1020亿美元的消费，其中本土消费280亿美元，如此巨额消费使得我国消费者被西方国家亲切的称为“奢侈品救世主”。

同时，我国的奢侈品市场由男性消费者主导逐渐变成了由女性消费者主导，据贝恩的调查报告显示，1995年我国奢侈品消费者中女性仅占10%的比例，如今这一比例增长到50%，女性消费者已经占据了中国奢侈品市场的半边天。

同时，由于女性的独立性和家庭地位的逐渐提升，我国的女性手握大权，她们不仅决定自己的收入如何花，还掌握着整个家庭收入的支配大权。

有数据显示，我国家庭中有60%以上的购买力掌握在女性手中。

因此，研究以女性为主导的奢侈品消费有重要的理论和现实意义。

目前，对于奢侈品行业以及奢侈品消费的研究已较多，但针对我国女性消费者的研究还非常欠缺，西方现有的消费动机模型是否适用于我国女性奢侈品消费？中国女性消费者的消费动机包括哪些维度？女性消费者之间是否存在不同消费动机？学界也并未得出清晰一致的结论。

只有解决了这些问题，才能明白奢侈品牌之所以成功的关键因素，对于建立中国本土奢侈品牌提供理论与实践指导。

奢侈品消费动机研究综述消费动机，指的是引起消费者购买行为或消费行为的原因和动力。

消费行为和消费动机起源于心理学研究，从19世纪50年代开始，西方学者逐渐对消费动机进行更加深入的探讨，将它引入到消费者行为领域进行研究。

一般来说，消费动机的类型主要有追求实用性、追求性价比、追求品牌、追求炫耀与好胜、追求独特等。

而这些动机又可归于两大类：社会性导向动机和个人性导向动机。

Veblen（1899）首次提出奢侈品消费的主要动机是炫耀性。

Leibenstein （1950）首次归纳出炫耀性动机的三个效应：领先效应、从众效应、逆反效应。

也就是说奢侈品消费动机有三个：独特性、从众性和炫耀性。

Dubois & Laurent（1994）提出除了社会性导向动机之外，消费者还存在着包括个人享乐和完美主义的个人性导向动机。

Vignerson & Johnson（1999）将奢侈品社会性导向动机和个人性导向动机结合，建立了西方消费者奢侈品消费动机的概念性框架。

Vickers&Renan（2003）首次提出了“象征性”的消费动机维度，这对于我国奢侈品消费动机研究具有相当大的意义。

O’cass&Frost（2002）通过对奢侈品消费动机的实证研究后，又在个人性导向动机方面增加了新的变量——自我馈赠。

之后，Shu-pei Tsai （2005）建立了一个包含28个测项的量表对奢侈品消费动机进行了实证研究。

Shu-pei Tsai使用该量表对亚太地区、西欧地区、北美地区共8个国家的945名被访者进行调查，实证结果又增加了一个表现内在自我的个人性导向动机。

不同于西方，我国文化价值观源于儒家文化，深受人际关系和社会取向两个因素的影响。

对于我国奢侈品消费动机的研究，最具有代表性的是国内学者朱晓辉（2006）的成果。

他加入了我国儒家文化价值观对奢侈品消费动机的影响作用，从我国消费者的心理出发，提出了“中国奢侈品消费动机修正模型”，研究表明，与西方消费者的情况不同，在我国消费者的奢侈品消费动机中，有一个动机表现的异常强烈——身份象征。

而西方消费者普遍拥有强烈的独特和表现内在自我的动机，我国消费者对这两种动机中均表现的较弱。

通过文献研究可以看出，我国的奢侈品消费动机不同于西方，而国内关于这方面的研究比较匮乏，并且目前国内的研究选择对象范围过大，缺少针对性的研究。

因此还需要进一步研究和探讨。

样本选取与数据来源基于东西方文化的差异，本文以朱晓辉（2006）的研究结论为基础，并结合女性消费者特有的心理动机，设计了一个包括六个维度的女性消费者奢侈品消费动机测量量表。

这六个维度包括：身份象征动机、从众动机、炫耀动机、表现内在自我动机、自我享乐动机、追求品质动机（因篇幅限制，问卷具体测项未列出）。

本文以20-45岁的女性消费者作为研究对象，通过网络、实地问卷调研等方式发放问卷229份，回收229份，回收率为100%。

剔除问卷填答不全者和存在奇异值者38份，有效问卷最终为191份，有效问卷回收率达83%，以下是对调查结果的分析。

实证研究（一）信度分析本文首先采用Cronbach’s Alpha系数进行信度检验。

通过SPSS19对我国女性奢侈品各消费动机维度进行信度分析后发现，六个研究变量的Cronbach’s Alpha系数均大于0.7，表明问卷对于各奢侈品消费动机的测项都有较高的内部可信度。

另外，其整体系数为0.739，表明本问卷具有较好的信度，即问卷测量各项之间具有较好的内部一致性。

（二）效度分析在因子分析之前，首先要验证原始变量是否适合进行因子分析。

原始变量之间必须具有较高的相关性，才适合做因子分析。

本文利用KMO样本测度和巴特利特球形度检验验证原始变量是否适合进行因子分析。

其结果为：KMO值为0.879>0.5，表示原始变量间很适合做因子分析;Bartlett 的球形度检验给出的近似卡方值为2024.454，因此拒绝零假设，认为原始变量的相关系数矩阵不是单位矩阵，适合做因子分析。

（三）描述性统计分析本文所涉及的女性消费者人口统计变量，如年龄、受教育程度、收入水平及职业的分布都较为均匀（因篇幅限制，不一一列出），说明样本选择的随机性较好。

被访的女性消费者中有150人（78.5%）经常购买化妆品、香水等个人护肤用品，说明这类奢侈品的刚性需求较大，受经济、社会环境的影响较小。

另外，中国女性消费者在境外专卖店购买奢侈品的现象非常普遍，这一比例达到58.6%，也印证了中国消费者境外高额消费的来源;在奢侈品种类的选择上，女性消费者主要购买化妆品、香水、箱包皮具。

此外，在奢侈品购买动机上，个人性导向动机所占比重略大一些。

（四）奢侈品消费动机因子分析1.一阶因子分析。

为进一步研究我国女性奢侈品消费动机模型，在对原始变量间验证适合做因子分析的基础上，利用主成分分析法提取因子。

一般可通过提取特征值大于1的因子和取累计方差贡献率达到80%的因子来确定因子提取的个数。

由表1可知，当提取6个因子时累计方差贡献率将达到78.337%（因篇幅限制，仅列出特征值排名前6的因子）。

当继续提取因子时，每次增加的贡献率不足3%，因此，经过综合考虑，提取6个因子为最佳结果。

通过Promax旋转后，提取6个共同因子，具体的因子分析结果见表2。

在进行验证性因子分析时，按照规则，经过主成分分析法和斜交旋转后，应当截取因子载荷量大于0.4并且交叉载荷小于0.3项目。

从表2中可以看出，一共得到六个因子，并且各因子的载荷量都大于0.6且交叉载荷小于0.3，很好地解释了因子。

因此，从表中可得出，第5、11、19测项构成了第一因子，命为身份象征动机;第6、12、15测项构成第二因子，命为从众动机;第7、13、14测项构成了第三因子，命为炫耀动机;第8、17、22测项构成了第四因子，命为表现内在自我动机;第9、16、21测项构成了第五因子，命为追求品质动机;第10、18、20测项构成第六因子，命为自我享乐动机。

2.二阶因子分析。

通过初步的验证性因子分析以后，得到的结果与本文提出的六个我国女性奢侈品消费动机一致。

接下来，为进一步分析是否存在二阶因子，本文首先需参考因子间成分相关系数。

从表3相关系数矩阵中可以看出，六个因子均显著相关。

其中身份象征、从众、炫耀三个因子之间分别相互呈现显著正相关，表现内在自我、追求品质、自我享乐三个因子分别相互呈现显著正相关。

基于一阶因子之间的相关性程度，本文认为可以继续提取二阶因子。

通过一阶验证性因子分析已得出消费动机的6个因子，且因子间呈现显著相关性。

为验证前述奢侈品二维度消费动机，本文将进行二阶因子分析。

为提取二阶因子，在之前的一阶验证性因子分析的过程中，本文将得出6个因子的得分函数。

在提取二阶因子时，以一阶因子分析的因子得分为原始变量。

为最大程度排除因子之间存在相关性，采用最大方差正交旋转法进行第二次因子分析。

通过KMO 和 Bartlett 的检验发现：KMO值为0.746，表明一阶因子适合做二次因子分析;Bartlett 的球形度检验给出的近似卡方为358.680，表明一阶因子得分的相关性矩阵不是单位矩阵，适合做因子分析。

表4中共有两个因子特征值大于1，累积方差百分比达70.086%，说明这两个因子比较显著。

根据表5的结果可以看出，身份象征、从众、炫耀三个一阶因子构成第一个二阶因子，命名为社会性导向动机因子;表现内在自我、追求品质、自我享乐三个一阶因子构成第二个二阶因子，命名为个人性导向动机因子。

因此，本文提出的“社会性导向动机”和“个人性导向动机”符合此特征值。

进一步通过连续变量相关分析得到的Pearson简单相关系数发现：各个系数均大于0.8，表明二阶因子与其对应的一阶因子之间、各一阶因子与其对应的测项之间均具有很强的正相关性，进一步验证了上述结论。

（五）人口统计变量与奢侈品消费动机的回归分析为分析人口统计变量与中国女性奢侈品消费动机的关系，本文进一步将人口统计变量的三个变量作为自变量，将社会性导向动机和个人性导向动机作为因变量进行回归分析。

从表6可以看出，模型F值较大（P= 0.000），说明模型的回归效果显著。

VIF值都大于1，说明该模型的多重共线性非常小。

在社会性导向动机方面，收入水平的系数为-0.236，显著性概率小于0.05，说明收入水平对女性消费者的社会性导向动机为显著的负相关关系。

而年龄的系数为-0.131，显著性水平为0.168，说明年龄对社会性导向动机为正相关的关系，且其影响作用接近显著。

受教育程度的系数为0.003，但显著性概率较大，说明受教育程度对社会性导向动机的作用不显著。