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，教育论文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。

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