消费动机理论的核心在于探讨个体行动的驱动力，即内在动机如何推动消费者采取特定的消费行为。该理论的源头可以追溯到1918年的定义，即每一个行动背后都有特定的内在驱动力。在消费行为的研究中，对动机进行分类能帮助生产者更好地理解市场需求，并提供更具针对性的产品。此外，消费动机的理论分析也能帮助企业优化其经营策略，形成更符合消费者心理的市场方案。

学术界对消费动机的定义主要分为三种观点。第一种观点提出，将动机视为内在驱动力，认为消费者的行为由他们心中未完成的愿望和需求驱使，这些内在愿望推动个体完成特定行为 [3] 。然而，这种观点仅限于内在动力的影响，忽略了外部环境对动机的作用。第二种观点，从外部环境的角度理解动机，认为外部刺激如目标环境等会激发个体内部的需求和愿望，并推动其消费行为。此观点在一定程度上弥补了仅从内在动机分析消费行为的不足。综合以上两种观点，动机被视为个体内在心理需求的表现，是一种基于需求并直接决定行为的心理驱动力。

马斯洛的需要层次理论对消费动机的研究有着重要影响。马斯洛认为，人的需求具有从低到高的层次性，依次包括生理需求、安全需求、归属与爱的需求、尊重需求和自我实现需求 [4] 。在消费行为的分析中，消费者在满足了低层次需求后，才会产生追求高层次需求的动机。因此，个体的消费动机会随着需求层次的提升而发生变化。近年来，消费动机理论被广泛应用于各类消费心理研究，如教育程度对消费动机的影响、社交媒体对购物行为的激励等。

综上，消费动机具有多重性、复杂性和动态性。消费动机理论的进一步发展，将有助于解读当代消费者行为的多元化特征，为企业制定营销策略提供理论支持。

消费者行为理论研究消费者在不同环境下的行为模式，旨在识别影响消费行为的主要因素。消费者行为的核心模型包括刺激–反应(S-R)模式、刺激–有机体–反应(S-O-R)模式、理性行为理论(TRA)和计划行为理论(TPB)。

S-R模式是行为心理学的早期研究成果之一。该模型认为消费者的行为是对外界刺激的直接反应，而个体的内在心理活动则被视为不可探测的“黑箱”。在S-R模式中，环境中的刺激因素直接影响个体的行为，推动其做出购买决定。然而，S-R模式因忽略了个体的内在心理过程，逐渐被更复杂的模型取代。

S-O-R模式增加了对个体内在因素的考虑，将消费者视为“有机体”，外部刺激因素通过内在的生理和心理反应，最终引导出行为反应。S-O-R模型在消费者行为研究中广泛应用，其中S代表外部刺激，O表示个体内部反应过程，R是最终行为反应 [5] 。此模型强调了外部和内部因素在消费者行为中的协同作用，更加全面地描述了消费者的购买决策过程。

TRA理论认为消费者的行为受其态度和主观规范的影响 [6] 。个体对某行为的态度以及他人对该行为的看法共同决定了行为意图。此模型在市场营销和企业管理中被广泛应用，用于预测消费者的购买意图和行为倾向，但其忽略了外部环境等非主观因素的影响。

在理性行为理论的基础上，计划行为理论(TPB)增加了感知行为控制的变量 [3] 。TPB认为行为意图受到行为态度、主观规范和感知行为控制的综合影响。感知行为控制包括个体对行为难易度的主观判断，能够更好地预测个体在实际情境下的行为倾向。

这些理论为消费行为研究提供了重要的理论框架，特别是在互联网 + 时代的背景下，消费者的消费动机和行为受到多方面因素的影响。在多样化的市场中，深入分析消费者的行为模式将有助于企业更好地理解消费心理，并制定出更有效的市场策略。

动机理论和消费者行为理论为本文理解和研究新型玉石“桫椤玉”消费动机–消费态度双成分–购买意愿路径提供了理论基础。首先在各种外部因素的刺激下，消费者的消费观念变化，消费者会更渴望追求更加独特的产品，从而产生新的消费动机，相较于其他珠宝首饰，新型玉石“桫椤玉”因为其小众更加独特化。其中，“桫椤玉”购买意愿会受到消费动机四个维度、消费态度双成分以及性别等控制变量不同程度地影响。基于这些理论支撑，本文的研究目的就是探索新型玉石“桫椤玉”购买意愿的主要影响因素。

本研究构建了“消费动机与购买意愿关系模型”，主要基于消费动机理论、理性行为理论以及计划行为理论，旨在探索消费者对新型玉石“桫椤玉”购买意愿的关键影响因素。研究以“动机—行为意愿”为核心主线 [7] ，选择“桫椤玉”这一创新性玉石作为研究对象，从群体身份认同、自我取悦、追求独特、社会交往四大动机出发，考察其对消费者购买意愿的影响。这些动机被视为自变量，以探讨它们与“桫椤玉”购买意愿(因变量)之间的关系，揭示多种动机如何共同影响消费者的购买决策。

为深入理解影响购买意愿的相关因素，本研究进一步引入了消费态度的双成分模型作为中介变量。通过这种方式，试图揭示消费者在购买新型玉石时的心理与行为特征，从而更加全面地分析购买意愿的形成机制。消费态度能够表达消费者对产品的整体情感倾向，本研究不仅从动机的直接影响角度进行探讨，还深入分析了消费者在购买新型产品时所经历的复杂心理过程，进一步完善了“桫椤玉”购买意愿的内部影响机制。

结合国内外相关文献的研究成果，以及理性行为理论和计划行为理论的基础，本研究发现购买意愿不仅是一种内在的心理表现，还反映了消费者的购买行为发生的可能性。消费者对于某种行为的态度受到内在动机的驱动，然而，即使购买意愿较高，也不一定会最终促成购买行为，往往会受到主观与客观现实因素的限制，例如购买条件、资金状况以及环境等。

目前，针对新型玉石“桫椤玉”的消费动机尚缺乏系统性的研究。为填补这一空白，本研究从产品类别与消费群体的关联性出发，选择了与购买意愿相关性较大的几个动机因素，包括身份认同、自我取悦、追求独特、社会交往以及信息获取动机。通过此研究如 图1 展示框架，希望从多角度揭示消费者购买意愿的驱动因素，并为后续“桫椤玉”相关产品的市场推广提供理论依据。

动机指的是在特定需求基础上，由外部或内部刺激引发的一种心理活动。消费动机通常被认为是预测购买行为的重要指标，动机越强，消费者的购买意愿越高。学界已有大量研究证实了动机与购买意愿之间的正相关关系，即动机可以有效预测消费者的购买意愿，并进一步预测实际的购买行为。

身份认同动机指的是消费者在满足其身份与地位需求的驱动下，倾向于选择高品质消费品，以展示其社会地位。当前社会被称为“消费社会”，消费已成为个体构建和传达社会身份的关键途径。研究表明，身份认同显著影响消费者的消费偏好。新型玉石“桫椤玉”作为一种象征财富与品位的标志性消费品，能够有效展现消费者的社会地位和个人品位，从而满足消费者在身份认同方面的需求。

自我取悦动机是指消费者基于情感价值追求而产生的消费动机。随着体验经济的兴起，购物已不仅仅是满足物质需求，更多地关注购物过程中带来的愉悦体验。新型玉石“桫椤玉”因其独特的美感和象征意义，吸引了众多消费者追求自我愉悦的需求。消费者在购买“桫椤玉”时，往往希望通过这种消费活动获得心理上的满足与愉悦。自我取悦不仅仅局限于物质满足，还包括精神上的愉悦感。在奢侈品领域，一些学者已经证实，自我取悦动机对购买意愿有显著正向影响 [8] [9] 。对于“桫椤玉”消费者来说，其带来的情感满足与美感体验，成为激发购买意愿的强大动力。

社会交往动机是指消费者基于维系人际关系的需求而产生的购买动机。社会交往动机主要体现在两个方面：其一，消费者可以将“桫椤玉”作为礼物赠送给商业伙伴或上级领导等重要社会关系人群，以巩固或提升自身的社会关系。珠宝在中国文化中具有较高的礼品价值，购买珠宝常被视为社交的重要手段。消费者认为珠宝的奢侈性和独特性可以为礼品赋予更多的社交价值，彰显礼品的独特性与档次 [10] 。其二，“桫椤玉”作为一种可穿戴珠宝产品，能够在社交场合中增强佩戴者与朋友的情感联系，体现个人魅力与独特品味。

追求独特动机反映了消费者表现自我、凸显个性与自信的心理需求。消费者希望通过消费行为将自己与他人区别开来，以增强自我认同感和满足个性化需求。新型玉石“桫椤玉”吸引了许多年轻消费者，他们多数为独生子女，自幼受家人关爱成长，这使他们在消费上更注重个性和独特性。为了在群体中脱颖而出，年轻消费者常会通过拥有独特的物品或展示自身在某一领域的专业知识来表现自我 [11] 。对于“桫椤玉”消费群体而言，这种对个性和新奇事物的追求，使他们更倾向于选择新颖而具有特殊意义的产品。

由此，本文提出如下假设：

H1：消费动机对新型玉石“桫椤玉”购买意愿有显著的正向影响：

H1a：身份认同动机对新型玉石“桫椤玉”购买意愿有显著的正向影响；

H1b：自我取悦动机对新型玉石“桫椤玉”购买意愿有显著的正向影响；

H1c：社会交往动机对新型玉石“桫椤玉”购买意愿有显著的正向影响；

H1d：追求独特动机对新型玉石“桫椤玉”购买意愿有显著的正向影响。

(1) 消费动机对消费态度的影响

行为态度指个体对某种行为的正面或负面评价，是其对某行为进行权衡和概念化后形成的观点。这种态度来源于个体对该行为可能带来的结果的期望，即他们认为从行为中可以获得的预期结果。这是一种基于心理的信念系统，反映出个体对行为的整体评价。虽然动机是推动个体采取行动、实现某一目标的内在动力，通常由需求和诱因引发，直接影响行为的发生，因此在解释行为产生的心理动因上具有重要意义，但态度作为一种相对更加稳定且客观的心理倾向，进一步满足了个体的心理需求 [9] 。

相比动机的波动性，态度在更大程度上持续存在，提供了个体对行为选择的参考框架。消费动机能够通过态度的中介作用影响消费者的最终购买行为，虽然动机激发了个体的行为意愿，但态度将这种意愿进行了调节和规范，从而影响了行为的实际发生。因此，本文提出以下假设：

H2：消费动机对新型玉石“桫椤玉”认知性态度有显著的正向影响：

H2a：身份认同动机对新型玉石“桫椤玉”认知性态度有显著的正向影响；

H2b：自我取悦动机对新型玉石“桫椤玉”认知性态度有显著的正向影响；

H2c：社会交往动机对新型玉石“桫椤玉”认知性态度有显著的正向影响；

H2d：追求独特动机对新型玉石“桫椤玉”认知性态度有显著的正向影响；

H3：消费动机对新型玉石“桫椤玉”情感性态度有显著的正向影响：

H3a：身份认同动机对新型玉石“桫椤玉”情感性态度有显著的正向影响；

H3b：自我取悦动机对新型玉石“桫椤玉”情感性态度有显著的正向影响；

H3c：社会交往动机对新型玉石“桫椤玉”情感性态度有显著的正向影响；

H3d：追求独特动机对新型玉石“桫椤玉”情感性态度有显著的正向影响。

(2) 消费态度对新型玉石“桫椤玉”购买意愿的影响

态度是心理学中的关键概念，且在研究消费者行为的计划行为理论(TPB)等模型中被视为核心变量。该概念的界定已经在学术界达成共识，一般认为态度是个体对某特定事物的偏好表现，受到过去经验的影响，并在特定情境下通过反应表现出来 [3] 。在TPB和理性行为理论(TRA)模型中，态度始终被作为关键影响因素，用以解释和预测行为倾向。个体对某行为的态度越积极，其产生该行为的倾向也就越强烈 [12] 。同时态度可以理解为一种心理欲望，当这种欲望发展为执行该行为的意愿时，便构成了直接的行为意向 [13] 。

在本研究中，态度之所以被纳入核心变量，是因为消费者的态度会对购买意愿产生直接影响，进而决定是否会发生实际的购买行为。随着互联网的发展，消费者的意识不断提升，对于“桫椤玉”等新型玉石产品的看法和态度逐渐成为左右购买决策的重要因素。消费者对“桫椤玉”产品持有的积极或消极态度，将直接影响他们对该产品的选择，从而对市场需求产生深远影响。因此，理解和分析消费者的态度对解读其购买意愿以及实际购买行为具有重要的研究意义。因此，本文提出以下假设：

H4：认知性态度对新型玉石“桫椤玉”购买意愿具有显著正向影响。

H5：情感性态度对新型玉石“桫椤玉”购买意愿具有显著正向影响。

(3) 消费态度的中介作用

购买动机不会直接引发购买行为，而是通过购买态度的作用来预测行为。购买态度被认为是预测购买行为的关键稳定因素。根据理性行为理论和计划行为理论，态度是消费者行为的最显著影响因素，能够有效预测消费者的实际行为。同时，依据理性行为理论，态度在动机和行为之间起到中介作用，作为动机影响行为的关键路径 [3] 。由此，本文提出以下假设：

H6：认知性态度在消费动机与新型玉石“桫椤玉”购买意愿之间起到中介作用：

H6a：认知性态度在身份认同动机与新型玉石“桫椤玉”购买意愿之间起到中介作用：

H6b：认知性态度在自我取悦动机与新型玉石“桫椤玉”购买意愿之间起到中介作用；

H6c：认知性态度在社会交往动机与新型玉石“桫椤玉”购买意愿之间起到中介作用；

H6d：认知性态度在追求独特动机与新型玉石“桫椤玉”购买意愿之间起到中介作用。

H7：情感性态度在消费动机与新型玉石“桫椤玉”购买意愿之间起到中介作用：

H7a：情感性态度在身份认同动机与新型玉石“桫椤玉”购买意愿之间起到中介作用：

H7b：情感性态度在自我取悦动机与新型玉石“桫椤玉”购买意愿之间起到中介作用；

H7c：情感性态度在社会交往动机与新型玉石“桫椤玉”购买意愿之间起到中介作用；

H7d：情感性态度在追求独特动机与新型玉石“桫椤玉”购买意愿之间起到中介作用。

本研究采用问卷调查法，探讨“桫椤玉”消费动机与购买意愿之间的关系。问卷设计包含三个主要部分：

第一部分：为帮助被调查者理解“桫椤玉”，在问卷开头对其进行了简要的概念介绍，并提供了一些“桫椤玉”图片，使受访者能够更直观地认知和理解这一新型玉石产品。

第二部分：针对研究中的各项变量进行测量，具体包括前因变量(消费动机)的四个维度——身份认同动机、追求独特动机、社会交往动机和自我取悦动机；中介变量(消费态度)则细分为认知性态度和情感性态度，以全面评估受访者对“桫椤玉”的消费动机及态度倾向。

第三部分：收集被调查者的人口统计信息，包括出生年代、性别、职业等基本特征。由于收入信息涉及隐私且较为敏感，容易引起受访者的不适或填写不准确，故本问卷不包含受访者的收入问题，以确保数据的完整性和准确性。

问卷的回答采用李克特五级量表，从1到5表示受访者的认同程度逐渐递增：1代表“完全不同意”，2代表“不同意”，3代表“一般”，4代表“同意”，5代表“完全同意”。

本研究的消费动机量表包括身份认同动机IM、自我取悦动机SPM、社会交往动机SCM、追求独特动机UM四个维度。参考了前人的一些相关量表 [5] [13] ，并根据“桫椤玉”的产品特性进行了适当修改，以更符合本研究的实际需求。具体测量项目详见下 表1 所示：

在对国内外相关研究和文献进行总结的基础上，本文将消费者态度分为认知性态度CA和情感性态度EA两个维度。也借鉴了一些测量量表 [14] [15] ，在此基础上结合“桫椤玉”产品属性对原量表进行了一定的修改，用以符合本文的研究对象。具体测量题项如下 表2 所示：

关于购买意愿PI的研究较多，测量量表也较成熟。本文根据“桫椤玉”的产品特点，借鉴了有一定特征的量表 [16] 具体测量题项如下 表3 所示：

本次研究的正式问卷数据收集来源通过线上调研共收集到问卷619份。为提高问卷数据的有效性，需要删除作答时间较短、连续15道题以上选择相同选项的问卷，最后剩余的有效问卷数量是508份，有效的问卷占比是82.06%。

在有效样本中，男性占比63.19%，女性占比36.81%；18~25岁占13.00%，26~35岁占比55.90%，35岁以上占比31.10%；在调查样本的城乡分布中。调查样本中：可以看出男性年轻群体的比例是高于女性年轻群体，在职业上受访者职业以互联网行业、珠宝等时尚行业和传统行业为主，样本具有一定的代表性。

经过分析计算，本研究问卷指标消费动机在整体删除后的α系数都大于0.5，此外整体α系数= 0.931 > 0.7，说明消费动机测量量表信度较好。同时消费态度在整体删除后的α系数都大于0.5，此外整体α系数 = 0.875 > 0.7，说明消费动机测量量表信度较好。

利用IBM SPSS Amos 23.0软件进行相应的拟合度测试和分析，根据 表4 的构建的CAF模型适配检验结果可以看出，CMIN/DF (卡方自由度比) = 3.571在3~5的范围内，RMSEA (误差均方根) = 0.071，在 < 0.08的优秀范围内。另外的ITI、TLI以及CFI的检验结果均达到了0.8以上的良好水平。因此，综合本次的分析结果可以说明，CFA模型具有良好的适配度。

在量表CFA模型具有良好适配度的前提条件下，将进一步检验量表各个维度的收敛效度(AVE)和组合信度(CR)在本次量表效度检验中，各个维度的AVE值均达到了0.5以上，CR值大部分达到了0.7以上，综合可以说明各个维度均具有良好的收敛效度和组合信度。

本研究主要采用Pearson相关系数来测量模型变量间的相关性。本文利用探索性因子分析得到的7个公共因子进行相关性分析。分析结果如 表5 所示。在本次分析中各个变量之间均存在显著的相关关系。并且都是在99%的显著性水平上显著。根据相关系数的结果可以看出，各个变量之间的相关系数r均大于0，因此综合可以说明在本次分析中，各个变量之间均为显著的正相关关系。

注：^*p < 0.05，^**p < 0.01。

本文研究消费动机(身份认同动机、自我取悦动机、追求独特动机、社会交往动机)与“桫椤玉”购买意愿的影响效应，并探讨认知性态度、情感性态度在消费动机与“桫椤玉”购买意愿之间起到的中介作用；综合以上实证分析，本文假设检验结果如下所示。

如 表6 分析结果显示，在模型1中当把身份认同动机和性别等控制变量作为自变量，把“桫椤玉”购买意愿作为因变量时，回归系数是显著的。从模型系数表中可以看到，回归系数值为0.641，这说明消费者的身份认同动机能够对“桫椤玉”购买意愿产生显著的正向影响，即身份认同动机对“桫椤玉”购买意愿的直接效应显著。通过以上回归分析得出：以身份认同动机为自变量，以“桫椤玉”购买意愿为因变量的回归系数显著不为0。解释R方为0.386，解释度为38.6%，回归作用解释尚可。研究假设Hla得到验证。在模型2中当把自我取悦动机和性别等控制变量作为自变量，把“桫椤玉”购买意愿作为因变量时，回归系数是显著的。从模型系数表中可以看到，回归系数为0.498，这说明消费者的自我取悦动机能够对“桫椤玉”购买意愿产生显著的正向影响，即自我取悦动机对“桫椤玉”购买意愿的直接效应显著。通过以上回归分析得出：以自我取悦动机为自变量，以“桫椤玉”购买意愿为因变量的回归系数显著不为0。解释R方为0.488，解释度为48.8%，回归作用解释尚可。研究假设H1b得到验证。在模型3中把社会交往动机和性别等控制变量作为自变量，把购买意愿作为因变量时，，回归系数是显著的。从模型系数表中可以看到，回归系数为0.252，这说明消费者的社会交往动机能够对“桫椤玉”购买意愿产生显著的正向影响，即社会交往动机对“桫椤玉”购买意愿的直接效应显著。通过以上回归分析得出：以社会交往动机为自变量，以“桫椤玉”购买意愿为因变量的回归系数显著不为0。解释R方为0.507，解释度为50.7%，回归作用解释尚可。研究假设H1c得到验证。在模型4中当把追求独特动机和性别等控制变量作为自变量，把“桫椤玉”购买意愿作为因变量时，回归系数是显著的。从模型系数表中可以看到，回归系数为0.065，这说明消费者的追求独特动机能够对“桫椤玉”购买意愿产生显著的正向影响，即追求独特动机对“桫椤玉”购买意愿的直接效应显著。通过以上回归分析得出：以追求独特动机为自变量，以“桫椤玉”购买意愿为因变量的回归系数显著不为0。解释R方为0.522，解释度为52.2%，回归作用解释尚可。研究假设H1d得到验证。

如 表7 分析结果显示在模型1中把身份认同动机和性别等控制变量作为自变量，把认知性态度作为因变量时，回归系数是显著的。从模型系数表中可以看到，以身份认同动机为自变量，以认知性态度为因变量的回归系数为0.730，这说明消费者的身份认同动机能够对其认知性态度产生显著的正向影响，即身份认同动机对消费者的认知性态度的直接效应显著。通过以上回归分析得出：以身份认同动机为自变量，以认知性态度为因变量的回归系数显著不为0。解释R方为0.538，解释度为53.8%，回归作用解释尚可。研究假设H2a得到验证。在模型2中把自我取悦动机和性别等控制变量作为自变量，把认知性态度作为因变量时，回归系数是显著的。从模型系数表中可以看到，以自我取悦动机为自变量，以认知性态度为因变量的回归系数为0.472，这说明消费者的自我取悦动机能够对其认知性态度产生正向影响，即自我取悦动机对消费者的认知性态度的直接效应显著。通过以上回归分析得出：以自我取悦动机为自变量，以认知性态度为因变量的回归系数显著不为0。解释R方为0.638，解释度为63.8%，回归作用解释尚可。研究假设H2b得到验证。在模型3中把社会交往动机和性别等控制变量作为自变量，把认知性态度作为因变量时，回归系数是显著的。从模型系数表中可以看到，以社会交往动机为自变量，以认知性态度为因变量的回归系数为0.344，这说明消费者的社会交往动机能够对其认知性态度产生正向影响，即社会交往动机对消费者的认知性态度的直接效应显著。通过以上回归分析得出：以社会交往动机为自变量，以认知性态度为因变量的回归系数显著不为0。解释R方为0.678，解释度为67.8%，回归作用解释尚可。研究假设H2c得到验证。在模型4中把追求独特动机和性别等控制变量作为自变量，把认知性态度作为因变量时，回归系数是显著的。从模型系数表中可以看到，以追求独特动机为自变量，以认知性态度为因变量的回归系数为0.229，这说明消费者的追求独特动机能够对其认知性态度产生显著的正向影响，即追求独特动机对消费者的认知性态度的直接效应显著。通过以上回归分析得出：以追求独特动机为自变量，以认知性态度为因变量的回归系数显著不为0。解释R方为0.690，解释度为69.00%回归作用解释尚可。研究假设H2d得到验证。

如 表8 分析结果显示，在模型1中把身份认同动机和性别等控制变量作为自变量，把情感性态度作为因变量时，回归系数是显著的。从模型系数表中可以看到，以身份认同动机为自变量，以情感性态度为因变量的回归系数为0.637，这说明消费者的身份认同动机能够对其情感性态度产生显著的正向影响，即身份认同动机对消费者的情感性态度的直接效应显著。通过以上回归分析得出：以身份认同动机为自变量，以情感性态度为因变量的回归系数显著不为0。解释R方为0.509，解释度为50.9%，回归作用解释尚可。研究假设H3a得到验证。在模型2中把自我取悦动机和性别等控制变量作为自变量，把情感性态度作为因变量时，回归系数是显著的。从模型系数表中可以看到，以自我取悦动机为自变量，以情感性态度为因变量的回归系数为0.422，这说明消费者的自我取悦动机能够对其情感性态度产生显著的正向影响，即自我取悦动机对消费者的情感性态度的直接效应显著。通过以上回归分析得出：以自我取悦动机为自变量，以情感性态度为因变量的回归系数显著不为0。解释R方为0.608，解释度为60.8%，回归作用解释尚可。研究假设H3b得到验证。在模型3中把社会交往动机和性别等控制变量作为自变量，把情感性态度作为因变量时，回归系数是显著的。从模型系数表中可以看到，以社会交往动机为自变量，以情感性态度为因变量的回归系数为0.377，这说明消费者的社会交往动机能够对其情感性态度产生显著的正向影响，即自我取悦动机对消费者的情感性态度的直接效应显著。通过以上回归分析得出：以社会交往动机为自变量，以情感性态度为因变量的回归系数显著不为0。解释R方为0.668，解释度为66.8%，回归作用解释尚可。研究假设H3c得到验证。在模型4中把追求独特动机和性别等控制变量作为自变量，把情感性态度作为因变量时，回归系数是显著的。从模型系数表中可以看到，以追求独特动机为自变量，以情感性态度为因变量的回归系数为0.168，这说明消费者的追求独特动机能够对其情感性态度产生显著的正向影响，即追求独特动机对消费者的情感性态度的直接效应显著。通过以上回归分析得出：以追求独特动机为自变量，以情感性态度为因变量的回归系数显著不为0。解释R方为0.676，解释度为67.6%，回归作用解释尚可。研究假设H3d得到验证。

如 表9 分析结果显示，在模型1中把认知性态度和性别等控制变量作为自变量，把“桫椤玉”购买意愿作为因变量时，回归系数是显著的。从模型系数表中可以看到，以认知性态度为自变量，以“桫椤玉”购买意愿为因变量的回归系数为0.753，这说明消费者的认知性态度能够对“桫椤玉”购买意愿产生显著的正向影响，即认知性态度对“桫椤玉”购买意愿的直接效应显著。通过以上回归分析得出：以认知性态度为自变量，“桫椤玉”购买意愿为因变量的回归系数显著不为0。解释R方为0.529，解释度为52.9%，回归作用解释尚可。研究假设H4得到验证。在模型2中当把情感性态度和性别等控制变量作为自变量，把“桫椤玉”购买意愿作为因变量时，回归系数是显著的。从模型系数表中可以看到，以情感性态度为自变量，以“桫椤玉”购买意愿为因变量的回归系数为0.347，这说明消费者的情感性态度能够对“桫椤玉”购买意愿产生显著的正向影响，即情感性态度对消费者的“桫椤玉”购买意愿的直接效应显著。通过以上回归分析得出：以情感性态度为自变量，“桫椤玉”购买意愿为因变量的回归系数显著不为0。解释R方为0.564，解释度为56.4%，回归作用解释尚可。研究假设H5得到验证。