基于審美性別差異的運(yùn)動(dòng)水杯外觀設(shè)計(jì)研究

楊文靜 陳永超 張梓茜 張君 黃江鵬 馬玉祥 張秀梅

天津工業(yè)大學(xué)

產(chǎn)品不僅體現(xiàn)了設(shè)計(jì)師的理念，也是消費(fèi)者審美情趣的體現(xiàn)（胡志剛，2013）。產(chǎn)品通過(guò)個(gè)性向自己和他人展示自我觀念，而且外觀是產(chǎn)品個(gè)性感知的主要因素，對(duì)消費(fèi)者的產(chǎn)品偏好發(fā)揮重要作用（Govers，P.C.M.，2005）。消費(fèi)者更喜歡個(gè)性與自己相似的產(chǎn)品。這可以解釋為消費(fèi)者的自我形象和產(chǎn)品形象之間存在匹配關(guān)系（Japutra，A.，Ekinci，Y.& Simkin，L.，2017；Sirgy，M.J.，1982）。這種匹配關(guān)系即自我一致性。當(dāng)前消費(fèi)者需求日趨多元化，消費(fèi)者的產(chǎn)品偏好存在多維度差異。有研究顯示，男性和女性在審美偏好上可能存在差異（胡志剛，2013；劉中剛，2011）。雖然，一些研究證實(shí)了這種差異（陳永超，2020），但未探索造成偏好差異的內(nèi)在機(jī)制，未能提出設(shè)計(jì)原則優(yōu)化方法。因此，本文旨在驗(yàn)證審美的性別差異，探索導(dǎo)致這種差異的機(jī)制，并最終提出多方案的設(shè)計(jì)及擇優(yōu)方法。

一、審美差異的驗(yàn)證

（一）實(shí)驗(yàn)刺激

基于各主要電商平臺(tái)，選取15款熱銷運(yùn)動(dòng)水杯。由12位工業(yè)設(shè)計(jì)專業(yè)學(xué)生組成評(píng)議組（年齡:M=20.667，SD=0.537;女性7人），應(yīng)用Likert-5分量表，對(duì)每?jī)煽钸\(yùn)動(dòng)水杯的外觀差異給出一致性判斷，得到外觀差異矩陣。應(yīng)用多維尺度分析法,得出15款運(yùn)動(dòng)水杯的二維分布坐標(biāo)；再運(yùn)用層次聚類法，根據(jù)歐氏距離，可將15個(gè)產(chǎn)品分為3類；再運(yùn)用K-means聚類方法，得出聚類中心A0（-0.298，-0.105），B0（0.254，-0.329），C0（0.104，0.216）。根據(jù)Rosch原型理論，原型是產(chǎn)品是某一類別的代表（Veryzer，R.，1998）。因此，選取A、B、C三款距離聚類中心最近的產(chǎn)品為近似原型（陳永超，2020），圖1所示實(shí)線中產(chǎn)品為近似原型，虛線中產(chǎn)品為三個(gè)風(fēng)格類別。

圖1

（二）被試者

隨機(jī)選取消費(fèi)者作為被試者，構(gòu)成面板數(shù)據(jù)，共有135人參與本研究（年齡：M=24.000，SD=2.238；性別：60%為女性），除去離群值（|X|＜3×SD），得到有效樣本容量為106（年齡：M=23.000，SD=2.334；性別：60%為女性）。

（三）實(shí)驗(yàn)過(guò)程

應(yīng)用網(wǎng)絡(luò)問(wèn)卷，采用被試間實(shí)驗(yàn)方式，被試者收到一份隨機(jī)問(wèn)卷，應(yīng)用Likert- 5分量表(1為非常不同意，5為非常同意)，由被試者對(duì)刺激的美觀性進(jìn)行評(píng)分。以A、B、C三個(gè)近似原型為對(duì)象，將被試者隨機(jī)分為3組，使用以下三個(gè)題目測(cè)量感知審美愉悅：（1）“這個(gè)產(chǎn)品是好看的”（2）“這個(gè)產(chǎn)品是漂亮的”（3）“這個(gè)產(chǎn)品是有吸引力的”，題目具有良好信度（Cronbach'sαA=0.983，αB=0.974，αC=0.925）。

（四）結(jié)果

分別對(duì)A、B、C組的男、女組進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，其中，A、B組樣本不符合正態(tài)分布（A組女性樣本SW=0.921，p＜0.05，A組男性樣本 SW=0.883，p＜0.05；B組 女 性 樣 本SW=0.903，p=＜0.05，B組 男 性 樣 本SW=0.911，p＜0.05），C組樣本符合正態(tài)分布（C組女性樣本SW=0.924，p＞0.05； C組男性樣本SW=0.931，p＞0.05）；非參數(shù)獨(dú)立樣本Z檢驗(yàn)結(jié)果顯示，對(duì)A款水杯存在性別差異（Z=-3.870，χ2=11.992，p＜0.05），對(duì)B款水杯不存在性別差異（Z=-1.220，χ2=1.267，p＞0.05）；獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果顯示，對(duì)C款水杯不存在性別差異（t=0.776，p＞0.05）；因此，分別對(duì)男性、女性進(jìn)行非參數(shù)相關(guān)樣本檢驗(yàn)，女性對(duì)三款產(chǎn)品偏好的中位數(shù)分別為：MA=3.670（3.000～4.000）； MB=3.000（2.000～3.000），MC=3.000（2.00～3.500），結(jié)果說(shuō)明：女性更偏好A產(chǎn)品，但對(duì)B、C的偏好無(wú)顯著差異（χ2=11.627，p＜0.05）。男性對(duì)三款產(chǎn)品偏好的中位數(shù)分別為：MA=2.000（1.330～3.000），MB=3.00（2.000～3.670），MC=3.000（3.000～3.670），結(jié)果說(shuō)明：男性更偏好C產(chǎn)品，對(duì)B、C的偏好無(wú)顯著差異（χ2=21.714，p＜0.05）。即，女性更偏愛(ài)A款水杯，男性更偏愛(ài)C款水杯。

二、審美差異因素的探究

（一）被試者

隨機(jī)選取消費(fèi)者作為被試者，構(gòu)成面板數(shù)據(jù)。共有102人參與本研究（年齡：M=26.000，SD=1.928；性別：50%為女性）。將其分為A，B兩組，其中A組均為女性，共51人（年齡：M=25.667， SD=1.875），除去離群值（|X|＜3×SD），得到有效樣本容量為47（年齡：M=25.333，SD=1.806）；B組均為男性，共51人（年齡：M=26.333， SD=1.873），除去離群值（|X|＜3×SD），得到有效樣本容量為46（年齡：M=26.667，SD=2.029）。

（二）實(shí)驗(yàn)過(guò)程

初步選取30個(gè)詞匯，進(jìn)而選出九個(gè)最適合的詞語(yǔ)（A組實(shí)驗(yàn)選取動(dòng)感、豐滿、力量、青春、個(gè)性、休閑、漂亮、好看、有吸引力；C組實(shí)驗(yàn)選取力量、動(dòng)感、健壯、冷酷、穩(wěn)重、休閑、漂亮、好看、有吸引力）。根據(jù) Crilly（2004）產(chǎn)品用戶交流模型，產(chǎn)品認(rèn)知結(jié)構(gòu)分為符號(hào)、語(yǔ)義、審美三個(gè)維度。可將上述詞匯歸為這三個(gè)維度。課題組根據(jù)詞義判斷：對(duì)于A組，動(dòng)感、豐滿、力量屬于符號(hào)維度，青春、個(gè)性、休閑屬于語(yǔ)義維度，漂亮、好看、有吸引力屬于審美維度；對(duì)于C組，力量、動(dòng)感、健壯屬于符號(hào)維度，冷酷、穩(wěn)重、休閑屬于語(yǔ)義維度，漂亮、好看、有吸引力屬于審美維度。將同一維度的詞匯作為本研究問(wèn)卷題目。信度分析顯示，符號(hào)、語(yǔ)義、審美三個(gè)維度均通過(guò)可靠性檢驗(yàn)（Mα=0.819，SD=0.101，df=5）。運(yùn)用Likert-5分量表，分別對(duì)女性和男性發(fā)放A組、C組問(wèn)卷，對(duì)上述三個(gè)維度進(jìn)行評(píng)價(jià)。

（三）結(jié)果

應(yīng)用個(gè)維度均值，進(jìn)行回歸分析。A組結(jié)果顯示，符號(hào)能夠解釋語(yǔ)義（R2=0.206，F(xiàn)=12.702，p＜0.05），語(yǔ)義能夠解釋美觀（R2=0.669，F(xiàn)=99.213，p＜0.05），并且符號(hào)能夠解釋美觀（R2=0.276，F(xiàn)=18.664，p＜0.05）。說(shuō)明存在中介效應(yīng)，但不存在調(diào)和效應(yīng)（R2=0.054，F(xiàn)=3.865，p＞0.05）。C組結(jié)果顯示，符號(hào)變量能夠解釋語(yǔ)義（R2=0.67，F(xiàn)=99.593，p＜0.05），語(yǔ)義能夠解釋美觀（R2=0.446，F(xiàn)=39.422，p＜0.05），而且符號(hào)也能夠解釋美觀（R2=0.388，F(xiàn)=31.129，p＜0.05），也存在中介效應(yīng)，但也不存在調(diào)和效應(yīng)（R2=0.013，F(xiàn)=0.666，p＞0.05），兩組分析結(jié)果證明，除符號(hào)直接影響審美之外，符號(hào)還通過(guò)語(yǔ)義間接影響審美。根據(jù)回歸系數(shù)與截距，可以構(gòu)建評(píng)價(jià)模型。其中，C產(chǎn)品的評(píng)價(jià)方程為Ysem=0.668x+0.706，Ysym=0.623x+0.988；A產(chǎn)品的評(píng)價(jià)方程為Ysem=0.818x-1.543，Ysym=0.525x+1.277。

三、設(shè)計(jì)實(shí)踐

在近似原型A、C的基礎(chǔ)上，分別提出了兩款設(shè)計(jì)方案，（圖2）由12位工業(yè)設(shè)計(jì)專業(yè)學(xué)生組成評(píng)議組（年齡:M=20.667,SD=0.537;女性7人），應(yīng)用Likert-5分量表，對(duì)這四款運(yùn)動(dòng)水杯在其相應(yīng)的符號(hào)和語(yǔ)義維度評(píng)分。

圖2

為了讓每個(gè)評(píng)價(jià)因子得分最高，構(gòu)建設(shè)計(jì)決策的目標(biāo)函數(shù)：

其中，Ysem——語(yǔ)義評(píng)價(jià)因子

Ysym——符號(hào)評(píng)價(jià)因子

根據(jù)評(píng)價(jià)得分計(jì)算結(jié)果：Y女1=3.200，Y女2=3.000，Y男1=2.000，Y男2=3.500；語(yǔ)義維度得分：Y女1=3.8，Y女2=3.2，Y男1=3，Y男2=3.7。即A1可作為女款的擇優(yōu)方案，C1可作為男款的擇優(yōu)方案。

四、結(jié)語(yǔ)

審美在性別維度上存在顯著差異，對(duì)于同一款運(yùn)動(dòng)水杯，不同性別的人表現(xiàn)出不同的審美偏好?；诓煌詣e各篩選出9個(gè)詞匯，發(fā)現(xiàn)其在符號(hào)、語(yǔ)義、審美三個(gè)維度上存在中介效應(yīng)，女性更關(guān)注產(chǎn)品的青春屬性，男性更關(guān)注產(chǎn)品的休閑屬性?；诖搜芯拷Y(jié)果，我們構(gòu)建出設(shè)計(jì)決策函數(shù)方程，設(shè)計(jì)并得出男女各一款運(yùn)動(dòng)水杯設(shè)計(jì)擇優(yōu)方案。

基于性別差異的設(shè)計(jì)是產(chǎn)品設(shè)計(jì)發(fā)展必然趨勢(shì)（胡志剛，2013）。因此，應(yīng)通過(guò)研究不同性別人群的需求差異，從而針對(duì)性地進(jìn)行產(chǎn)品設(shè)計(jì)。本次研究因調(diào)研范圍與樣本數(shù)量有限，且針對(duì)單一款產(chǎn)品，未探索產(chǎn)品間差異。因此，產(chǎn)品審美性別差異與優(yōu)化設(shè)計(jì)領(lǐng)域仍需進(jìn)一步拓展研究的普遍性。