基于審美性別差異的運動水杯外觀設計研究

楊文靜 陳永超 張梓茜 張君 黃江鵬 馬玉祥 張秀梅

天津工業大學

產品不僅體現了設計師的理念，也是消費者審美情趣的體現（胡志剛，2013）。產品通過個性向自己和他人展示自我觀念，而且外觀是產品個性感知的主要因素，對消費者的產品偏好發揮重要作用（Govers，P.C.M.，2005）。消費者更喜歡個性與自己相似的產品。這可以解釋為消費者的自我形象和產品形象之間存在匹配關系（Japutra，A.，Ekinci，Y.& Simkin，L.，2017；Sirgy，M.J.，1982）。這種匹配關系即自我一致性。當前消費者需求日趨多元化，消費者的產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，一些研究證實了這種差異（陳永超，2020），但未探索造成偏好差異的內在機制，未能提出設計原則優化方法。因此，本文旨在驗證審美的性別差異，探索導致這種差異的機制，并最終提出多方案的設計及擇優方法。

一、審美差異的驗證

（一）實驗刺激

基于各主要電商平臺，選取15款熱銷運動水杯。由12位工業設計專業學生組成評議組（年齡:M=20.667，SD=0.537;女性7人），應用Likert-5分量表，對每兩款運動水杯的外觀差異給出一致性判斷，得到外觀差異矩陣。應用多維尺度分析法,得出15款運動水杯的二維分布坐標；再運用層次聚類法，根據歐氏距離，可將15個產品分為3類；再運用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Rosch原型理論，原型是產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品為近似原型（陳永超，2020），圖1所示實線中產品為近似原型，虛線中產品為三個風格類別。

圖1

（二）被試者

隨機選取消費者作為被試者，構成面板數據，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）實驗過程

應用網絡問卷，采用被試間實驗方式，被試者收到一份隨機問卷，應用Likert- 5分量表(1為非常不同意，5為非常同意)，由被試者對刺激的美觀性進行評分。以A、B、C三個近似原型為對象，將被試者隨機分為3組，使用以下三個題目測量感知審美愉悅：（1）“這個產品是好看的”（2）“這個產品是漂亮的”（3）“這個產品是有吸引力的”，題目具有良好信度（Cronbach'sαA=0.983，αB=0.974，αC=0.925）。

（四）結果

分別對A、B、C組的男、女組進行正態性檢驗，其中，A、B組樣本不符合正態分布（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）；非參數獨立樣本Z檢驗結果顯示，對A款水杯存在性別差異（Z=-3.870，χ2=11.992，p＜0.05），對B款水杯不存在性別差異（Z=-1.220，χ2=1.267，p＞0.05）；獨立樣本t檢驗結果顯示，對C款水杯不存在性別差異（t=0.776，p＞0.05）；因此，分別對男性、女性進行非參數相關樣本檢驗，女性對三款產品偏好的中位數分別為：MA=3.670（3.000～4.000）； MB=3.000（2.000～3.000），MC=3.000（2.00～3.500），結果說明：女性更偏好A產品，但對B、C的偏好無顯著差異（χ2=11.627，p＜0.05）。男性對三款產品偏好的中位數分別為：MA=2.000（1.330～3.000），MB=3.00（2.000～3.670），MC=3.000（3.000～3.670），結果說明：男性更偏好C產品，對B、C的偏好無顯著差異（χ2=21.714，p＜0.05）。即，女性更偏愛A款水杯，男性更偏愛C款水杯。

二、審美差異因素的探究

（一）被試者

隨機選取消費者作為被試者，構成面板數據。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）實驗過程

初步選取30個詞匯，進而選出九個最適合的詞語（A組實驗選取動感、豐滿、力量、青春、個性、休閑、漂亮、好看、有吸引力；C組實驗選取力量、動感、健壯、冷酷、穩重、休閑、漂亮、好看、有吸引力）。根據 Crilly（2004）產品用戶交流模型，產品認知結構分為符號、語義、審美三個維度。可將上述詞匯歸為這三個維度。課題組根據詞義判斷：對于A組，動感、豐滿、力量屬于符號維度，青春、個性、休閑屬于語義維度，漂亮、好看、有吸引力屬于審美維度；對于C組，力量、動感、健壯屬于符號維度，冷酷、穩重、休閑屬于語義維度，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卷題目。信度分析顯示，符號、語義、審美三個維度均通過可靠性檢驗（Mα=0.819，SD=0.101，df=5）。運用Likert-5分量表，分別對女性和男性發放A組、C組問卷，對上述三個維度進行評價。

（三）結果

應用個維度均值，進行回歸分析。A組結果顯示，符號能夠解釋語義（R2=0.206，F=12.702，p＜0.05），語義能夠解釋美觀（R2=0.669，F=99.213，p＜0.05），并且符號能夠解釋美觀（R2=0.276，F=18.664，p＜0.05）。說明存在中介效應，但不存在調和效應（R2=0.054，F=3.865，p＞0.05）。C組結果顯示，符號變量能夠解釋語義（R2=0.67，F=99.593，p＜0.05），語義能夠解釋美觀（R2=0.446，F=39.422，p＜0.05），而且符號也能夠解釋美觀（R2=0.388，F=31.129，p＜0.05），也存在中介效應，但也不存在調和效應（R2=0.013，F=0.666，p＞0.05），兩組分析結果證明，除符號直接影響審美之外，符號還通過語義間接影響審美。根據回歸系數與截距，可以構建評價模型。其中，C產品的評價方程為Ysem=0.668x+0.706，Ysym=0.623x+0.988；A產品的評價方程為Ysem=0.818x-1.543，Ysym=0.525x+1.277。

三、設計實踐

在近似原型A、C的基礎上，分別提出了兩款設計方案，（圖2）由12位工業設計專業學生組成評議組（年齡:M=20.667,SD=0.537;女性7人），應用Likert-5分量表，對這四款運動水杯在其相應的符號和語義維度評分。

圖2

為了讓每個評價因子得分最高，構建設計決策的目標函數：

其中，Ysem——語義評價因子

Ysym——符號評價因子

根據評價得分計算結果：Y女1=3.200，Y女2=3.000，Y男1=2.000，Y男2=3.500；語義維度得分：Y女1=3.8，Y女2=3.2，Y男1=3，Y男2=3.7。即A1可作為女款的擇優方案，C1可作為男款的擇優方案。

四、結語

審美在性別維度上存在顯著差異，對于同一款運動水杯，不同性別的人表現出不同的審美偏好。基于不同性別各篩選出9個詞匯，發現其在符號、語義、審美三個維度上存在中介效應，女性更關注產品的青春屬性，男性更關注產品的休閑屬性。基于此研究結果，我們構建出設計決策函數方程，設計并得出男女各一款運動水杯設計擇優方案。

基于性別差異的設計是產品設計發展必然趨勢（胡志剛，2013）。因此，應通過研究不同性別人群的需求差異，從而針對性地進行產品設計。本次研究因調研范圍與樣本數量有限，且針對單一款產品，未探索產品間差異。因此，產品審美性別差異與優化設計領域仍需進一步拓展研究的普遍性。