基于审美性别差异的运动水杯外观设计研究

杨文静 陈永超 张梓茜 张君 黄江鹏 马玉祥 张秀梅

天津工业大学

产品不仅体现了设计师的理念，也是消费者审美情趣的体现（胡志刚，2013）。产品通过个性向自己和他人展示自我观念，而且外观是产品个性感知的主要因素，对消费者的产品偏好发挥重要作用（Govers，P.C.M.，2005）。消费者更喜欢个性与自己相似的产品。这可以解释为消费者的自我形象和产品形象之间存在匹配关系（Japutra，A.，Ekinci，Y.& Simkin，L.，2017；Sirgy，M.J.，1982）。这种匹配关系即自我一致性。当前消费者需求日趋多元化，消费者的产品偏好存在多维度差异。有研究显示，男性和女性在审美偏好上可能存在差异（胡志刚，2013；刘中刚，2011）。虽然，一些研究证实了这种差异（陈永超，2020），但未探索造成偏好差异的内在机制，未能提出设计原则优化方法。因此，本文旨在验证审美的性别差异，探索导致这种差异的机制，并最终提出多方案的设计及择优方法。

一、审美差异的验证

（一）实验刺激

基于各主要电商平台，选取15款热销运动水杯。由12位工业设计专业学生组成评议组（年龄:M=20.667，SD=0.537;女性7人），应用Likert-5分量表，对每两款运动水杯的外观差异给出一致性判断，得到外观差异矩阵。应用多维尺度分析法,得出15款运动水杯的二维分布坐标；再运用层次聚类法，根据欧氏距离，可将15个产品分为3类；再运用K-means聚类方法，得出聚类中心A0（-0.298，-0.105），B0（0.254，-0.329），C0（0.104，0.216）。根据Rosch原型理论，原型是产品是某一类别的代表（Veryzer，R.，1998）。因此，选取A、B、C三款距离聚类中心最近的产品为近似原型（陈永超，2020），图1所示实线中产品为近似原型，虚线中产品为三个风格类别。

图1

（二）被试者

随机选取消费者作为被试者，构成面板数据，共有135人参与本研究（年龄：M=24.000，SD=2.238；性别：60%为女性），除去离群值（|X|＜3×SD），得到有效样本容量为106（年龄：M=23.000，SD=2.334；性别：60%为女性）。

（三）实验过程

应用网络问卷，采用被试间实验方式，被试者收到一份随机问卷，应用Likert- 5分量表(1为非常不同意，5为非常同意)，由被试者对刺激的美观性进行评分。以A、B、C三个近似原型为对象，将被试者随机分为3组，使用以下三个题目测量感知审美愉悦：（1）“这个产品是好看的”（2）“这个产品是漂亮的”（3）“这个产品是有吸引力的”，题目具有良好信度（Cronbach'sαA=0.983，αB=0.974，αC=0.925）。

（四）结果

分别对A、B、C组的男、女组进行正态性检验，其中，A、B组样本不符合正态分布（A组女性样本SW=0.921，p＜0.05，A组男性样本 SW=0.883，p＜0.05；B组 女 性 样 本SW=0.903，p=＜0.05，B组 男 性 样 本SW=0.911，p＜0.05），C组样本符合正态分布（C组女性样本SW=0.924，p＞0.05； C组男性样本SW=0.931，p＞0.05）；非参数独立样本Z检验结果显示，对A款水杯存在性别差异（Z=-3.870，χ2=11.992，p＜0.05），对B款水杯不存在性别差异（Z=-1.220，χ2=1.267，p＞0.05）；独立样本t检验结果显示，对C款水杯不存在性别差异（t=0.776，p＞0.05）；因此，分别对男性、女性进行非参数相关样本检验，女性对三款产品偏好的中位数分别为：MA=3.670（3.000～4.000）； MB=3.000（2.000～3.000），MC=3.000（2.00～3.500），结果说明：女性更偏好A产品，但对B、C的偏好无显著差异（χ2=11.627，p＜0.05）。男性对三款产品偏好的中位数分别为：MA=2.000（1.330～3.000），MB=3.00（2.000～3.670），MC=3.000（3.000～3.670），结果说明：男性更偏好C产品，对B、C的偏好无显著差异（χ2=21.714，p＜0.05）。即，女性更偏爱A款水杯，男性更偏爱C款水杯。

二、审美差异因素的探究

（一）被试者

随机选取消费者作为被试者，构成面板数据。共有102人参与本研究（年龄：M=26.000，SD=1.928；性别：50%为女性）。将其分为A，B两组，其中A组均为女性，共51人（年龄：M=25.667， SD=1.875），除去离群值（|X|＜3×SD），得到有效样本容量为47（年龄：M=25.333，SD=1.806）；B组均为男性，共51人（年龄：M=26.333， SD=1.873），除去离群值（|X|＜3×SD），得到有效样本容量为46（年龄：M=26.667，SD=2.029）。

（二）实验过程

初步选取30个词汇，进而选出九个最适合的词语（A组实验选取动感、丰满、力量、青春、个性、休闲、漂亮、好看、有吸引力；C组实验选取力量、动感、健壮、冷酷、稳重、休闲、漂亮、好看、有吸引力）。根据 Crilly（2004）产品用户交流模型，产品认知结构分为符号、语义、审美三个维度。可将上述词汇归为这三个维度。课题组根据词义判断：对于A组，动感、丰满、力量属于符号维度，青春、个性、休闲属于语义维度，漂亮、好看、有吸引力属于审美维度；对于C组，力量、动感、健壮属于符号维度，冷酷、稳重、休闲属于语义维度，漂亮、好看、有吸引力属于审美维度。将同一维度的词汇作为本研究问卷题目。信度分析显示，符号、语义、审美三个维度均通过可靠性检验（Mα=0.819，SD=0.101，df=5）。运用Likert-5分量表，分别对女性和男性发放A组、C组问卷，对上述三个维度进行评价。

（三）结果

应用个维度均值，进行回归分析。A组结果显示，符号能够解释语义（R2=0.206，F=12.702，p＜0.05），语义能够解释美观（R2=0.669，F=99.213，p＜0.05），并且符号能够解释美观（R2=0.276，F=18.664，p＜0.05）。说明存在中介效应，但不存在调和效应（R2=0.054，F=3.865，p＞0.05）。C组结果显示，符号变量能够解释语义（R2=0.67，F=99.593，p＜0.05），语义能够解释美观（R2=0.446，F=39.422，p＜0.05），而且符号也能够解释美观（R2=0.388，F=31.129，p＜0.05），也存在中介效应，但也不存在调和效应（R2=0.013，F=0.666，p＞0.05），两组分析结果证明，除符号直接影响审美之外，符号还通过语义间接影响审美。根据回归系数与截距，可以构建评价模型。其中，C产品的评价方程为Ysem=0.668x+0.706，Ysym=0.623x+0.988；A产品的评价方程为Ysem=0.818x-1.543，Ysym=0.525x+1.277。

三、设计实践

在近似原型A、C的基础上，分别提出了两款设计方案，（图2）由12位工业设计专业学生组成评议组（年龄:M=20.667,SD=0.537;女性7人），应用Likert-5分量表，对这四款运动水杯在其相应的符号和语义维度评分。

图2

为了让每个评价因子得分最高，构建设计决策的目标函数：

其中，Ysem——语义评价因子

Ysym——符号评价因子

根据评价得分计算结果：Y女1=3.200，Y女2=3.000，Y男1=2.000，Y男2=3.500；语义维度得分：Y女1=3.8，Y女2=3.2，Y男1=3，Y男2=3.7。即A1可作为女款的择优方案，C1可作为男款的择优方案。

四、结语

审美在性别维度上存在显著差异，对于同一款运动水杯，不同性别的人表现出不同的审美偏好。基于不同性别各筛选出9个词汇，发现其在符号、语义、审美三个维度上存在中介效应，女性更关注产品的青春属性，男性更关注产品的休闲属性。基于此研究结果，我们构建出设计决策函数方程，设计并得出男女各一款运动水杯设计择优方案。

基于性别差异的设计是产品设计发展必然趋势（胡志刚，2013）。因此，应通过研究不同性别人群的需求差异，从而针对性地进行产品设计。本次研究因调研范围与样本数量有限，且针对单一款产品，未探索产品间差异。因此，产品审美性别差异与优化设计领域仍需进一步拓展研究的普遍性。