陳斯允 肖婷文 熊繼偉 彭凱平

包裝中的“奧卡姆剃刀定律”：繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能判斷的影響*

陳斯允1肖婷文2熊繼偉3彭凱平4

(1暨南大學(xué)新聞與傳播學(xué)院;2暨南大學(xué)管理學(xué)院, 廣州 510632) (3武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院, 武漢 430072) (4清華大學(xué)社科學(xué)院心理學(xué)系, 北京 100084)

包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)是人們對(duì)產(chǎn)品進(jìn)行判斷與決策的重要線索。通過7個(gè)實(shí)驗(yàn)(包括1個(gè)內(nèi)隱聯(lián)想測(cè)試和6個(gè)預(yù)注冊(cè)情景實(shí)驗(yàn)), 文章揭示了包裝中的“奧卡姆剃刀定律”, 即“簡(jiǎn)單有效原理”。其中, 實(shí)驗(yàn)1通過內(nèi)隱聯(lián)想測(cè)試證實(shí)繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)與效果屬性之間具有內(nèi)隱關(guān)聯(lián); 實(shí)驗(yàn)2A、2B和2C重復(fù)驗(yàn)證了主效應(yīng), 即相比于復(fù)雜包裝的產(chǎn)品, 人們認(rèn)為簡(jiǎn)單包裝的產(chǎn)品效能更高; 實(shí)驗(yàn)3為此效應(yīng)提供了內(nèi)在解釋機(jī)制, 即簡(jiǎn)單(vs.復(fù)雜)包裝促進(jìn)了人們對(duì)產(chǎn)品實(shí)現(xiàn)功能效益的目標(biāo)專注度感知, 進(jìn)而產(chǎn)生更高的產(chǎn)品效能評(píng)估。實(shí)驗(yàn)4和5識(shí)別了主效應(yīng)發(fā)生的邊界條件, 即當(dāng)人們的零和信念較弱或訴求點(diǎn)為享樂性時(shí), 該效應(yīng)被削弱或消失。文章拓展了產(chǎn)品美學(xué)和產(chǎn)品效能的理論文獻(xiàn), 并為視覺營銷提供了實(shí)踐參考。

產(chǎn)品包裝, 繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì), 產(chǎn)品效能, 目標(biāo)專注度, 零和信念

1 問題提出

在日常生活中, 人們通常因某種功用而購買相應(yīng)的產(chǎn)品, 如洗衣液用于解決潔凈衣物, 功能飲料用于提神醒腦, 布洛芬藥片用于緩解疼痛, 護(hù)手霜用于滋潤(rùn)保濕等。在此過程中, 相信“該產(chǎn)品是有效的”將直接驅(qū)使人們的購買行為(Vanbergen et al., 2020)。因此, 管理人員不遺余力地利用營銷要素增強(qiáng)消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品效能的感知, 從而促進(jìn)購買行為(Sharma & Monahan, 2019)。產(chǎn)品效能指的是產(chǎn)品多大程度上發(fā)揮作用, 產(chǎn)品效能越高代表起作用的效果越好(Chae et al., 2013; Vanbergen et al., 2020)。包裝設(shè)計(jì)作為產(chǎn)品傳遞信息的“第一媒介”, 是消費(fèi)者在購買決策時(shí)進(jìn)行產(chǎn)品效能推斷的重要線索來源(Bloch, 1995; Ilyuk & Block, 2016)。相較于圖像形狀、顏色和大小等元素, 包裝繁簡(jiǎn)性對(duì)消費(fèi)者的整體知覺與體驗(yàn)有著更為重要的作用(Favier et al., 2019; Orth & Malkewitz, 2008; 陳斯允等, 2022)。

以往研究對(duì)繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)在消費(fèi)者知覺和決策的作用展開了一些探討。一部分研究支持“繁”：陳增祥等(2022)揭示了復(fù)雜設(shè)計(jì)的產(chǎn)品設(shè)計(jì)蘊(yùn)含著更多的努力, 因而受到低社會(huì)地位消費(fèi)者的青睞; Creusen等(2010)發(fā)現(xiàn)復(fù)雜設(shè)計(jì)受到關(guān)注產(chǎn)品多功能性的顧客的偏愛; Chen等(2023)發(fā)現(xiàn)復(fù)雜的包裝設(shè)計(jì)能夠?qū)е赂叩南M(fèi)者喚醒。另一部分則研究支持“簡(jiǎn)”：Sohn等(2017)則認(rèn)為網(wǎng)頁的復(fù)雜性會(huì)增加消費(fèi)者的網(wǎng)購心理成本, 降低購物體驗(yàn)和滿意度; 類似地, Orth和Wirtz (2014)則證實(shí)了視覺復(fù)雜性挫傷服務(wù)環(huán)境的吸引力, 因?yàn)橐曈X復(fù)雜阻礙消費(fèi)者的加工流暢性而降低歡愉情緒的體驗(yàn)。由上述研究可見, 繁簡(jiǎn)性的載體至少包括三種：一是產(chǎn)品包裝(如Chen et al., 2023), 二是產(chǎn)品本身(如：陳增祥等, 2022), 三是環(huán)境布局(如Orth & Wirtz, 2014), 不同的載體也可能導(dǎo)致對(duì)簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)褒貶不一。本研究聚焦于產(chǎn)品包裝上的裝飾性元素的繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì), 我們關(guān)注的問題為, 這種包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)是否能對(duì)產(chǎn)品效能判斷產(chǎn)生影響？若能, 該過程的黑箱如何運(yùn)作？有何約束條件？

為回答上述問題, 本文基于內(nèi)隱聯(lián)想測(cè)試與多產(chǎn)品類別的情景實(shí)驗(yàn), 試圖解釋包裝中的“奧卡姆剃刀定律”。該定律由14世紀(jì)英格蘭的邏輯學(xué)家威廉提出, 其核心旨意為“如無必要, 勿增實(shí)體”, 簡(jiǎn)單能夠成就高效。本文提出, “簡(jiǎn)單”與“有效”之間的這種關(guān)系還可以體現(xiàn)在消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品包裝與效能判斷的決策之中, 即包裝中的裝飾性元素越簡(jiǎn)單, 消費(fèi)者會(huì)傾向于認(rèn)為產(chǎn)品效能更高, 該效應(yīng)是“奧卡姆剃刀定律” (即簡(jiǎn)單有效原理)在包裝領(lǐng)域的的體現(xiàn), 本文引入了目標(biāo)專注度和零和信念作為該效應(yīng)的心理機(jī)制及其邊界條件。

1.1 包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能判斷的影響

繁簡(jiǎn)性是包裝設(shè)計(jì)中不可或缺的美學(xué)成分, 指的是人們整體上多大程度上認(rèn)為包裝設(shè)計(jì)是簡(jiǎn)單還是復(fù)雜的(Chen et al., 2023; Favier et al., 2019)。通常而言, 繁簡(jiǎn)性主要由視覺范圍內(nèi)元素的多少來決定(Nasar, 2000)。Pieters等(2010)曾系統(tǒng)提出決定廣告視覺復(fù)雜程度的六大原則, 分別是對(duì)象的數(shù)量、對(duì)象的細(xì)節(jié)、對(duì)象的相似性、對(duì)象的規(guī)則性、對(duì)象排列的對(duì)稱性以及對(duì)象排列的規(guī)則性。此外, 顏色的豐富程度、紋理等也決定了視覺繁簡(jiǎn)性(Deng & Poole, 2010; Orth & Malkewitz, 2008; Orth &Wirtz, 2014)。產(chǎn)品包裝的視覺繁簡(jiǎn)性也可借鑒其它載體(如廣告)的視覺繁簡(jiǎn)性進(jìn)行考察(Chen et al., 2023)。根據(jù)格式塔理論, 個(gè)體傾向于將整體的產(chǎn)品設(shè)計(jì)視為整體而不是分散的部分來進(jìn)行整體加工(Orth & Malkewitz, 2008; Veryzer, 1999)。包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)是消費(fèi)者進(jìn)行產(chǎn)品判斷過程中重要的啟發(fā)式線索(Eytam et al., 2017; Favier et al., 2019)。對(duì)產(chǎn)品美學(xué)作出反應(yīng)的過程通常是快速、自動(dòng)而無意識(shí)的, 且消費(fèi)者會(huì)將這種反應(yīng)轉(zhuǎn)移到產(chǎn)品的判斷中(Eytam et al., 2021; Sevilla & Townsend, 2016)。本研究以產(chǎn)品效能作為切入點(diǎn), 探討簡(jiǎn)單(vs.復(fù)雜)的包裝設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能判斷的影響。

作為產(chǎn)品與消費(fèi)者的“交互界面”, 包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)可為產(chǎn)品傳達(dá)諸多信息。例如, 近來有研究發(fā)現(xiàn), 包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)與品牌個(gè)性相關(guān)(Favier et al., 2019)。本文提出包裝設(shè)計(jì)的簡(jiǎn)單性(復(fù)雜性)會(huì)促進(jìn)(降低)產(chǎn)品效能感知。既有研究對(duì)此命題提供了一定的支持性證據(jù)。例如, Favier等(2019)發(fā)現(xiàn)簡(jiǎn)單包裝設(shè)計(jì)與可靠、成功和真實(shí)等特質(zhì)高度相關(guān), 而復(fù)雜包裝設(shè)計(jì)則與快樂、魅力和想象等特質(zhì)高度關(guān)聯(lián)。在某種程度上, 產(chǎn)品發(fā)揮作用是需要能力方面的特質(zhì)的, 因此當(dāng)人們?cè)u(píng)估產(chǎn)品效能時(shí), 傾向于對(duì)包裝設(shè)計(jì)較為簡(jiǎn)單的產(chǎn)品產(chǎn)生更積極的判斷。再如, 研究發(fā)現(xiàn)簡(jiǎn)單的廣告設(shè)計(jì)(采用更多的留白)能促進(jìn)消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量和品牌聲譽(yù)(Pracejus et al., 2013)。我們推測(cè)簡(jiǎn)單的包裝設(shè)計(jì)也能提高消費(fèi)者積極的產(chǎn)品評(píng)價(jià), 對(duì)于功能性突出的產(chǎn)品而言就會(huì)促進(jìn)產(chǎn)品效能感知。又如, 最近有研究發(fā)現(xiàn), 相比于簡(jiǎn)單設(shè)計(jì), 復(fù)雜設(shè)計(jì)讓消費(fèi)者感覺到產(chǎn)品外觀凝聚了設(shè)計(jì)師大量的心血, 進(jìn)而導(dǎo)致那些社會(huì)地位較低的個(gè)體會(huì)偏好設(shè)計(jì)繁復(fù)的產(chǎn)品(Althuizen, 2021; 陳增祥等, 2022)。我們推測(cè)當(dāng)這種“努力”被消費(fèi)者感知到用在了產(chǎn)品包裝上, 產(chǎn)品效能的感知會(huì)相對(duì)被削弱。正式提出：

假設(shè)1：相比于復(fù)雜的包裝設(shè)計(jì), 簡(jiǎn)單的包裝設(shè)計(jì)促進(jìn)消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品效能的感知。

1.2 目標(biāo)專注度中介包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能判斷的關(guān)系

本文提出感知目標(biāo)專注度是解釋包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能推斷影響的中間機(jī)制。根據(jù)目標(biāo)系統(tǒng)理論(goal system theory), 目標(biāo)被劃分為焦點(diǎn)目標(biāo)與背景目標(biāo), 前者指的是被有意識(shí)地追求的目標(biāo), 后者指的是不被明確追求的目標(biāo)(Aspara et al., 2015; Chun et al., 2011)。對(duì)于能夠?qū)崿F(xiàn)一定功能效益的產(chǎn)品(如文章開頭提及的洗手液等)而言, 焦點(diǎn)目標(biāo)為產(chǎn)品功能, 背景目標(biāo)為產(chǎn)品包裝。例如, 當(dāng)消費(fèi)者選擇洗手液時(shí), 明確有意地考慮它是否能抑菌潔凈(即功能), 而對(duì)于包裝的考慮處于更不活躍的狀態(tài)。目標(biāo)專注度指的是產(chǎn)品多大程度上專注于這種焦點(diǎn)目標(biāo)(即實(shí)現(xiàn)功能性目標(biāo))。本研究提出“簡(jiǎn)單有效原理”發(fā)生的原因在于, 簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)使消費(fèi)者感知到產(chǎn)品實(shí)現(xiàn)功能性目標(biāo)的專注度更高, 進(jìn)而促進(jìn)了產(chǎn)品效能感知。盡管尚未有直接的證據(jù)說明簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)促進(jìn)目標(biāo)專注度感知, 一些間接的證據(jù)能夠?yàn)閮烧咧g的積極聯(lián)系提供支持。目標(biāo)的關(guān)聯(lián)模型(associative model)認(rèn)為, 實(shí)現(xiàn)手段與目標(biāo)之間的關(guān)聯(lián)強(qiáng)度具有工具性, 當(dāng)這種關(guān)聯(lián)強(qiáng)度越強(qiáng), 人們會(huì)認(rèn)為實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的表現(xiàn)會(huì)越好(Zhang & Tu, 2011)。由于包裝通常并不徑直指向?qū)崿F(xiàn)功能性目標(biāo), 因此包裝設(shè)計(jì)越繁雜就反而削弱了實(shí)現(xiàn)手段與目標(biāo)之間的關(guān)聯(lián)強(qiáng)度。目標(biāo)的稀釋模型(dilution model)也指出, 隨著目標(biāo)數(shù)量的增加, 實(shí)現(xiàn)工具性的感知效能反而被挫傷(Zhang et al., 2007)。有研究發(fā)現(xiàn), 具有較高環(huán)保屬性的產(chǎn)品被認(rèn)為其產(chǎn)品效能更低(Luchs et al., 2010), 環(huán)保作為產(chǎn)品構(gòu)成的重要屬性, 它的表現(xiàn)優(yōu)越反而降低了消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品使用效果的評(píng)估。包裝也是產(chǎn)品構(gòu)成的重要維度, 我們推斷當(dāng)目標(biāo)被分散到包裝上, 進(jìn)而降低對(duì)產(chǎn)品的效能評(píng)估。另外, 在產(chǎn)品捆綁銷售情境下, 消費(fèi)者需要購買的是目標(biāo)產(chǎn)品而非捆綁產(chǎn)品(如酒店消費(fèi)中目標(biāo)產(chǎn)品是酒店, 非目標(biāo)產(chǎn)品是泳池和餐廳), 他們會(huì)認(rèn)為帶有更少的非目標(biāo)產(chǎn)品的目標(biāo)產(chǎn)品價(jià)值更高(Weaver et al., 2012)。消費(fèi)者在進(jìn)行產(chǎn)品價(jià)值評(píng)估時(shí)傾向于將整個(gè)產(chǎn)品作為整體進(jìn)行評(píng)價(jià), 進(jìn)而對(duì)多維度或多屬性的產(chǎn)品采取均化處理(averaging-like process), 進(jìn)而影響產(chǎn)品價(jià)值判斷(Masuda & Nisbett,2001; Weaver et al., 2012), 因此當(dāng)包裝較為復(fù)雜時(shí), 消費(fèi)者推斷產(chǎn)品的價(jià)值也體現(xiàn)在包裝上, 降低其對(duì)產(chǎn)品功能價(jià)值的評(píng)估。這與最新的研究結(jié)論有相似之處。陳增祥等(2022)發(fā)現(xiàn)復(fù)雜產(chǎn)品比簡(jiǎn)單產(chǎn)品蘊(yùn)含了更多的“努力”線索。這些線索指向設(shè)計(jì)師在美學(xué)層面的心血、努力和才華等(Althuizen, 2021)。當(dāng)消費(fèi)者認(rèn)為產(chǎn)品在包裝上花費(fèi)更多的心血和精力, 在產(chǎn)品成本限定的條件下, 產(chǎn)品指向達(dá)成的焦點(diǎn)目標(biāo)(即產(chǎn)品功能)所需要的努力就會(huì)被分散, 繼而降低了目標(biāo)專注度感知。綜上, 正式提出：

假設(shè)2：目標(biāo)專注度在簡(jiǎn)單(vs.復(fù)雜)包裝設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能評(píng)價(jià)的影響中起中介作用。具體而言, 簡(jiǎn)單(vs.復(fù)雜)包裝設(shè)計(jì)增強(qiáng)了目標(biāo)專注度感知, 進(jìn)而提升對(duì)產(chǎn)品的效能評(píng)估。

1.3 零和信念調(diào)節(jié)包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能判斷的影響

零和信念(zero-sum beliefs)來源于零和博弈理論, 指的是個(gè)體對(duì)“雙方博弈, 一方得益必然意味著另一方損失”觀點(diǎn)的認(rèn)同程度(Kuchynka et al., 2018)。零和博弈屬于非合作性質(zhì)的博弈, 意味著在資源限定條件下, 兩方的權(quán)衡是此消彼長(zhǎng)的狀態(tài)。零和信念廣泛體現(xiàn)在競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系、種族沖突、幫助他人及社會(huì)資源分配之中(Andrews-Fearon & Davidai, 2023; Esses et al., 2001; Stefaniak et al., 2020)。從廣義上來說, 零和情境通常發(fā)生于資源有限或資源稀缺的情境下(Burleigh et al., 2017)。對(duì)于產(chǎn)品而言, 其本身的資源(生產(chǎn)成本)也是限定的。在此條件下,分配到功能屬性和審美屬性之間的資源會(huì)存在對(duì)抗的“張力” (Chernyak-Hai & Davidai, 2022; Favier et al., 2019)。如若前述目標(biāo)專注度(即產(chǎn)品有多大程度上專注于實(shí)現(xiàn)功能效益)的中介機(jī)制確實(shí)存在, 則可推斷, 視覺繁簡(jiǎn)性對(duì)產(chǎn)品效能感知的影響應(yīng)在持有較強(qiáng)零和信念的消費(fèi)者才存在。這是因?yàn)閷?duì)于這些消費(fèi)者而言, 功能屬性和審美屬性之間的資源分配是對(duì)抗性的(即分配到審美部分資源的增加會(huì)導(dǎo)致功能部分資源的減少, 反之同理), 由此產(chǎn)生了產(chǎn)品在實(shí)現(xiàn)功能效益過程中目標(biāo)專注度的不同判斷, 進(jìn)而形成不同的產(chǎn)品效能評(píng)價(jià)。然而對(duì)于持有較弱零和信念的消費(fèi)者而言, 功能屬性和審美屬性之間的資源分配不限制于“固定的蛋糕”中(Burleigh et al., 2017; Favier et al., 2019), 他們不會(huì)認(rèn)為在審美設(shè)計(jì)方面的“努力”是在功能效益方面的“懈怠” (陳增祥等, 2022), 反之同理。對(duì)于這些消費(fèi)者而言, 這種對(duì)抗性張力被弱化, 繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能感知的作用也隨之減弱。由此提出：

假設(shè)3：零和信念調(diào)節(jié)了簡(jiǎn)單(vs.復(fù)雜)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能判斷的影響。具體而言, 當(dāng)消費(fèi)者零和信念較弱時(shí), 簡(jiǎn)單(vs.復(fù)雜)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能判斷的影響會(huì)被弱化甚至消失。

2 實(shí)驗(yàn)概覽

本研究設(shè)計(jì)和實(shí)施了7個(gè)實(shí)驗(yàn)對(duì)上述假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證。實(shí)驗(yàn)1為內(nèi)隱聯(lián)想測(cè)試, 考察繁簡(jiǎn)性與效能屬性之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián), 為基礎(chǔ)效應(yīng)提供初步證據(jù)。剩余的6個(gè)實(shí)驗(yàn)為情景實(shí)驗(yàn), 且均進(jìn)行了預(yù)注冊(cè)。其中, 實(shí)驗(yàn)2A、2B和2C主要基于不同的繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)原則反復(fù)檢驗(yàn)基礎(chǔ)效應(yīng), 即簡(jiǎn)單(vs.復(fù)雜)包裝導(dǎo)致更高的產(chǎn)品效能評(píng)估, 并且還促進(jìn)了產(chǎn)品的購買意愿。3個(gè)子實(shí)驗(yàn)分別采用元素?cái)?shù)量、圖形規(guī)則性和顏色豐富度原則來設(shè)計(jì)刺激物, 且使用易耗品作為產(chǎn)品材料。實(shí)驗(yàn)3進(jìn)一步將基礎(chǔ)效應(yīng)拓展至耐用品(vs.易耗品)領(lǐng)域, 遵循“元素?cái)?shù)量的多少+元素的規(guī)則性”復(fù)合設(shè)計(jì)原則, 為繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能判斷的影響提供了解釋機(jī)制——目標(biāo)專注度。實(shí)驗(yàn)4遵循“元素的數(shù)量+元素的細(xì)節(jié)”復(fù)合設(shè)計(jì)原則, 驗(yàn)證了零和信念的調(diào)節(jié)作用。實(shí)驗(yàn)5以操縱零和信念的方式重復(fù)了實(shí)驗(yàn)4的結(jié)果, 同時(shí)驗(yàn)證了不同訴求點(diǎn)(功能性訴求vs.享樂性訴求)的邊界條件。總而言之, 7個(gè)實(shí)驗(yàn)通過變換設(shè)計(jì)原則、替換產(chǎn)品類別、更迭消費(fèi)情境來為本文的研究假設(shè)提供聚斂而穩(wěn)健的實(shí)證證據(jù)。

3 實(shí)驗(yàn)1：測(cè)試包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)與效能屬性的關(guān)聯(lián)性

3.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康呐c被試

實(shí)驗(yàn)1旨在通過內(nèi)隱聯(lián)想測(cè)試檢驗(yàn)視覺繁簡(jiǎn)性與效能屬性之間的匹配關(guān)系是否存在。內(nèi)隱聯(lián)想測(cè)試是一種基于反應(yīng)時(shí)范式的內(nèi)隱社會(huì)認(rèn)知研究方法。作為一種相對(duì)測(cè)量, 內(nèi)隱聯(lián)想測(cè)試考察某一目標(biāo)對(duì)象相對(duì)于另一目標(biāo)對(duì)象而言與某一屬性的聯(lián)結(jié)程度。通過Credamo見數(shù)平臺(tái)招募80人參與本實(shí)驗(yàn), 每位被試的報(bào)酬為14元。

3.2 實(shí)驗(yàn)材料

遵照前人的研究(Nasar, 2000; Pieters et al., 2010; 陳增祥等, 2022), 我們?cè)O(shè)計(jì)了5組共10張圖片作為視覺簡(jiǎn)單與視覺復(fù)雜的刺激物。如圖1所示, 前三組(a、b、c組)根據(jù)元素的數(shù)量來設(shè)計(jì), 后兩組(d、e組)根據(jù)圖片的色彩豐富性來設(shè)計(jì), 系列1代表簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)材料, 系列2代表復(fù)雜設(shè)計(jì)材料。為避免冷暖色調(diào)偏好帶來的誤差(Labrecque & Milne, 2012), 既有以暖色調(diào)(如粉色)為基調(diào)的圖片, 也有以冷色調(diào)(如藍(lán)色)為基調(diào)的圖片。關(guān)于效能屬性的詞匯, 設(shè)置了5組詞匯(2組二字詞匯、2組三字詞匯、1組四字詞匯)共10個(gè)詞語, 其中代表“高效”屬性的詞匯包括“有用”、“有效”、“效果好”、“功能強(qiáng)”和“成效顯著”; 代表“低效”屬性的詞匯包括“沒用”、“無效”、“效果差”、“功能弱”和“成效微弱”。

3.3 實(shí)驗(yàn)流程

被試要求必須用電腦設(shè)備來參與實(shí)驗(yàn), 他們閱讀指示：您即將進(jìn)入一個(gè)試驗(yàn), 屏幕將自動(dòng)全屏, 請(qǐng)點(diǎn)擊“繼續(xù)”開始任務(wù), 被試隨后將看到整個(gè)任務(wù)的進(jìn)度條和被告知他們將要進(jìn)行一項(xiàng)分類任務(wù)。遵循七步內(nèi)隱聯(lián)想測(cè)試步驟(Greenwald et al., 2003), 實(shí)驗(yàn)任務(wù)包括相容歸類任務(wù)與不相容歸類任務(wù)。前者指被試將視覺簡(jiǎn)單圖片和高效屬性詞匯歸為一類并按E鍵, 把視覺復(fù)雜圖片與低效屬性詞匯歸為一類并按I鍵; 后者則指被試視覺簡(jiǎn)單圖片和低效屬性詞匯歸為一類并按E鍵, 把視覺復(fù)雜圖片與高效屬性詞匯歸為一類并按I鍵。實(shí)驗(yàn)過程中步驟3和步驟4、步驟6和步驟7為重復(fù)實(shí)驗(yàn)階段, 步驟3和步驟6、步驟4和步驟7均予以分析處理。屏幕背景顏色為黑色。被試在電腦屏幕中間看到一個(gè)白色的“+”符號(hào)注視點(diǎn)(1000 ms), 目標(biāo)刺激隨即在該位置呈現(xiàn), 被試對(duì)目標(biāo)刺激進(jìn)行判斷和操作相應(yīng)的按鍵反應(yīng)。目標(biāo)刺激在被試操作按鍵反應(yīng)后即消失, 此時(shí)反應(yīng)時(shí)間與正確率會(huì)被自動(dòng)記錄。

3.4 數(shù)據(jù)處理與結(jié)果

根據(jù)IAT數(shù)據(jù)剔除和預(yù)處理方法(Greenwald et al., 2003), 首先按照以下規(guī)則對(duì)被試和反應(yīng)時(shí)進(jìn)行剔除：若被試的所有試次中反應(yīng)時(shí)低于300 ms的試次數(shù)超過10%, 則將該被試剔除; 若試次反應(yīng)時(shí)大于10000 ms, 則將該試次剔除。按照以上標(biāo)準(zhǔn), 有7名參與者因?yàn)樗性嚧沃蟹磻?yīng)時(shí)低于300 ms的試次數(shù)超過10%被剔除, 986個(gè)試次因?yàn)榉磻?yīng)時(shí)大于10000 ms被剔除, 最終共有73名參與者的10694個(gè)試次進(jìn)入后續(xù)的數(shù)據(jù)分析階段。然后對(duì)這些數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理, 用正確反應(yīng)的平均反應(yīng)時(shí)加600 ms代替每一個(gè)任務(wù)內(nèi)錯(cuò)誤反應(yīng)的反應(yīng)時(shí)。不同反應(yīng)條件下實(shí)驗(yàn)詞語和圖片的平均反應(yīng)時(shí)(ms)、正確率(%)和標(biāo)準(zhǔn)差如表1所示。

根據(jù)Greenwald等(2003)提出的改進(jìn)版IAT數(shù)據(jù)分析方法, 將步驟3 (練習(xí)階段)和步驟4 (正式階段)的數(shù)據(jù)作為相容任務(wù)的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析, 將步驟6(練習(xí)階段)和步驟7 (正式階段)的數(shù)據(jù)作為不相容任務(wù)的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析, 計(jì)算得到反應(yīng)內(nèi)隱態(tài)度傾向程度的值。對(duì)該結(jié)果進(jìn)行單樣本檢驗(yàn),D= 0.56 > 0,(72) = 17.02,< 0.001, 其中98.60%被試的值顯著大于0, 證實(shí)了視覺簡(jiǎn)單?高效屬性和視覺復(fù)雜?低效屬性之間存在內(nèi)隱聯(lián)結(jié)。

圖1 實(shí)驗(yàn)1中內(nèi)隱聯(lián)想測(cè)試屏幕出現(xiàn)的視覺刺激材料

表1 實(shí)驗(yàn)1中不同反應(yīng)條件下實(shí)驗(yàn)詞語和圖片的平均反應(yīng)時(shí)、正確率匯總表(M ± SD)

為了更直觀地展示繁簡(jiǎn)性與效能屬性的內(nèi)隱聯(lián)系, 以平均反應(yīng)時(shí)為因變量進(jìn)行重復(fù)測(cè)量方差分析, 結(jié)果表明繁簡(jiǎn)性的主效應(yīng)顯著,(1, 72) = 16.31,< 0.001, ηp2= 0.185; 效能屬性的主效應(yīng)不顯著(= 0.111)。兩者的交互作用顯著,(1, 72) = 93.56,< 0.001, ηp2= 0.565。被試對(duì)視覺簡(jiǎn)單圖片的反應(yīng)時(shí)更短(簡(jiǎn)單= 1027.82,= 30.29;復(fù)雜= 1096.05,= 35.94),(1, 72) = 16.31,< 0.001, ηp2= 0.185。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn), 相比于與視覺復(fù)雜圖片共享相同按鍵, 當(dāng)與視覺簡(jiǎn)單圖片共按鍵時(shí)被試對(duì)高效屬性詞的反應(yīng)時(shí)更短(簡(jiǎn)單= 827.91,= 20.38;復(fù)雜=1227.75,= 47.01),(1, 72) = 84.93,< 0.001, ηp2= 0.541; 相比于視覺簡(jiǎn)單圖片共享相同按鍵, 當(dāng)與視覺復(fù)雜圖片共按鍵時(shí)被試對(duì)低效屬性詞的反應(yīng)時(shí)更短(簡(jiǎn)單= 1874.84,= 54.72;復(fù)雜= 917.26,= 22.46)(1, 72) = 75.03,< 0.001, ηp2= 0.510。同時(shí), 以平均正確率為因變量進(jìn)行類似分析, 發(fā)現(xiàn)繁簡(jiǎn)性的主效應(yīng)顯著,(1, 72) = 25.59,< 0.001, ηp2= 0.262; 且被試對(duì)視覺簡(jiǎn)單圖片的正確率更高(簡(jiǎn)單= 0.94,= 0.009;復(fù)雜= 0.87,= 0.015,< 0.001, ηp2= 0.262)。兩者的交互作用顯著,(1, 72) = 5.95,= 0.017, ηp2= 0.076。進(jìn)一步分解發(fā)現(xiàn), 相比于與視覺復(fù)雜圖片共享相同按鍵, 當(dāng)與視覺簡(jiǎn)單圖片共按鍵時(shí), 被試對(duì)高效屬性詞的反應(yīng)正確率更高(簡(jiǎn)單= 0.97,= 0.006;復(fù)雜= 0.92,= 0.016),(1, 72) = 28.64,< 0.001, ηp2= 0.285。相比于與視覺簡(jiǎn)單圖片共享相同按鍵, 當(dāng)與視覺復(fù)雜圖片共按鍵時(shí)被試對(duì)低效屬性詞的反應(yīng)正確率更高(簡(jiǎn)單= 0.86,= 0.019;復(fù)雜= 0.88,= 0.013),(1, 72) = 3.09,= 0.083, ηp2= 0.041。上述結(jié)果再次說明在個(gè)體的社會(huì)認(rèn)知中, 簡(jiǎn)單與高效屬性聯(lián)系更緊密, 而復(fù)雜與低效屬性聯(lián)系更緊密。

3.5 效價(jià)匹配可能性的排除

為排除效價(jià)匹配的可能性, 即“簡(jiǎn)單元素相較于復(fù)雜元素具有更積極的效價(jià), 簡(jiǎn)單元素與高效屬性詞、復(fù)雜元素與低效屬性詞之間的效價(jià)匹配”對(duì)IAT實(shí)驗(yàn)中的結(jié)果的解釋, 我們招募84名來自Credamo平臺(tái)的被試(age= 31.75歲,= 8.36歲; 女性65.5%)對(duì)IAT實(shí)驗(yàn)中使用的詞匯和圖片進(jìn)行打分。對(duì)于詞匯效價(jià)評(píng)估, 題目為“若使用以下詞匯描述某產(chǎn)品, 那么這種描述是正面的還是負(fù)面的？” 對(duì)于圖片效價(jià)評(píng)估, 題目為“若某產(chǎn)品的包裝具有以下視覺元素, 那么這種視覺元素是正面的還負(fù)面的？” (1 = 非常負(fù)面, 7 = 非常正面; Luchs et al., 2010)。分析結(jié)果顯示, 描述產(chǎn)品“高效”的屬性詞所獲得的效價(jià)平均分顯著高于描述“低效”的屬性詞(高效= 6.11,= 0.59;低效= 2.03,= 0.90;(83) = 27.28,< 0.001,= 5.99), 而屬于“簡(jiǎn)單”和“復(fù)雜”類別的視覺元素所獲得的效價(jià)平均分無顯著差異(簡(jiǎn)單= 4.89,= 0.56;復(fù)雜= 4.84,= 0.64;(83) = 1.03,= 0.31)。因此, 簡(jiǎn)單與高效屬性、復(fù)雜與低效屬性之間存在的內(nèi)隱聯(lián)結(jié)并非源于效價(jià)匹配。

實(shí)驗(yàn)1通過內(nèi)隱聯(lián)想測(cè)驗(yàn)證實(shí)了包裝繁簡(jiǎn)性與效能屬性之間存在內(nèi)在關(guān)聯(lián), 包裝簡(jiǎn)單與高效屬性、包裝復(fù)雜與低效屬性存在較強(qiáng)的匹配關(guān)系。然而, 內(nèi)隱聯(lián)想測(cè)驗(yàn)僅能測(cè)量聯(lián)想的互補(bǔ)對(duì)之間的相關(guān)程度, 而非單個(gè)聯(lián)想的絕對(duì)程度, 無法驗(yàn)證因果關(guān)系。為彌補(bǔ)此不足, 接下來將采用情景實(shí)驗(yàn)研究的方式, 進(jìn)一步檢驗(yàn)包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能感知的影響。

4 實(shí)驗(yàn)2A：驗(yàn)證包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能判斷的影響

4.1 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與目的

實(shí)驗(yàn)2A為預(yù)注冊(cè)實(shí)驗(yàn), 采用單因子(繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì): 無裝飾vs.簡(jiǎn)單vs.中等vs.復(fù)雜)被試間因子設(shè)計(jì), 旨在為繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能評(píng)價(jià)的影響(即假設(shè)1)。

4.2 實(shí)驗(yàn)程序與刺激物

在亞馬遜MTurk平臺(tái)招募了300名被試參與實(shí)驗(yàn)2A。首先, 所有被試簽署實(shí)驗(yàn)知情同意書, 選擇同意后方能進(jìn)入正式實(shí)驗(yàn)。我們告知被試專家建議為了保持個(gè)人衛(wèi)生, 須配合洗手液勤洗手。隨后, 被試被告知Yecool (虛擬品牌)正在推銷一款洗手液, 并呈現(xiàn)相應(yīng)的產(chǎn)品圖片(見圖2)。遵循“元素的數(shù)量”設(shè)計(jì)原則, 選擇洗手液作為產(chǎn)品類別, 分別形成了無裝飾性元素組、簡(jiǎn)單組、中等組和復(fù)雜組刺激物(Su et al., 2019; 陳增祥等, 2022)。為保證被試有足夠的時(shí)間對(duì)洗手液外觀進(jìn)行線索推斷, 設(shè)置最短瀏覽時(shí)長(zhǎng)20秒后方能跳轉(zhuǎn)至下一頁。然后, 被試要求評(píng)估產(chǎn)品效能作為因變量指標(biāo)：“您認(rèn)為這款洗手液能多大程度上幫助您清潔雙手” (1 = 完全沒幫助, 7 = 非常有幫助) (= 0.60,< 0.001; Vanbergen et al., 2020)。隨后, 設(shè)置一道注意力檢測(cè)題目, 強(qiáng)制要求被試選擇第三個(gè)選項(xiàng)。作為操縱檢驗(yàn)題目, 被試評(píng)估對(duì)洗手液包裝的簡(jiǎn)單性(1 = 非常復(fù)雜, 7 = 非常簡(jiǎn)單; Favier et al., 2019)。有研究表明更多的留白給消費(fèi)者傳遞一種公司在“燒錢”的信號(hào), 消費(fèi)者據(jù)此判斷公司規(guī)模較大, 繼而提升了產(chǎn)品態(tài)度和品牌態(tài)度(Pracejus et al., 2013)。我們考慮元素多寡原則的使用會(huì)產(chǎn)生類似的效應(yīng), 可能會(huì)對(duì)研究結(jié)論造成混淆影響, 于是也測(cè)量了被試對(duì)公司規(guī)模的推斷：“您認(rèn)為Yecool品牌所在的企業(yè)的規(guī)模有多大” (1 = 非常小, 7 = 非常大; Pracejus et al., 2013)。此外, 還測(cè)量了被試的積極情緒(開心/輕松/興奮;= 0.78)和消極情緒(緊張/難過/焦慮;= 0.84)以及產(chǎn)品的美觀程度作為控制變量(1 = 完全不, 7 = 非常如此; Chen et al., 2021; Sevilla & Meyer, 2020)。最后, 被試提供性別和年齡, 領(lǐng)取實(shí)驗(yàn)報(bào)酬(0.2美元/約1.41元)。

4.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

樣本篩查。剔除注意力測(cè)試未通過的39人, 得到261份有效問卷(age= 33.99歲,= 11.00歲; 男性61.6%)。采用G*Power 3.1軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力計(jì)算(Faul et al., 2009)：當(dāng)組數(shù)為4、效應(yīng)量()為0.25、顯著性水平為0.05, Power值等于0.94, 超過基本水平0.80, 故剩余的有效問卷具有統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。

操縱檢驗(yàn)。以包裝簡(jiǎn)單程度為因變量的分析結(jié)果顯示, 繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)的主效應(yīng)顯著,(3, 257) = 9.81,< 0.001, ηp2= 0.103：無裝飾組(= 5.97,= 0.96)對(duì)比中等復(fù)雜組(= 5.57,= 0.78;= 0.011)以及復(fù)雜組(= 5.22,= 0.98;< 0.001)簡(jiǎn)單程度更高; 簡(jiǎn)單組(= 5.91,= 0.84)對(duì)比中等復(fù)雜組(= 0.033)以及復(fù)雜組(< 0.001)簡(jiǎn)單程度更高; 中等復(fù)雜組比復(fù)雜組簡(jiǎn)單程度更高(= 0.027); 無裝飾組與簡(jiǎn)單組無顯著差異(= 0.69), 故操縱有效。

基礎(chǔ)效應(yīng)。以產(chǎn)品效能為因變量, 以感知企業(yè)規(guī)模、積極情緒、消極情緒、美觀程度、性別、年齡作為控制變量, 數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)的主效應(yīng)顯著,(3, 251) = 13.72,< 0.001, ηp2= 0.141。進(jìn)行事后分析發(fā)現(xiàn), 無裝飾組(= 6.07,= 0.72)對(duì)比中等復(fù)雜組(= 5.56,= 0.64;< 0.001)及復(fù)雜組(= 5.22,= 1.00;< 0.001)的產(chǎn)品效能感知更高; 簡(jiǎn)單組(= 5.86,= 0.91)對(duì)比中等復(fù)雜組(= 0.036)及復(fù)雜組(< 0.001)的產(chǎn)品效能感知更高; 中等復(fù)雜組比復(fù)雜組產(chǎn)品效能感知更高(= 0.023); 無裝飾組對(duì)比簡(jiǎn)單組的產(chǎn)品效能感知無顯著差異(= 0.14)。上述結(jié)果支持假設(shè)1。此外, 在感知企業(yè)規(guī)模上, 四組被試的打分無顯著差異(= 0.79)。雖然這個(gè)發(fā)現(xiàn)和Pracejus等(2013)的研究從表面上看有一定出入, 但其實(shí)在情理之中, 原因在于, 本實(shí)驗(yàn)簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)的載體為產(chǎn)品, Pracejus等(2013)的載體為廣告, 洗手液本身瓶身就小, 因而被試也無法就此推定企業(yè)規(guī)模。

圖2 實(shí)驗(yàn)2A中洗手液的無裝飾組(a), 簡(jiǎn)單組(b), 中等組(c)與復(fù)雜組(d)刺激物

4.4 實(shí)驗(yàn)小結(jié)

實(shí)驗(yàn)2A以情景實(shí)驗(yàn)的方式檢驗(yàn)了繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能評(píng)估之間的因果關(guān)系, 為假設(shè)1提供了數(shù)據(jù)支持。與預(yù)期一致, 相比于復(fù)雜設(shè)計(jì)的產(chǎn)品, 被試認(rèn)為簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)的產(chǎn)品能發(fā)揮更強(qiáng)的作用, 即產(chǎn)品效能更高。同時(shí), 實(shí)驗(yàn)2A還排除了感知企業(yè)規(guī)模、情緒和產(chǎn)品美觀程度及人口統(tǒng)計(jì)變量對(duì)研究結(jié)論的影響。該實(shí)驗(yàn)存在以下不足：一方面, 本實(shí)驗(yàn)的刺激物遵循的是“元素的數(shù)量”的設(shè)計(jì)原則, 此原則的使用會(huì)讓簡(jiǎn)單組的材料出現(xiàn)了更多留白, 而留白其實(shí)也能影響消費(fèi)者的判斷(Pracejus et al., 2013; Sharma & Monahan, 2019)。為此, 實(shí)驗(yàn)2B將遵循“元素的規(guī)則性”來說明是繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)。這一設(shè)計(jì)原則保持簡(jiǎn)單組和復(fù)雜組圖像元素所占用的面積一樣(留白面積相同), 不同的是圖形的規(guī)則程度。另一方面, 本實(shí)驗(yàn)使用的產(chǎn)品為洗手液, 是非藥類產(chǎn)品, 繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能感知的影響是否在藥類產(chǎn)品中也同樣存在？藥品作為一種特殊的產(chǎn)品, 其效能感知更大程度上決定了購買行為(Kramer et al., 2012)。鑒于此, 有必要將基礎(chǔ)效應(yīng)置于藥類產(chǎn)品消費(fèi)情境進(jìn)行檢驗(yàn)。

5 實(shí)驗(yàn)2B：重復(fù)驗(yàn)證包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能判斷的影響

5.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康呐c設(shè)計(jì)

作為實(shí)驗(yàn)2A的平行補(bǔ)充實(shí)驗(yàn), 實(shí)驗(yàn)2B目的主要有二：一是將繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能判斷的影響拓展至藥品這一特殊產(chǎn)品中, 在復(fù)現(xiàn)基礎(chǔ)效應(yīng)的同時(shí), 增強(qiáng)研究結(jié)論普適性; 二是變更繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)原則, 采用圖形規(guī)則性來操縱繁簡(jiǎn)性, 以佐證并非留白而是簡(jiǎn)單性引發(fā)效應(yīng)。對(duì)該實(shí)驗(yàn)進(jìn)行預(yù)注冊(cè), 采用單因子(繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì): 簡(jiǎn)單vs.復(fù)雜)組間因子設(shè)計(jì)。

5.2 實(shí)驗(yàn)刺激物與流程

實(shí)驗(yàn)刺激物的產(chǎn)品選定為口腔潰瘍貼片, 主要原因是口腔潰瘍是人們經(jīng)常經(jīng)歷的身體異常反應(yīng), 且該藥片是非處方藥, 消費(fèi)者可自行在藥店購買。結(jié)合市面上真實(shí)存在的該類藥品的包裝, 設(shè)計(jì)了兩組名為 “意舒康” (虛擬品牌名稱)的貼片。根據(jù)元素規(guī)則性原則, 簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)組的圖形是規(guī)則的(被試能說出常規(guī)形狀, 如長(zhǎng)方形), 復(fù)雜設(shè)計(jì)的圖形是不規(guī)則的(被試不能說出具體形狀), 兩者的留白面積相近, 圖形部分顏色也保持相同(見圖3)。

實(shí)驗(yàn)2B在Credamo見數(shù)平臺(tái)上實(shí)施, 共280位被試參與了該實(shí)驗(yàn)。在簽署實(shí)驗(yàn)知情同意書后, 被試被隨機(jī)分配到兩個(gè)實(shí)驗(yàn)組中。兩組的指導(dǎo)語相同：請(qǐng)想象您最近深受口腔潰瘍之苦, 藥店有一款專門緩解口腔潰瘍的非處方藥——意舒康。隨后, 分別給被試呈現(xiàn)不同的藥品：簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)組的被試看到圖形較有規(guī)則的產(chǎn)品外觀, 復(fù)雜設(shè)計(jì)組的被試看到圖形較不規(guī)則的產(chǎn)品外觀。作為操縱檢驗(yàn), 被試就其感知的產(chǎn)品視覺復(fù)雜程度進(jìn)行評(píng)價(jià)(1 = 非常簡(jiǎn)單, 7 = 非常復(fù)雜; Kusumasondjaja & Tjiptono, 2019)。緊接著, 被試完成產(chǎn)品效能的評(píng)估, 包括“你認(rèn)為這款藥對(duì)你的口腔潰瘍的治療效果如何” (1 = 效果非常不好, 7 = 效果非常好); “您認(rèn)為用了這款口腔潰瘍貼片后, 您的口腔恢復(fù)速度如何” (1 = 非常慢, 7 = 非?？?以及“您認(rèn)為這款口腔潰瘍貼片對(duì)您治療口腔潰瘍的幫助有多大” (1 = 完全沒幫助, 7 = 非常有幫助)三道題目(α = 0.70; Chae et al., 2013)。由于藥品是特殊的產(chǎn)品, 其安全性和副作用是影響使用藥品的重要影響因素, 故本實(shí)驗(yàn)還測(cè)量了被試對(duì)該藥品所感知的安全性(“請(qǐng)您給這款口腔潰瘍貼片的安全性打分”, 1 = 非常低, 7 = 非常高)和副作用(“您認(rèn)為這款口腔潰瘍貼片的副作用如何”, 1 = 沒有副作用, 7 = 很大副作用)作為控制因素(Ismail & Mokhtar, 2015; Kramer et al., 2012; Sivanathan & Kakkar, 2017)。同時(shí), 考慮到排列的不規(guī)則形可能導(dǎo)致人們產(chǎn)生創(chuàng)意性感知, 我們也測(cè)量了被試對(duì)產(chǎn)品包裝的感知?jiǎng)?chuàng)意性(1 = 很低, 7 = 很高; Dion et al., 2014)。然后, 被試回答一道操縱檢驗(yàn)題目作為篩查樣本的依據(jù)。最后, 被試報(bào)告了基本人口信息, 并對(duì)實(shí)驗(yàn)?zāi)康倪M(jìn)行了猜測(cè), 領(lǐng)取實(shí)驗(yàn)報(bào)酬(每人1元)。

圖3 實(shí)驗(yàn)2B中口腔潰瘍貼片的簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)(a)與復(fù)雜設(shè)計(jì)(b)刺激材料

5.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

樣本篩查。質(zhì)詢發(fā)現(xiàn)僅有1人猜出實(shí)驗(yàn)?zāi)康? 加之注意力測(cè)試未通過有20人, 剩余259份有效問卷(age= 30.66歲,= 7.94歲; 女性62.9%; 簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)組129人, 復(fù)雜設(shè)計(jì)組30人)。G*Power計(jì)算結(jié)果顯示, 當(dāng)組數(shù)為2、效應(yīng)量()為0.25、顯著性水平為0.05時(shí), 樣本量為259的Power值為0.98, 具有統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。

操縱檢驗(yàn)。以產(chǎn)品的視覺復(fù)雜程度為因變量進(jìn)行單因素方差分析。結(jié)果顯示, 相比于簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)組(= 3.02,= 1.26), 復(fù)雜設(shè)計(jì)組的被試認(rèn)為產(chǎn)品的復(fù)雜程度更高(= 3.45,= 1.47;(1, 257) = 6.54,= 0.011, ηp2= 0.025), 實(shí)驗(yàn)刺激物操縱成功。

基礎(chǔ)效應(yīng)。計(jì)算產(chǎn)品效能的3道題目的平均值生成因變量指標(biāo), 以繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)為自變量, 以藥品安全性、包裝創(chuàng)意性、感知產(chǎn)品副作用、性別、年齡、月收入水平作為協(xié)變量納入分析, 結(jié)果表明, 相比于復(fù)雜設(shè)計(jì)組(= 5.20,= 0.90), 簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)組的被試認(rèn)為口腔潰瘍貼片的效果更強(qiáng)(= 5.60,= 1.03;(1, 251) = 6.49,= 0.011, ηp2= 0.025), 再次為假設(shè)1提供了數(shù)據(jù)支持, 且藥品安全性和副作用、包裝創(chuàng)意性和人口變量并未稀釋基礎(chǔ)效應(yīng)。

5.4 實(shí)驗(yàn)討論

實(shí)驗(yàn)2B對(duì)主效應(yīng)的適用范圍進(jìn)行了進(jìn)一步的擴(kuò)充和細(xì)化, 結(jié)果重復(fù)了實(shí)驗(yàn)2A的結(jié)論, 即繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能評(píng)價(jià)的影響也存在于藥類產(chǎn)品中。同時(shí), 實(shí)驗(yàn)2B運(yùn)用不同的繁簡(jiǎn)性設(shè)計(jì)原則, 證實(shí)了簡(jiǎn)單(vs.復(fù)雜)設(shè)計(jì)促使被試對(duì)產(chǎn)品產(chǎn)生更高的效能評(píng)估。另外, 該實(shí)驗(yàn)還彌補(bǔ)了實(shí)驗(yàn)1A在變量控制上的不足, 排除了藥品安全性、副作用和包裝創(chuàng)意性以及人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量對(duì)基礎(chǔ)效應(yīng)的潛在影響。

6 實(shí)驗(yàn)2C：重復(fù)驗(yàn)證包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能判斷的影響

6.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康呐c設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)2C在上一個(gè)實(shí)驗(yàn)材料的基礎(chǔ)上, 通過改變顏色豐富程度重復(fù)驗(yàn)證基礎(chǔ)效應(yīng)。同時(shí), 增加了下游變量——購買意愿的測(cè)量, 采用單因子(繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì): 簡(jiǎn)單vs.復(fù)雜)組間設(shè)計(jì)。

6.2 實(shí)驗(yàn)步驟

進(jìn)行預(yù)注冊(cè)后, 來自Credamo見數(shù)平臺(tái)的250名被試參與了實(shí)驗(yàn)2C。被試簽署了實(shí)驗(yàn)知情同意書。和實(shí)驗(yàn)2B一樣, 該實(shí)驗(yàn)也是關(guān)于緩解口腔潰瘍的非處方藥(意舒康)。考慮到口腔潰瘍有一定的自愈性質(zhì), 先測(cè)量了被試對(duì)該疾病的干預(yù)必要性(“當(dāng)發(fā)生口腔潰瘍后, 您認(rèn)為多大程度上需要對(duì)此疾病進(jìn)行藥物干預(yù)？”1 = 完全沒必要, 7 = 非常有必要)作為控制變量。隨后, 被試被隨機(jī)分配到簡(jiǎn)單組或復(fù)雜組。如圖4, 簡(jiǎn)單組只有兩種顏色, 而復(fù)雜組有四種顏色, 同時(shí)簡(jiǎn)單組兩種顏色差異范圍更小, 而復(fù)雜組四種顏色差異范圍更大, 進(jìn)而從顏色數(shù)量和顏色差異操控了顏色豐富度(Orth &Wirtz, 2014)。作為操縱檢驗(yàn)題目, 被試匯報(bào)包裝的簡(jiǎn)單程度(1 =非常復(fù)雜, 7 = 非常簡(jiǎn)單; Chen et al., 2022)。接著, 被試評(píng)估產(chǎn)品效能(“您認(rèn)為這款藥品對(duì)您的口腔潰瘍的治療效果如何？” 1 = 效果非常不好, 7 = 效果非常好)和購買意愿(“您購買這款藥品的意愿有多強(qiáng)？” 1 = 非常弱, 7 = 非常強(qiáng))作為本實(shí)驗(yàn)的因變量。隨后插入一道注意力檢測(cè)題目, 強(qiáng)制被試在喜歡的水果中選擇車?yán)遄舆x項(xiàng)。同時(shí), 還測(cè)量了包裝美觀程度(“您認(rèn)為這款產(chǎn)品的包裝好看嗎” 1 = 一點(diǎn)也不好看, 7 = 非常好看)和產(chǎn)品可靠性(“您認(rèn)為這款產(chǎn)品可靠嗎？” 1 = 一點(diǎn)也不可靠, 7 = 非?？煽? Dugan et al., 2005)作為控制變量。最后, 質(zhì)詢被試是否知曉實(shí)驗(yàn)?zāi)康? 收集人口信息并發(fā)放報(bào)酬(每人1元)。

6.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

樣本篩查。28人注意力檢測(cè)未通過, 無被試猜出實(shí)驗(yàn)?zāi)康? 獲得222份有效問卷(age= 29.46歲,= 8.47歲; 女性61.7%; 簡(jiǎn)單組119人, 復(fù)雜組103人)。G*Power 3.1計(jì)算選擇單因素分析, 當(dāng)組數(shù)為2、效應(yīng)量()為0.25、顯著性水平為0.05時(shí), 樣本量為222的Power值等于0.96, 超過基本水平0.80, 具有統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。

圖4 實(shí)驗(yàn)2C中口腔潰瘍貼片的簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)(a)與復(fù)雜設(shè)計(jì)(b)刺激材料

操縱檢驗(yàn)。以包裝簡(jiǎn)單程度為因變量的分析結(jié)果顯示, 相比于復(fù)雜設(shè)計(jì)組(= 5.20,= 1.28), 簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)組的被試認(rèn)為產(chǎn)品的簡(jiǎn)單程度更高(= 5.88,= 0.76;(1, 220) = 23.79,< 0.001, ηp2= 0.098), 故實(shí)驗(yàn)刺激物操縱有效。

基礎(chǔ)效應(yīng)。計(jì)算產(chǎn)品效能的3道題目的平均值生成因變量指標(biāo), 將感知疾病干預(yù)必要性、包裝美觀程度、產(chǎn)品可靠性、性別和年齡作為協(xié)變量納入分析, 結(jié)果顯示, 相比于復(fù)雜設(shè)計(jì)組(= 5.05,= 0.86), 簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)組的被試(= 5.85,= 0.82)認(rèn)為藥品的作用效果更佳,(1, 216) = 14.26,< 0.001, ηp2= 0.062。同時(shí), 以購買意愿為因變量進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn), 相比于復(fù)雜設(shè)計(jì)組(= 4.79,= 1.18),簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)組的被試(= 5.80,= 1.02)購買藥品的意愿更強(qiáng),(1, 216) = 29.03,< 0.001, ηp2= 0.118。以上結(jié)果重復(fù)了實(shí)驗(yàn)2A和實(shí)驗(yàn)2B的結(jié)論, 且發(fā)現(xiàn)主效應(yīng)進(jìn)一步影響了下游變量購買意愿。此外, 采用PROCESS模型4 (Bootstrapping 5000次; Hayes, 2013), 以感知產(chǎn)品效能為中介變量, 以購買意愿為因變量進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn), 感知產(chǎn)品效能在繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)購買意愿的影響中起顯著的中介作用(非直接路徑效應(yīng) = ?0.3561,= 0.0925, 95% CI: [?0.5621, ?0.1926])。

6.4 實(shí)驗(yàn)小結(jié)

實(shí)驗(yàn)2C證實(shí)了簡(jiǎn)單的包裝設(shè)計(jì)會(huì)促進(jìn)被試對(duì)產(chǎn)品效能的評(píng)估, 并促進(jìn)購買意愿。至此, 實(shí)驗(yàn)2以3個(gè)子實(shí)驗(yàn)反復(fù)驗(yàn)證了本研究基礎(chǔ)效應(yīng), 我們進(jìn)一步思考：第一, 現(xiàn)實(shí)生活中產(chǎn)品設(shè)計(jì)的繁簡(jiǎn)性往往并不會(huì)只使用單一原則, 而可能多種原則并列使用(Pieters et al., 2010), 故有必要在實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景中引入復(fù)合原則設(shè)計(jì)的刺激物, 增強(qiáng)實(shí)際操作意義。第二, 實(shí)驗(yàn)2A、2B和2C所使用的產(chǎn)品均為易耗品, 即每次使用均造成損耗。耐用品可多次重復(fù)使用, 那么人們對(duì)耐用品效能判斷是否也存在“簡(jiǎn)單有效”定律？實(shí)驗(yàn)3將更換產(chǎn)品類別, 采用電子按摩儀作為刺激物。第三, 包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能感知的影響機(jī)制也有待進(jìn)一步揭示。

7 實(shí)驗(yàn)3：驗(yàn)證目標(biāo)專注度的中介效應(yīng)

7.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康呐c設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)3旨在為繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能判斷的影響提供內(nèi)在解釋機(jī)制, 并在耐用品領(lǐng)域復(fù)證本文的基礎(chǔ)效應(yīng)。我們預(yù)期簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)的產(chǎn)品使被試產(chǎn)生更高的目標(biāo)專注度感知, 進(jìn)而提高對(duì)產(chǎn)品效能的評(píng)估。實(shí)驗(yàn)采用單因子(繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì): 簡(jiǎn)單vs.復(fù)雜)被試間因子設(shè)計(jì)。

7.2 實(shí)驗(yàn)流程

對(duì)實(shí)驗(yàn)3進(jìn)行了預(yù)注冊(cè)后, 在亞馬遜MTurk招募280名被試, 要求簽署知情同意書(可選擇拒絕)。作為封面故事, 告知被試將完成兩個(gè)不相關(guān)的調(diào)查：一個(gè)是健康服務(wù)中心對(duì)現(xiàn)代人頸椎問題的調(diào)研, 另一個(gè)是一家公司想推出新產(chǎn)品的前期調(diào)研。被試首先匯報(bào)了他們多大程度上受到頸部問題的困擾(1 = 完全不, 7 = 非常如此)與他們伏案工作的強(qiáng)度(1 = 很低, 7 = 很高)。接著, 告知被試即將進(jìn)入另一個(gè)關(guān)于消費(fèi)者洞察的調(diào)研任務(wù)。被隨機(jī)分配到簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)或復(fù)雜設(shè)計(jì)2個(gè)實(shí)驗(yàn)組中。簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)組的被試瀏覽設(shè)計(jì)較為簡(jiǎn)單的電子按摩儀包裝, 復(fù)雜設(shè)計(jì)組的被試瀏覽設(shè)計(jì)較為復(fù)雜的電子按摩儀包裝(如圖5所示)。緊接著, 被試評(píng)估所看到的電子按摩儀的產(chǎn)品效能, 包括“您認(rèn)為這款電子按摩儀多大程度上是有效的(1 = 完全無效, 7 = 非常有效)”, “您覺得這款電子按摩儀多大程度上能解決脖子不舒服的問題(1 = 完全不能解決, 7 = 完全能解決)”以及“您認(rèn)為這款電子按摩儀多大程度上幫助您放松頸部肌肉(1 = 完全沒用, 7 = 非常有用)” (= 0.704; Ilyuk & Block, 2016; Vanbergen et al., 2020)。被試隨后匯報(bào)了產(chǎn)品包裝設(shè)計(jì)的簡(jiǎn)單程度作為操縱檢驗(yàn)題目(1 = 非常復(fù)雜, 7 = 非常簡(jiǎn)單; Favier et al., 2019)。為了檢驗(yàn)前文提出的解釋機(jī)制, 我們還測(cè)量了目標(biāo)專注度感知：“這款電子按摩儀的目標(biāo)聚焦于解決功能性問題, 對(duì)此您” (1 = 完全不同意, 7 =非常同意; Chun et al., 2011)。隨后, 被試回答一道強(qiáng)制選擇最后一個(gè)選項(xiàng)的題目作為注意力檢測(cè)題目。除了驗(yàn)證目標(biāo)專注度的中介機(jī)制, 本文還考慮了一些替代性解釋：首先, 極簡(jiǎn)主義設(shè)計(jì)近年來受到許多消費(fèi)者的追捧, 因此簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)可能代表了大眾選擇(陳斯允等, 2022)。被試是否是因?yàn)楹?jiǎn)單包裝受到更多人的“背書”, 進(jìn)而更相信產(chǎn)品帶來的積極效果？其次, 研究發(fā)現(xiàn)香檳酒簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)促進(jìn)品牌個(gè)性中的成功感知和可靠性感知(Favier et al., 2019), 是否有可能是這類品牌感知導(dǎo)致人們覺得產(chǎn)品有效？其三, 被試處理簡(jiǎn)單比復(fù)雜的設(shè)計(jì)具有更高的流暢性(Orth & Wirtz, 2014)。是否因?yàn)檫@種由簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)引發(fā)的感知流暢性導(dǎo)致消費(fèi)者更有可能想象產(chǎn)品的效能？綜上, 本實(shí)驗(yàn)將測(cè)量受歡迎程度(“您認(rèn)為這款產(chǎn)品包裝設(shè)計(jì)有多受歡迎”)、品牌成功感知(“您多大程度上認(rèn)為該品牌是成功的”)、品牌可靠性感知(“您認(rèn)為該品牌可靠嗎？”)以及感知流暢性(“您在看剛才的產(chǎn)品的時(shí)候覺得多容易理解”)作為替代性解釋進(jìn)行測(cè)量(1 = 完全不, 7 = 非常如此; Chen et al., 2021; Dugan et al., 2005; Favier et al., 2019; Vanbergen et al., 2020)。最后, 被試提供基本人口信息, 并領(lǐng)取實(shí)驗(yàn)報(bào)酬(0.25美元/約1.81元)。

圖5 實(shí)驗(yàn)3中電子頸部按摩儀的復(fù)雜設(shè)計(jì)(a)與簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)(b)包裝盒

7.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

樣本篩查。16人注意力檢測(cè)未通過, 無被試猜出實(shí)驗(yàn)?zāi)康? 獲得264份有效問卷(age= 34.42歲,= 10.78歲; 男性63.6%; 簡(jiǎn)單組131人, 復(fù)雜組133人)。G*Power 3.1計(jì)算選擇單因素分析, 當(dāng)組數(shù)為2、效應(yīng)量()為0.25、顯著性水平為0.05時(shí), 樣本量為264的Power值等于0.98, 具有統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。

操縱檢驗(yàn)。以產(chǎn)品簡(jiǎn)單程度為因變量的分析結(jié)果顯示, 相比于復(fù)雜設(shè)計(jì)組(= 5.36,= 1.03), 簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)組的被試認(rèn)為包裝的簡(jiǎn)單程度更高(= 5.63,= 0.93;(1, 262) = 4.80,= 0.029, ηp2= 0.018), 產(chǎn)品刺激物操縱有效。

基礎(chǔ)效應(yīng)。計(jì)算產(chǎn)品效能的3道題目的平均值生成因變量指標(biāo), 將頸部問題的嚴(yán)重程度、伏案工作強(qiáng)度、性別和年齡作為協(xié)變量納入分析, 結(jié)果表明相比于復(fù)雜設(shè)計(jì)組(= 5.38,= 0.86), 簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)組的被試(= 5.59,= 0.68)認(rèn)為電子按摩儀的作用效果更佳,(1, 258) = 4.68,= 0.031, ηp2= 0.018。以上結(jié)果再次為假設(shè)1提供了數(shù)據(jù)支持。

中介檢驗(yàn)。以繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)為自變量, 目標(biāo)專注度為因變量的方差分析結(jié)果顯示, 相比于復(fù)雜設(shè)計(jì)組(= 5.26,= 0.96), 簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)組的被試認(rèn)為電子按摩儀的目標(biāo)專注度更高(= 5.51,= 0.82;(1, 262) = 5.06,= 0.025, ηp2= 0.019)。以繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)作為自變量, 目標(biāo)專注度及4個(gè)替代性解釋變量同時(shí)作為中介變量, 產(chǎn)品效能感知作為結(jié)果變量一起代入中介檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?Model 4, Bootstrapping 5000次; Hayes, 2013)中進(jìn)行分析。結(jié)果顯示, 目標(biāo)專注度對(duì)產(chǎn)品效能感知具有顯著的正向影響(β = 0.35,= 0.04,= 8.41,< 0.001, 95% CI: [0.2685, 0.4327])。目標(biāo)專注度在繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能的影響中的中介路徑顯著(非直接路徑效應(yīng) = ?0.09,= 0.05, 95% CI: [?0.2037, ?0.0084])。因此目標(biāo)專注度中介了繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能判斷的影響, 假設(shè)2得證。另外, 替代性解釋變量, 即感知受歡迎程度(非直接路徑效應(yīng) = ?0.02,= 0.02, 95% CI: [?0.0658, 0.0185])、感知品牌成功(非直接路徑效應(yīng) = ?0.01,= 0.02, 95% CI: [?0.0507, 0.0223])、感知品牌可靠性(非直接路徑效應(yīng) = ?0.03,= 0.02, 95% CI: [?0.0679, 0.0048])以及感知流暢性(非直接路徑效應(yīng) = ?0.02,= 0.01, 95% CI: [?0.0466, 0.0043])的間接效應(yīng)均未達(dá)到顯著性水平。

7.4 實(shí)驗(yàn)小結(jié)

實(shí)驗(yàn)3在耐用品領(lǐng)域證實(shí)了目標(biāo)專注度機(jī)制的成立, 即目標(biāo)專注度的提高是簡(jiǎn)單包裝設(shè)計(jì)促使產(chǎn)品效能感知的內(nèi)在原因(假設(shè)2)。同時(shí), 實(shí)驗(yàn)3還排除了感知受歡迎程度、品牌成功和可靠性感知以及感知流暢性的替代性解釋作用。此外, 肩頸問題的嚴(yán)重程度和伏案工作強(qiáng)度不會(huì)影響主效應(yīng)的穩(wěn)健性。至此, 前幾個(gè)實(shí)驗(yàn)均聚合地證實(shí)了簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)促進(jìn)產(chǎn)品效能感知, 這種效應(yīng)不可能在任何情境下都會(huì)發(fā)生, 那么有效的邊界條件是什么呢？回溯前文推導(dǎo), 高目標(biāo)專注度意味著產(chǎn)品高度指向其功能而非裝飾性的包裝, 若如此, 當(dāng)消費(fèi)者認(rèn)為兩者之間可以同生共存而不是此消彼長(zhǎng)時(shí), 這種權(quán)衡對(duì)抗的張力也會(huì)隨之消失。于是, 實(shí)驗(yàn)4引入與此相關(guān)的零和信念作為邊界條件進(jìn)行檢驗(yàn)。此外, 實(shí)驗(yàn)4還有以下幾個(gè)改進(jìn)之處：1) 考慮到前幾個(gè)實(shí)驗(yàn)采用了不可食用產(chǎn)品(實(shí)驗(yàn)2A洗手液、實(shí)驗(yàn)2B和2C外用藥、實(shí)驗(yàn)3按摩儀), 實(shí)驗(yàn)4采用可食用的功能飲料作為刺激物; 2) 考慮到實(shí)驗(yàn)2B和實(shí)驗(yàn)3采用了虛擬品牌, 實(shí)驗(yàn)4將使用真實(shí)品牌(Monster Energy)進(jìn)行實(shí)驗(yàn); 3) 考慮到前幾個(gè)實(shí)驗(yàn)均采用了彩色的刺激物, 實(shí)驗(yàn)4使用黑白產(chǎn)品以在某種程度上降低實(shí)驗(yàn)噪音。

8 實(shí)驗(yàn)4：驗(yàn)證零和信念的調(diào)節(jié)效應(yīng)

8.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康呐c設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)4旨在驗(yàn)證假設(shè)3 (即零和信念對(duì)繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能判斷影響的邊界作用), 進(jìn)而從側(cè)面證實(shí)目標(biāo)專注度作為中介機(jī)制的合理性。本實(shí)驗(yàn)也是預(yù)注冊(cè)實(shí)驗(yàn), 包括一個(gè)組間操縱因子(繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì): 簡(jiǎn)單vs.復(fù)雜)和一個(gè)測(cè)量因子(零和信念：連續(xù)變量)。

8.2 實(shí)驗(yàn)材料與流程

在亞馬遜MTurk平臺(tái)上招募被試進(jìn)行實(shí)驗(yàn)4。在取得被試的知情同意書后, 將被試隨機(jī)分到兩個(gè)實(shí)驗(yàn)組中的任意一組。首先進(jìn)行繁簡(jiǎn)性操縱。選取的產(chǎn)品是市面上真實(shí)存在的一款功能飲料, 如圖6所示, 其最新版包裝如(b)所示。根據(jù)“元素的數(shù)量+元素的細(xì)節(jié)”復(fù)合原則, 對(duì)應(yīng)地設(shè)計(jì)了它的簡(jiǎn)單版(a)包裝。操縱檢驗(yàn)題目與實(shí)驗(yàn)3相同(1 = 非常復(fù)雜, 7 = 非常簡(jiǎn)單; Favier et al., 2019)。緊接著, 被試匯報(bào)Monster Energy的產(chǎn)品效能感知(Pena-Marin & Bhargave, 2016; Vanbergen et al., 2020)：“您認(rèn)為Monster Energy能幫助您提神嗎” (1 = 完全不能, 7 = 完全能)、“您認(rèn)為Monster Energy的提神效果會(huì)持續(xù)多久” (1 = 1個(gè)小時(shí), 7 = 7個(gè)小時(shí))以及“您認(rèn)為Monster Energy在解決犯困問題上的有效性如何” (1 = 完全無效, 7 = 非常有效)。然后穿插一道注意力檢測(cè)題目, 其后是零和信念的測(cè)量, 題項(xiàng)由地位零和信念改編而成, 包括“產(chǎn)品在美學(xué)屬性上表現(xiàn)更好意味著在功能屬性上表現(xiàn)更糟”, “產(chǎn)品成本是有限的, 因此當(dāng)產(chǎn)品對(duì)美學(xué)方面下更多功夫就不可避免地以產(chǎn)品功能為代價(jià)” (= 0.48,< 0.001; 1 = 非常不同意, 7 = 非常同意; Andrews-Fearon & Davidai, 2023)。實(shí)驗(yàn)4還測(cè)量了品牌熟悉度(“您有多了解Monster Energy品牌”, 1 = 完全不了解, 7 = 非常了解)和感知健康程度(“您認(rèn)為這款功能飲料健康嗎”, 1 = 很不健康, 7 = 非常健康)作為控制變量(Luchs et al., 2010; Wang et al., 2020)。最后被試提供基本信息, 領(lǐng)取實(shí)驗(yàn)報(bào)酬(0.30美元/約2.18元)。

圖6 實(shí)驗(yàn)4中功能飲料的簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)(a)與復(fù)雜設(shè)計(jì)(b)刺激物

8.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果與小結(jié)

樣本篩選。無被試猜出實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹Ｌ蕹⒁饬y(cè)試未通過的89份答卷、不完整問卷13份, 最終得到258份有效問卷(age= 37.81歲,= 10.08歲; 女性48.80%; 簡(jiǎn)單組130人, 復(fù)雜組128人)。G*Power計(jì)算選擇單因素方法分析, 當(dāng)組數(shù)為2、效應(yīng)量()為0.25、顯著性水平為0.05時(shí), 樣本量為258的Power值為0.98, 樣本量達(dá)到統(tǒng)計(jì)要求。

操縱檢驗(yàn)。以產(chǎn)品的視覺簡(jiǎn)單程度為因變量指標(biāo)進(jìn)行因素方差分析。結(jié)果顯示, 簡(jiǎn)單組中被試的產(chǎn)品簡(jiǎn)單性感知(= 5.60,= 0.87)顯著高于復(fù)雜組(= 5.29,= 0.92;(1, 256) = 7.77,= 0.006, ηp2= 0.03), 表明實(shí)驗(yàn)材料有效。

基礎(chǔ)效應(yīng)。計(jì)算功能飲料有效性三道題目的均值, 將其作為因變量指標(biāo), 同時(shí)將品牌熟悉度、感知健康程度、性別和年齡作為控制變量進(jìn)行分析, 結(jié)果顯示, 簡(jiǎn)單組中被試的產(chǎn)品效能感知(= 5.50,= 0.69)顯著高于復(fù)雜組(= 5.12,= 0.76),(1, 252) = 15.51,< 0.001, ηp2= 0.058。

調(diào)節(jié)效應(yīng)。以零和信念為調(diào)節(jié)變量進(jìn)行分析(Bootstrapping次數(shù)：5000), 發(fā)現(xiàn)繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)與零和信念對(duì)產(chǎn)品效能評(píng)估的交互效應(yīng)顯著(β = 0.19,= 0.08,= 2.44,= 0.016, 95% CI: [0.0363, 0.3422])。高于零和信念得分均值(= 5.42)的人數(shù)占比68.6%。當(dāng)被試的零和信念低于4.48時(shí), 繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能評(píng)估的影響不顯著(β = 0.02,= 0.10,= 0.20,= 0.848, 95% CI: [?0.1843, 0.2241]), 而被試的零和信念高于6.35時(shí), 繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能評(píng)估的影響顯著(β = 0.20,= 0.07,= 2.83,= 0.005, 95% CI: [0.0600, 0.3342]), 且復(fù)現(xiàn)了基礎(chǔ)效應(yīng), 即簡(jiǎn)單組被試對(duì)產(chǎn)品效能的評(píng)估高于復(fù)雜組(見圖7)。上述結(jié)果在重復(fù)前幾個(gè)實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)的基礎(chǔ)上, 為假設(shè)3提供了數(shù)據(jù)支持。

實(shí)驗(yàn)小結(jié)。實(shí)驗(yàn)4驗(yàn)證了視覺繁簡(jiǎn)性對(duì)產(chǎn)品效能判斷影響的一個(gè)重要邊界條件——零和信念：當(dāng)消費(fèi)者具有較強(qiáng)的零和信念時(shí), 簡(jiǎn)單(vs.復(fù)雜)設(shè)計(jì)促進(jìn)產(chǎn)品效能感知, 而當(dāng)消費(fèi)者具有較弱的零和信念時(shí), 此效應(yīng)消失。實(shí)驗(yàn)4在食品領(lǐng)域驗(yàn)證了基礎(chǔ)效應(yīng)及其調(diào)節(jié)因素, 并排除了性別年齡、品牌熟悉度和健康感知的潛在影響, 對(duì)前幾個(gè)實(shí)驗(yàn)形成有益補(bǔ)充。

圖7 實(shí)驗(yàn)4中零和信念的調(diào)節(jié)效應(yīng)Bootstrapping分析示意圖

9 實(shí)驗(yàn)5：驗(yàn)證產(chǎn)品訴求點(diǎn)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

9.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康呐c設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)5有兩個(gè)主要目的：一是通過操縱零和信念來重復(fù)實(shí)驗(yàn)4的發(fā)現(xiàn), 提供企業(yè)實(shí)踐可操作性的支持; 二是驗(yàn)證訴求點(diǎn)的邊界條件——訴求點(diǎn)在突出功能性(vs.享樂性)時(shí), 該效應(yīng)發(fā)生(vs.消失)。采用2 (繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì): 簡(jiǎn)單vs.復(fù)雜) × 2 (零和信念: 非零和vs.控制組) × 2 (訴求點(diǎn): 功能性vs.享樂性)被試間因子設(shè)計(jì)。

9.2 實(shí)驗(yàn)材料與流程

進(jìn)行預(yù)注冊(cè)后, 在Credamo平臺(tái)招募被試進(jìn)行實(shí)驗(yàn)5。被試簽署知情同意書后, 被隨機(jī)分配到8個(gè)實(shí)驗(yàn)組的其中一組。本實(shí)驗(yàn)的產(chǎn)品材料選擇聲學(xué)睡眠耳塞, 為虛擬品牌(CACULA)。我們告知被試這個(gè)調(diào)查主要是為了了解當(dāng)代人的睡眠現(xiàn)狀, 并測(cè)量了他們的睡眠質(zhì)量(1 = 非常不好, 7 =非常好), 睡眠環(huán)境(1 = 完全不嘈雜, 7 = 非常嘈雜)和通常的睡眠充足度(1 = 完全不充足, 7 = 完全充足), 即可有效干擾被試直接猜測(cè)我們的實(shí)驗(yàn)?zāi)康? 也將作為控制變量納入分析。隨后開始實(shí)驗(yàn)因子的操縱。在此之前, 告訴被試一家科技公司最近在致力于打造一款聲學(xué)睡眠耳塞, 用于助眠和提高生活水平。被試匯報(bào)了對(duì)聲學(xué)睡眠耳塞的了解程度(1 = 完全陌生, 7 = 非常熟悉)。對(duì)于繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)的操縱, 基于排列規(guī)則性原則(Pieters et al., 2010), 簡(jiǎn)單組被試看到的睡眠耳塞包裝由15個(gè)三角形有序、規(guī)則排列形成, 而復(fù)雜組看到的包裝由三角形無序、不規(guī)則排列而成, 兩者的圖形數(shù)量和面積保持相同(見圖8)。對(duì)于零和信念的操縱, 非零和組出現(xiàn)標(biāo)語“包裝和功能, 都滿足你！”零和控制組的被試不出現(xiàn)這句標(biāo)語。對(duì)于訴求點(diǎn)的操縱, 突出功能性的標(biāo)語為“遮蔽惱人噪音”, 突出享樂性的標(biāo)語為“享受睡眠時(shí)光”。隨后被試對(duì)產(chǎn)品效能進(jìn)行評(píng)估(“您認(rèn)為這款產(chǎn)品的使用效果/降噪效果如何” 1= 非常差, 7 = 非常好; Vanbergen et al., 2020)。作為操縱檢驗(yàn), 被試評(píng)估包裝的簡(jiǎn)單性(“您認(rèn)為這款產(chǎn)品的包裝簡(jiǎn)單嗎” 1= 非常復(fù)雜, 7 = 非常簡(jiǎn)單; 陳增祥等, 2022), 零和信念(“產(chǎn)品在美學(xué)屬性上表現(xiàn)更好意味著在功能屬性上表現(xiàn)更糟”, “產(chǎn)品成本是有限的, 因此當(dāng)產(chǎn)品對(duì)美學(xué)方面下更多功夫就不可避免地以產(chǎn)品功能為代價(jià)” (= 0.68,< 0.001; 1 = 非常不同意, 7 = 非常同意)以及訴求導(dǎo)向(“您認(rèn)為這款產(chǎn)品設(shè)計(jì)的目的在于” 1 = 實(shí)用, 7 = 享受; Chen et al., 2021)。隨后插入一道注意力檢測(cè)題目, 強(qiáng)制選擇首個(gè)選項(xiàng)。此外還測(cè)量了他們對(duì)所看到的包裝的美觀程度評(píng)價(jià)(“您認(rèn)為這款產(chǎn)品的包裝好看嗎” 1 = 一點(diǎn)也不好看, 7 = 非常好看; Chen et al., 2023)。最后被試披露性別、年齡并領(lǐng)取報(bào)酬(每人1元)。

圖8 實(shí)驗(yàn)5中聲學(xué)睡眠耳塞的簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)(a)與復(fù)雜設(shè)計(jì)(b)刺激物

9.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果與小結(jié)

樣本篩查。剔除注意力檢測(cè)未通過3人, 得到456份有效問卷(age= 29.831歲,= 8.73歲; 男性55.7%)。采用G*Power 3.1軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力計(jì)算：當(dāng)組數(shù)為8、效應(yīng)量()為0.25、顯著性水平為0.05, Power值等于0.99, 故剩余的有效問卷具有統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。

操縱檢驗(yàn)。以包裝簡(jiǎn)單程度為因變量的方差分析表明, 相比于復(fù)雜設(shè)計(jì)組(= 4.99,= 1.12), 簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)組的被試認(rèn)為產(chǎn)品的簡(jiǎn)單程度更高(= 5.34,= 1.04;(1, 448) = 11.87,= 0.001, ηp2= 0.026), 故繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)操縱有效。以零和信念為因變量的方差分析顯示, 相比于零和信念控制組(= 3.47,= 1.36), 非零和組被試的零和信念更低(= 2.98,= 1.29;(1, 448) = 16.18,< 0.001, ηp2= 0.035), 故零和信念操縱有效。以享樂性感知為因變量的方差分析顯示, 相比于功能性訴求組(= 2.68,= 1.82), 享樂性訴求組的享樂性感知更高(= 3.37,= 1.96;(1, 448) = 18.00,< 0.001, ηp2= 0.039), 即產(chǎn)品訴求操縱有效。

調(diào)節(jié)效應(yīng)。以產(chǎn)品效能為因變量, 將美觀程度與性別、年齡、睡眠情況(即睡眠質(zhì)量、睡眠環(huán)境、睡眠充足)及對(duì)產(chǎn)品的了解程度, 結(jié)果顯示, 繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)的主效應(yīng)顯著(簡(jiǎn)單組= 5.28,= 0.84 vs.復(fù)雜組= 5.08,= 0.75),(1, 441) = 7.51,= 0.006, ηp2= 0.016; 產(chǎn)品訴求的主效應(yīng)顯著(功能性訴求組= 5.33,= 0.81 vs.享樂性訴求組= 5.04,= 0.78),(1, 441) = 15.20,< 0.001, ηp2= 0.033; 繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)與零和信念交互作用顯著,(1, 441) = 4.83,= 0.029, ηp2= 0.011; 繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)與產(chǎn)品訴求交互作用顯著,(1, 441) = 8.02,= 0.005, ηp2= 0.018; 零和信念的主效應(yīng)、零和信念與產(chǎn)品訴求交互作用以及三者交互作用均不顯著(s > 0.26)。零和信念的簡(jiǎn)單分析表明, 零和信念控制組中繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能評(píng)估的影響效果顯著(簡(jiǎn)單組= 5.41,= 0.79 vs.復(fù)雜組= 5.01,= 0.74;(1, 441) = 15.48,< 0.001, ηp2= 0.033), 但非零和組中繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)作用消失(簡(jiǎn)單組= 5.14,= 0.87 vs.復(fù)雜組= 5.15,= 0.76;= 0.97)。產(chǎn)品訴求的簡(jiǎn)單分析表明, 功能性訴求組中繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能評(píng)估的影響顯著(簡(jiǎn)單組= 5.54,= 0.79 vs.復(fù)雜組= 5.11,= 0.76;(1, 441) = 16.80,< 0.001, ηp2= 0.036), 但享樂性訴求組中繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)作用消失(簡(jiǎn)單組= 5.03,= 0.81 vs.復(fù)雜組= 5.05,= 0.74;= 0.81)。

10 總體討論

通過開展7個(gè)實(shí)驗(yàn), 本文考察了包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能判斷的影響, 揭示了包裝中的“奧卡姆剃刀定律” (即“簡(jiǎn)單有效原則”)。通過更改消費(fèi)情境、變換操縱材料、替換產(chǎn)品類型、調(diào)整刺激順序等方式, 層層遞進(jìn)地為研究假設(shè)提供了穩(wěn)健的證據(jù)。產(chǎn)品刺激物涉及食品藥品(如實(shí)驗(yàn)2B和實(shí)驗(yàn)4)、耐用品(如實(shí)驗(yàn)3和實(shí)驗(yàn)5)及易耗品(如實(shí)驗(yàn)2A), 品牌選取包括虛擬品牌(如實(shí)驗(yàn)2B和實(shí)驗(yàn)5)和真實(shí)品牌(如實(shí)驗(yàn)4), 增強(qiáng)研究結(jié)論普適性。研究發(fā)現(xiàn)簡(jiǎn)單與高效屬性、復(fù)雜與低效屬性之間存在內(nèi)隱關(guān)聯(lián)(實(shí)驗(yàn)1); 包裝簡(jiǎn)單(vs.復(fù)雜)設(shè)計(jì)促進(jìn)了消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品效能的感知(實(shí)驗(yàn)2A, 實(shí)驗(yàn)2B和實(shí)驗(yàn)2C), 這主要是因?yàn)楹?jiǎn)單(vs.復(fù)雜)設(shè)計(jì)增強(qiáng)了感知目標(biāo)專注度, 進(jìn)而提高了人們對(duì)產(chǎn)品效能的判斷(實(shí)驗(yàn)3)。此外, 零和信念與產(chǎn)品訴求點(diǎn)調(diào)節(jié)了繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能評(píng)估的影響(實(shí)驗(yàn)4和實(shí)驗(yàn)5), 當(dāng)零和信念較弱或者訴求點(diǎn)為享樂性時(shí), 繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能評(píng)估的影響消失。以上結(jié)論不僅豐富了現(xiàn)有理論文獻(xiàn), 也為產(chǎn)品包裝設(shè)計(jì)和視覺營銷推廣提供了實(shí)踐指導(dǎo)。

10.1 理論貢獻(xiàn)

首先, 本研究延展和擴(kuò)充了產(chǎn)品效能判斷的前因研究。以往研究對(duì)產(chǎn)品效能感知的影響因素展開了豐富的研究, 如數(shù)字表達(dá)(整數(shù)vs.精確數(shù)字)、產(chǎn)品空間距離(遠(yuǎn)距離vs. 近距離)和產(chǎn)品展示數(shù)量(單產(chǎn)品vs.多產(chǎn)品)等(Chae et al., 2013; Pena- Marin & Bhargave, 2016; Vanbergen et al., 2020)。相承于這些研究, 本文聚焦于包裝繁簡(jiǎn)性進(jìn)一步拓展已有文獻(xiàn)對(duì)產(chǎn)品效能評(píng)估的基礎(chǔ)認(rèn)識(shí)。包裝繁簡(jiǎn)性是個(gè)體進(jìn)行這種整體性外觀判斷的重要維度, 對(duì)產(chǎn)品判斷和感知的作用更直接和廣泛(Chen et al., 2022; Favier et al., 2019)。值得一提的是, Creusen等(2010)的研究中提出了當(dāng)消費(fèi)者更注重產(chǎn)品功能時(shí)會(huì)偏好復(fù)雜設(shè)計(jì)的產(chǎn)品(產(chǎn)品為VCR和DVD機(jī))?？此婆c本文的基礎(chǔ)效應(yīng)是相反的, 實(shí)則不然：其一, Creusen等(2010)聚焦于功能廣度, 指的是產(chǎn)品用途數(shù)量的多少問題, 而本研究關(guān)注的是功能強(qiáng)度(即產(chǎn)品效能), 指的是產(chǎn)品功能發(fā)揮作用的強(qiáng)弱問題。其二, Creusen等(2010)探討的載體是與功能相關(guān)的繁簡(jiǎn)性設(shè)計(jì), 如DVD增加一個(gè)功能按鈕在增加了設(shè)計(jì)的復(fù)雜性的同時(shí)也增加了功能, 而我們的包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)并不與功能直接掛鉤。其三, Creusen等(2010)僅開展了關(guān)于科技產(chǎn)品(即DVD)的研究, 材料較為單一, 本文的實(shí)驗(yàn)材料除了科技用品(如實(shí)驗(yàn)3和實(shí)驗(yàn)5), 還覆蓋了日用品(實(shí)驗(yàn)2A)、藥品(實(shí)驗(yàn)2B)和食品(實(shí)驗(yàn)4)等。就此, 本文的結(jié)論可與前人的文獻(xiàn)展開直接的對(duì)話, 豐富和補(bǔ)充了相關(guān)理論觀點(diǎn)。

其次, 本文的結(jié)論豐富了視覺繁簡(jiǎn)性的相關(guān)文獻(xiàn), 為簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)與復(fù)雜設(shè)計(jì)的爭(zhēng)議性結(jié)論提供了新的研究思路?，F(xiàn)有研究探討了一些繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)偏好的前因變量, 如感知社會(huì)地位(陳增祥等, 2022)、健康威脅(陳斯允等, 2022)和審美品味(Eytam et al., 2021)等, 也考察了一些繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)的后效作用, 如品牌個(gè)性感知(Favier et al., 2019)、視覺注意力(Pieters et al., 2010)和服務(wù)體驗(yàn)(Orth & Wirtz, 2014; Sohn et al., 2017)等。不少研究突出了簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)的積極效應(yīng)。例如, 有關(guān)服務(wù)環(huán)境視覺復(fù)雜性的研究指出, 相比于復(fù)雜設(shè)計(jì), 簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)提高了感知流暢性和愉悅體驗(yàn), 進(jìn)而增強(qiáng)了服務(wù)環(huán)境的吸引力(Orth & Wirtz, 2014)。又如, 在線上消費(fèi)情境下, 視覺復(fù)雜性會(huì)增加消費(fèi)者的心理成本(即花費(fèi)更多的時(shí)間和精力)而降低移動(dòng)購物體驗(yàn)和滿意度(Sohn et al., 2017)。再如, 視覺簡(jiǎn)單還傳達(dá)了一種“干凈”的信號(hào), 導(dǎo)致人們?cè)诿鎸?duì)流行病威脅時(shí)更加偏好設(shè)計(jì)簡(jiǎn)單的產(chǎn)品, 以緩解個(gè)體面對(duì)流行病帶來的污染焦慮(陳斯允等, 2022)。作為有益補(bǔ)充, 本文發(fā)現(xiàn)并證實(shí)了簡(jiǎn)單的包裝設(shè)計(jì)還能促進(jìn)產(chǎn)品效能感知這一積極效應(yīng)。結(jié)論不僅豐富了以產(chǎn)品包裝為載體的繁簡(jiǎn)性研究(如Chen et al., 2022; Favier et al., 2019), 也為其它載體(如網(wǎng)頁設(shè)計(jì)等)的繁簡(jiǎn)性研究提供新的思路(Mai et al., 2014)。

再者, 本文的研究結(jié)論豐富了目標(biāo)系統(tǒng)理論的相關(guān)文獻(xiàn), 將目標(biāo)追求與實(shí)現(xiàn)的相關(guān)觀點(diǎn)運(yùn)用到產(chǎn)品屬性的判斷中(Aspara et al., 2015; Zhang et al., 2007; Zhang & Tu, 2011)。本研究將包裝設(shè)計(jì)與功能目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)聯(lián)系起來, 通過借鑒實(shí)現(xiàn)手段與目標(biāo)的關(guān)聯(lián)強(qiáng)度促進(jìn)工具性的觀點(diǎn)(Zhang & Tu, 2011), 揭示了目標(biāo)專注度的中介機(jī)制。以往研究指出, 簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)有可能勝在認(rèn)知流暢(Orth & Wirtz, 2014), 卻也有可能敗在情緒喚醒(Kusumasondjaja & Tjiptono, 2019)。本文證實(shí)了區(qū)別于以往效應(yīng)的心理過程(如感知努力、流暢性、控制愿望等)的作用機(jī)制(Althuizen et al., 2021; Orth & Wirtz, 2008; 陳斯允等, 2022; 陳增祥等, 2022), 以目標(biāo)實(shí)現(xiàn)為解釋視角為包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)的運(yùn)用提供了新的洞見。包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)也可作為認(rèn)知元素, 影響消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品效能的判斷和感知, 進(jìn)而影響其后續(xù)的購買動(dòng)機(jī)。

最后, 本研究創(chuàng)新性地將零和博弈理論應(yīng)用到產(chǎn)品判斷和消費(fèi)行為領(lǐng)域, 拓寬了該理論的應(yīng)用范圍。以往零和信念被廣泛運(yùn)用于移民接納(Esses et al., 2001)、種族偏見和聯(lián)盟合作(Stefaniak et al., 2020)、親社會(huì)行為(Chernyak-Hai & Davidai, 2022)、男女平等觀念(Kuchynka et al., 2018)及社會(huì)階層感知(Andrews-Fearon & Davidai, 2023)等社會(huì)學(xué)范疇。這些研究主要考慮的是在資源限定條件下個(gè)體之間、群體之間的收益與損失之間的博弈, 本文突破這種信念在人際中的考量, 將這種思維延伸至到產(chǎn)品判斷上, 考慮的是在資源限定條件下產(chǎn)品功能屬性與審美屬性之間的權(quán)衡。通過證實(shí)零和信念對(duì)基礎(chǔ)效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用, 本文拓展了零和思維的運(yùn)用范疇, 并為產(chǎn)品價(jià)值判斷的相關(guān)研究提供新的洞察視角。

10.2 實(shí)踐意義

本文的研究結(jié)論為包裝設(shè)計(jì)、產(chǎn)品定位和理性消費(fèi)提供了參考意見。一方面, 企業(yè)在宣傳產(chǎn)品的功能效益時(shí), 可以考慮采用簡(jiǎn)單的包裝設(shè)計(jì)。特別是對(duì)于許多實(shí)用產(chǎn)品而言, 消費(fèi)者考慮其功能屬性往往大于其它屬性, 因此盡可能地凸顯產(chǎn)品所能發(fā)揮的作用和效果是重中之重(Chae et al., 2013; Luchs et al., 2010; Pena-Marin & Bhargave, 2016)。同時(shí), 由于產(chǎn)品類別是具有可塑性的, 企業(yè)也可以適當(dāng)?shù)馗鶕?jù)產(chǎn)品設(shè)計(jì)進(jìn)行品牌定位(Chen et al., 2021)。例如, 當(dāng)一款榨汁機(jī)的外觀包裝是簡(jiǎn)單設(shè)計(jì)時(shí), 品牌可將榨汁機(jī)定位于實(shí)用型(突出榨汁機(jī)功能作用)而非享樂型(突出榨汁機(jī)給生活帶來的享受)。另一方面, 企業(yè)在運(yùn)用復(fù)雜包裝設(shè)計(jì)來吸引消費(fèi)者注意力和提高對(duì)產(chǎn)品設(shè)計(jì)努力評(píng)價(jià)的同時(shí)(Pieters et al., 2010; 陳增祥等, 2022), 需要警惕復(fù)雜包裝設(shè)計(jì)帶來的負(fù)面效果。根據(jù)我們的結(jié)論, 當(dāng)產(chǎn)品訴求點(diǎn)為功能性而非享樂性時(shí), 采用繁復(fù)的設(shè)計(jì)反而挫傷了消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品使用效果的信心。此外, 本文所揭示的包裝繁簡(jiǎn)性和產(chǎn)品效能判斷之間的關(guān)系是一種直覺感知, 消費(fèi)者在進(jìn)行消費(fèi)時(shí)應(yīng)理性評(píng)估產(chǎn)品的有效性, 而不是一味地跟著這種“直覺”甚至是“錯(cuò)覺”進(jìn)行消費(fèi)。這也在某種程度上有助于人們警惕消費(fèi)陷阱, 從長(zhǎng)遠(yuǎn)意義上提升消費(fèi)者福祉。

10.3 局限性與未來研究展望

本文存在一定局限性, 有待未來研究進(jìn)一步探索。其一, 對(duì)于產(chǎn)品包裝而言, 除了裝飾性元素決定繁簡(jiǎn)性以外, 文字信息復(fù)雜性也是呈現(xiàn)繁簡(jiǎn)性的內(nèi)容(Kusumasondjaja & Tjiptono, 2019)。文字和圖像的信息處理可能會(huì)存在差異(陳斯允等, 2019)。例如復(fù)雜的文字信息可能傳達(dá)出信息更具體的信號(hào), 如此是否導(dǎo)致個(gè)體認(rèn)為文字信息復(fù)雜性會(huì)具有更高的可信度, 進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)品效能感知(Pena- Marin & Bhargave, 2016)？其二, 隨著社交媒體技術(shù)的不斷發(fā)展, 短視頻呈現(xiàn)方式也被頻頻運(yùn)用于展示產(chǎn)品中, 動(dòng)態(tài)下呈現(xiàn)的包裝繁簡(jiǎn)性與本文靜態(tài)下所呈現(xiàn)的又有何異同？這些可能性有待未來研究深入挖掘。其三, 實(shí)驗(yàn)2B在藥品中證實(shí)了核心效應(yīng), 在控制變量分析過程中發(fā)現(xiàn)簡(jiǎn)單組和復(fù)雜組在藥品副作用方面存在差異。盡管它并沒有稀釋本文的核心效應(yīng), 我們認(rèn)為這個(gè)發(fā)現(xiàn)還可在未來研究中深入思考和研討。我們推測(cè)可能是由于復(fù)雜會(huì)導(dǎo)致人們覺得雜亂而形成了對(duì)藥品的負(fù)面印象, 畢竟藥品比起其它產(chǎn)品在副作用方面具有獨(dú)特性, 因而消費(fèi)者對(duì)它也更為敏感。藥品的繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)在其它產(chǎn)品感知可能與普通產(chǎn)品有所區(qū)別, 在未來研究中需兼顧考慮其特殊性和普遍性。其四, 本文雖識(shí)別了零和思維與訴求點(diǎn)在包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能感知影響中的調(diào)節(jié)作用, 但基礎(chǔ)效應(yīng)是否還存在其它的約束條件尚需未來研究驗(yàn)證。例如, 具有整體性思維的個(gè)體傾向聚焦于整體而非局部, 他們更傾向于將組成元素放在一起來通盤考慮, 具有分析性思維的個(gè)體則與之相反(Masuda & Nisbett, 2001)。據(jù)此推測(cè)分析性思維會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)者認(rèn)為包裝繁簡(jiǎn)性與產(chǎn)品內(nèi)在的效能彼此獨(dú)立或割裂, 進(jìn)而削弱了包裝繁簡(jiǎn)設(shè)計(jì)對(duì)產(chǎn)品效能的影響。類似的邊界問題值得后續(xù)研究考察, 以此確定這種效應(yīng)的目標(biāo)對(duì)象和適用情境。

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CHEN Siyun1, XIAO Tingwen2, XIONG Jiwei3, PENG Kaiping4

(1School of Journalism and Communication, Jinan University, Guangzhou 510632, China) (2School of Management, Jinan University, Guangzhou 510632, China) (3Economics and Management School, Wuhan University, Wuhan 430072, China)(4Department of Psychology, School of Social Sciences, Tsinghua University, Beijing 100084, China)

People typically buy products for a certain function (e.g., laundry detergent for cleaning clothes, energy drinks for refreshing, ibuprofen tablets for pain relief, and hand cream for moisturizing). Marketers spare no effort to utilize marketing elements to enhance consumers’ perception of product efficacy. This research documents an intriguing empirical phenomenon whereby visual simplicity in packages increases the valuation of product efficacy.

Seven studies were conducted to verify our predictions. Study 1 was an Implicit Association Test, providing initial evidence for the link between visual simplicity and effectiveness attributes. That is, visual simplicity is more associated with high effectiveness, whereas visual complexity is more associated with low effectiveness. Moving forward, Studies 2A, 2B, and 2C were conducted to confirm the core effect of visual simplicity on perceived product efficacy by using different principles that determine visual complexity. In particular, we tested the core effect of visual simplicity on product efficacy judgment across different product categories, including handwash (Study 2A) and medical products (Studies 2B and 2C). The results showed that products with simple aesthetics are perceived as more effective, in support of Hypothesis 1.

To reveal the underlying mechanism of the effect of package simplicity on product efficacy, perceived goal focus was introduced to this research. Study 3 provided empirical evidence for this process. A between-subjects design of a single factor (package simplicity: simple vs. complex) was utilized to test the proposed underlying mechanism. The results showed that products with simple aesthetics are perceived as more focused on the goal of utilitarian benefits, thus resulting in a higher evaluation of product efficacy. In contrast, products with complex aesthetics are perceived as less focused on the goal of utilitarian benefits, thus leading to a lower evaluation of product efficacy. These results provided additional evidence for Hypothesis 2.

Furthermore, Study 4 was conducted to identify the moderating role of zero-sum beliefs about products (i.e., Hypothesis 3). In this study, we manipulated package complexity and measured participants’ zero-sum beliefs about products. The results indicated that when participants’ zero-sum belief is strong, the effect of package simplicity on product efficacy will be replicated, which echoes the findings from Studies 2A, 2B, 2C, and 3. However, when participants’ zero-sum belief is weak, the effect of package simplicity on product effectiveness will be attenuated. Thus, the moderating role of zero-sum beliefs is significant, confirming Hypothesis 3.

Finally, Study 5 manipulated, rather than measured zero-sum beliefs to test the moderation. Additionally, we confirmed that the core effect holds only when priming participants with utilitarian appeals. Study 5 employed 2 (package simplicity: simple vs. complex) by 2 (mindset: weak zero-sum vs. control) by 2 (appeal: utilitarian vs. hedonic) between-subjects design. As expected, when participants hold a weak zero-sum belief about products or are primed with a hedonic appeal, the core effect of package simplicity on product efficacy judgment is attenuated.

Collectively, seven studies demonstrate that participants perceive products in a simple (vs. complex) package as more effective than complex counterparts. Notably, this effect is mediated by consumers’ perceived goal focus of product function. Moreover, this effect is weakened among consumers with a weak zero-sum belief about products and who are framed with hedonic appeals. These findings have significant implications for theoretical research regarding product perceptions and visual aesthetics. From the managerial perspective, we suggest that marketers utilize packages with simple aesthetics when they aim to highlight product effectiveness.

visual simplicity, product efficacy, packaging design, goal focus, zero-sum beliefs

2022-09-06

* 國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(72302103)、中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金(23JNQN48)、中國博士后科學(xué)基金(2023M731310)資助。

肖婷文為本文的共同第一作者。

彭凱平, E-mail: pengkp@tsinghua.edu.cn; 熊繼偉, E-mail: xiongjiwei@whu.edu.cn

B849: F713.55