电子游戏性别刻板印象广告的消费者反应研究

周一方，张艺耀

1.悉尼大学法学院，澳大利亚 悉尼NSW 2006；2.浙江工业大学法学院，浙江 杭州 310014

引言

电子游戏的消费者正在不断增长[1]。近年来，电子游戏在流行文化中的作用发生了巨大变化[2-3]。尽管电子游戏往往被视为由男性主导的娱乐消遣活动，但有统计数据表明，今天的女性正在逐步成为电子游戏消费者的重要组成部分。根据相关研究，在大多数游戏设备的销售中，男性消费者与女性消费者渗透率的差异很小（注：渗透率是指被调查的对象中，一个产品可能的使用者比例）。在游戏机方面，男性游戏消费者的渗透率为57.9%，女性消费者为52.3%；在笔记本电脑方面，男性游戏消费者为21.3%，女性消费者为20.3%；在台式电脑上进行游戏是唯一在渗透率上有显著差异的游戏方式，其中男性为17.4%，女性为10.8%；而在平板电脑类别中，女性游戏消费者的渗透率为26.6%，男性消费者为22.8%[4-5]。

与这一现象不同的是，电子游戏广告极少以女性玩家作为说服对象，即使到现在，电子游戏广告仍然具有性别刻板印象。由此可见，大多数的电子游戏广告并不符合游戏市场的发展趋势[2]。为此，本研究将着重调查消费者对于电子游戏的性别刻板印象广告的反应，以此证明游戏广告创作需要与当下电子游戏的发展趋势相匹配。

1 文献回顾

1.1 关于电子游戏中的性别刻板印象方面的研究

Jansz 的研究显示，由于现实世界的局限性，青少年男性与年轻的成年男性常常在电子游戏环境中探索他们的男性气概与追求自我认同，原因在于游戏世界的自由度与丰富的男性游戏角色有助于男性玩家实现其在现实中不可能完成的事[6]。而与男性玩家的状况相反，调查显示，女性游戏角色始终单一地表现出美丽、丰满，以及衣着较少的性感模样[7]。在大多数电子游戏中，女性无法被准确代表且常常被边缘化，与此同时，游戏也鲜少对女性英雄角色进行描绘[8]。即便在某些游戏中女性角色成为主角，其通常也具有性别刻板印象[9]。

1.2 关于电子游戏的广告创作方面的研究

Plakoyiannaki 和Zotos 在他们的研究中发现，广告的制作尤其注重视觉提示，例如人物表情、姿势与手势，而这些视觉点在一定程度上反映了社会价值、主流标准、文化信念以及社会刻板印象[10]。电子游戏广告的展现正好符合上述情况。广告是一种理解制作者如何解释该款电子游戏文本以及该游戏文化的理想方式，通过广告，游戏将不只是一个代码的集合体，而将成为某种文化，从而在流行媒体平台上进行更广泛的传播[2]。受众会通过广告去定义游戏产品的使用者、游戏内容以及游戏的各种方式，由此窥得游戏想要传达的文化价值与相关设想。所以，游戏广告并不仅仅是对游戏产品的宣传，还是对其游戏品牌文化形象的建立。故而，笔者认为，电子游戏广告是说服受众去进行消费的重要环节，电子游戏广告对受众传递的信息将对购买意图、购买行为产生影响。

1.3 关于广告中的性别刻板印象方面的研究

近期的多项研究表明，广告中存在性别刻板印象的情况在许多国家都普遍存在。Eisend 的调查着眼于探讨性别刻板印象的程度及其在几年间的变化趋势。此调查通过对相同客体的不同研究的查验，发现社会对于女性的性别刻板印象仍然存在。他认为，尽管在过去几年中女性的教育、职业与境况都发生了改变，但在职业角色描绘方面，广告中的性别刻板印象程度依旧很高[11]。具体而言，女性在广告中通常会被描述为年轻人和家用产品使用者，并且广告者也更倾向于将女性描绘为家庭中的依赖他人者。而与之相反，男性则可能被描绘为强势者和中老年人，也更有可能在广告中成为在家庭外的独立角色[12]。并且，在广告描绘中男性总是成为主要执行者，而女性仅仅被视为辅助者；与此同时，男性往往被描述为女性的教导者，而女性也总是被展现为得到男性帮助的角色。更有甚者，部分广告乐于展现出一种仪式上的从属关系，例如女性常被描绘为卧躺于地板上或床上的姿势，与此同时女性的膝盖会比男性角色呈现得更加弯曲或女性角色的头部相较于男性会更显著地低垂。此外，在广告中，女性角色比男性角色微笑得更加频繁[13]。

Furnham 与Saar 的调查还显示，在英国的电视广告中，有48.4%的女性被刻画为家庭角色，与之相对，男性只有10.5%的占比。男性相较于女性更常被描绘成独立自主的角色，其占比分别为57.9%和19.4%[14]。不难看出，在性别刻板印象方面，人们对于女性的偏见比对男性的偏见更为严重。

1.4 关于电子游戏广告中性别刻板印象方面的研究

Downs 与Smith 指出，电子游戏中的女性角色常被性感化，被描绘得妖娆且着装较少[15]。而Dill和Thill 调查表明，在流行的游戏杂志中，有83%的男性游戏角色被描绘成暴力的形象[3]。通常来说，男性游戏角色总是以“超级男性”的形象示人，并且32%的游戏场景充满了暴力色彩。这些特性会对游戏玩家产生严重影响，有研究表明，过度的以及具有敌对性的男性气概会增强性侵略性[8，16]。

大多数的游戏预告片都会通过玩家的视角来向消费者介绍游戏世界和游戏内容[17]，而在性别刻板印象广告中，女性玩家的视角往往被忽略。尽管有43.9%的商业游戏影片广告中同时出现了男性与女性角色，但是，女性也并不总是被描述为游戏玩家。在这些有女性出现的广告片中，只有22% 的女性角色正在玩游戏以及14%的女性角色正在谈论游戏。与之相反，当男性角色出现在类似的游戏广告片中时，正在玩游戏与正在谈论游戏的比例分别为47.8%与36.7%[2]。

根据Behm−Morawitz 的研究结论，电子游戏产业的未来发展可能在很大程度上取决于该产业能够及时应对不断增长的女性、种族以及民族消费市场的能力。由此可知，在大量且广泛的游戏角色以及丰富的游戏广告中加入更多女性及少数族裔角色、减少刻板印象广告，将是保证未来游戏产业健康发展以及增加游戏销量的有效手段。然而，许多广告者依然仅仅依赖于使用广告中的刻板印象去快速地建立与部分受众的共识，从而起到吸引的作用[18]。

2 研究假设

基于前述的研究情况，本研究拟对电子游戏性别刻板印象中的消费者反应进行尝试性探索，并建立相应的研究框架（图1 所示）。在本研究框架中，“说服意图”“广告参与感”“观众情绪”“对广告的批判态度”“对该款游戏的态度”以及“购买意图”，是笔者拟通过调查问卷试图测量的元素，是消费者反应的具体化表示。参与者的“教育背景”“性别”“年龄”则为协变量，不为实验者所操控，也不因问卷内容设计而改变，但仍影响消费者反应。以此为基础，本研究结合前人的研究成果提出相应的假设。

图1 研究框架与构建元素

首先，Friestad 和Wright 的说服知识模型认为，当个体面对有说服意图的信息时，他们会激活并执行旨在抵御该说服性信息的策略[19]。而对于广告意图尤其是其中的销售与说服意图的理解，正是说服知识的重要组成部分[20]。根据Rozendaal 等人的研究，随着对广告概念理解的发展，人们也将对广告产生更多的批评态度[21]。据此，本研究提出假设H1：受众对广告说服意图的理解与对广告的批判态度成正相关关系。

其次，Krugman 认为，消费者对于产品或品牌的看法会受广告影响，在广告不断重复后，若消费者参与感较低，则其对广告的态度也会随之改变。此外，在观看广告后，参与感高的消费者会迅速产生关于广告产品的认知与信念的变化，这种变化也导致了其态度与行为的变化[22]。因此，更高的广告参与感更可能带来受众对广告、产品以及品牌更好的态度，而较低的广告参与感也更有可能导致受众对广告的批判态度增加。据此，本研究提出假设H2：受众的广告参与感与对广告的批判态度成负相关关系。

再次，Orth 和Holancova 研究发现，情绪不仅会影响受众对于广告的态度，还会影响其对品牌的评估[23]。Allen 也发现，忽略消费者的情绪反应会阻碍品牌或经营者对消费者偏好的洞察[24]。具体而言，观众情绪低落则对于广告的批判态度增加、对该款游戏的态度变差，而当观众情绪高涨时则情况相反。据此，本研究提出假设H3：受众的观众情绪与对广告的批判态度成负相关关系，假设H4：受众情绪与其对该款游戏的态度成正相关关系。

此外，Rozendaal 等研究发现，由对广告的批判态度而产生的负面影响将从针对特定广告转而针对该品牌及其相关广告[25]。对广告的批判态度确实有可能改变受众对于广告、特定产品以及品牌的反应。据此，本研究提出假设H5：受众对广告的批判态度与其对该款游戏的态度成负相关关系。

最后，Vanwesenbeeck 等认为，受众个人可以仅仅因为信息使其感到愉悦而被说服，从而产生购买意图[26]。由此可以推断，受众在接收广告信息后，对于广告及游戏的态度与其购买意图间具有相关关系。据此，本研究提出假设H6：受众对广告的批判态度与其购买意图成负相关关系，假设H7：受众对该款游戏的态度与其购买意图成正相关关系。

3 研究过程

本研究的实地调查采用定量研究方法，以方便对消费者的反应进行客观计算。研究者通过两个版本的问卷对每个参与者的情绪反应、态度以及人群特征进行统计与测量[27]。两版问卷的唯一不同之处是针对游戏平面广告的不同设计：第一版问卷中的广告无明显的性别刻板印象，而第二版则有着更明显的性别刻板印象。

需要特别说明的是，本研究为了控制变量，选取的两个不同的广告图像来自于同一电子游戏《质量效应》：第一个游戏的平面广告来源于2012 年发行的《质量效应3》，而另一个游戏的广告图像来自2010 年发行的《质量效应2》。二者的设计风格以及故事背景相似，并且都有男性角色以及女性角色，不同之处仅在于对女性角色的描绘。在研究中，对女性角色的不同展示将作为两版问卷的唯一变量。

基于Sandelowski 的理论，本研究采用了随机目的抽样法[28]。在原始方案中，两版问卷的有效回复数下限都为80 份，故共需160 份有效问卷。而在实际调查过程中，研究者通过网络平台发布的匿名问卷的链接被点击超过了500 次，共得到了210 份有效的问卷回复(实验样本)，包括了第一版问卷回复118 份，第二版问卷回复92 份。

4 结果分析

4.1 样本背景

研究者对样本的总体背景情况进行了统计，结果见表1、表2 和表3。

表1 受访者的性别情况

表2 受访者的年龄情况

表3 受访者的教育背景情况

4.2 描述统计分析

研究者进行了两次检验以比较两版问卷的构建元素的平均值，数值用1（强烈不同意）至5（强烈同意）表示，中值为3。具体结果如表4、表5 所示。

表4 问卷1 的描述性统计

表5 问卷2 的描述性统计

从表4、表5 可以看到，除去“对广告的批判态度”，表4 中的“说服意图”“广告参与感”“观众情绪”“对该款游戏的态度”以及“购买意图”的平均值都高于表5 中的相关平均值。具体来说，表4 中“说服意图”的平均值（3.55）高于其在表5 的平均值（3.50），但由于该元素在表4 中的标准偏差（1.07）高于表5（0.98），所以，表5 的“说服意图”影响力较强；“对广告的批判态度”在表5 的平均值（3.15）略高于表4（3.14），差别不大；两个表格中的“购买意图”平均值都低于中值3，该元素在表4中的平均值（2.53）与标准偏差（1.26）都优于表5 中的平均值（2.45）与标准偏差（1.27）。由此可见，无性别刻板印象游戏广告的问卷数据得分高于有性别刻板印象广告的问卷。

4.3 相关性分析

本研究利用皮尔森相关系数来检验两个变量间的关系，结果如表6、表7 所示。

在表6 中，“观众情绪”与“对广告的批判态度”与其他变量都有着显著的相关性。而在表7 中，“观众情绪”与“对广告的批判态度”除了与“说服意图”有中度相关性外，与其他变量都显著相关。由此可以看出，与“对广告的批判态度”相关的数值都呈现为负数。这是因为尽管该元素也通过5 点李克特尺度进行衡量，但由于分数越高代表“对广告的批判态度”越低，因此，在后续分析中，该元素将会被调整为较低分数代表较少的批判态度。

表6 问卷1 的相关性情况

表7 问卷2 的相关性情况

同时，表6 中的“说服意图”对“广告参与感”以及“对该款游戏的态度”呈中度相关性，且其与“购买意图”的相关性较弱，但与剩余的其他变量相关显著。表7 中，“说服意图”也与“购买意图”呈弱相关，而与其他变量具有中度相关性。此外，在表6中，“广告参与感”对“说服意图”以及“购买意图”中度相关，而与其他变量显著相关。在表7 中，“广告参与感”与“说服意图”也有着中度相关性，而与其他变量显著相关。至于“对该款游戏的态度”，在表6 与表7 中都与“说服意图”中度相关，而与其他变量显著相关。“购买意图”在表6 中与“说服意图”呈弱相关，与“广告参与感”呈中度相关性，而与其他变量则相关显著；其在表7 中除了与“说服意图”呈弱相关，与其他变量依然显著相关。以上情况表明，“观众情绪”与“对广告的批判态度”是模型构建中的重要影响因素。

4.4 假设验证

4.4.1 对假设H1、H2、H3 进行验证

在表8 中，“说服意图”的beta 值（−0.097）表明其与“对广告的批判态度”呈负相关关系。“说服意图”的p值（0.135）与“广告参与感”的p值（0.303）表明其与因变量的相关性低，因此，H1 与H2 都不成立。“观众情绪”的beta 值（−0.714）与p值（0.000）代表了H3 成立。

表8 问卷1 的多元线性回归分析

在表9 中，“说服意图”的beta 值（−0.182）、“广告参与感”的beta 值（−0.269）与“观众情绪”的beta值（−0.463）都反映出它们与“对广告的批判态度”呈负相关关系。同时，表9 中三个p值都证明其显著性成立。所以，H1 不成立，H2 与H3 成立。

表9 问卷2 的多元线性回归分析

4.4.2 对假设H4、H5 进行验证

在表10 中，“观众情绪”的beta 值（0.320）表明其与“对该款游戏的态度”正相关，而“对广告的批判态度”的beta 值（−0.594）说明其与“对该款游戏的态度”负相关。同时，表格中两者的显著性p值更代表了H4 与H5 成立。

表10 问卷1 的多元线性回归分析

在表11 中，“观众情绪”的beta 值(0.114)代表其与“对该款游戏的态度”正相关，而“对广告的批判态度”的beta 值(-0.772)也证明其与因变量负相关。然而，“观众情绪”的显著性p值(p=0.142>0.05)代表H4 因相关性低而无法成立，而“对广告的批判态度”的显著性p值(p=0.000<0.05)表明H5 成立。

表11 问卷2 的多元线性回归分析

4.4.3 对假设H6、H7 进行验证

在表12 中，“对广告的批判态度”的beta值（−0.296）与“对该款游戏的态度”的beta值（0.342）分别证明了H6 中的负相关关系与H7 中的正相关关系，且表格中的两项p值也代表两个独立变量对因变量“购买意图”有着显著相关性。因此，H6 与H7 成立。

表12 问卷1 的多元线性回归分析

在表13 中，“对广告的批判态度”的beta值（−0.320）与“对该款游戏的态度”的beta值（0.337）分别证明了H6 中的负相关关系与H7 中的正相关关系，且表格中的两项p值也表明二者对因变量“购买意图”的显著影响力。因此，H6 与H7成立。

表13 问卷2 的多元线性回归分析

4.5 协变量验证

在本研究中，“年龄”“性别”和“教育背景”作为协变量被包含在结构模型中，处理后的具体数据如表14、表15 所示。

表14 问卷1 的协变量的变异数分析

在表14 中，“年龄”是“观众情绪”“对广告的批判态度”以及”对该款游戏的态度”的协变量，“性别”与“对广告的批判态度”并无显著相关，“教育背景”是“说服意图”的协变量，却与“对广告的批判态度”无关。

表15 问卷2 的协变量的变异数分析

在表15 中，“年龄”作为协变量与其他变量间无显著相关关系，“性别”与“对广告的批判态度”显著相关，“教育背景”作为协变量与其他变量间也无显著相关关系。

5 研究结论

5.1 研究结论

本研究基于对性别刻板印象现象与相关广告的关系的研究，对电子游戏性别刻板印象广告的消费者反应进行评估，最终得出如下结论。第一，消费者对于无性别刻板印象电子游戏广告的反应优于有性别刻板印象的广告。换言之，受众更能接受无性别刻板印象的电子游戏广告。第二，“观众情绪”与“对广告的批判态度”是影响电子游戏广告效果的重要因素，二者对于研究模型中的其他元素均显著相关。第三，“观众情绪”与“对广告的批判态度”呈负相关关系。换言之，当观众情绪越正面时，其“对广告的批判态度”越少；而当观众拥有越多负面情绪时，其“对广告的批判态度”随之增多。由此推之，当受众因性别刻板印象广告而产生负面情绪时，对电子游戏广告的批判态度就会随之增加。第四，受众“对广告的批判态度”与“对该款游戏的态度”呈负相关关系。当受众对电子游戏广告产生越多的批判态度时，对该款游戏的好感度越会随之下降。因此，若能减少受众对广告的批判态度，则受众对游戏产品的好感度也会随之增加。第五，受众“对广告的批判态度”与“购买意图”呈负相关关系。当受众因性别刻板印象而对电子游戏广告的批判变多时，其对该款游戏的购买意愿也会随之变小。因此，若能减少受众对广告的批判态度，则受众对该款游戏的购买意愿就会随之提高，游戏销量也会随之增加。第六，受众“对该款游戏的态度”与“购买意图”呈正相关关系。当受众对该款游戏产品的好感度下降时，其购买意愿会随之减弱。因此，若能提高受众对游戏的好感度，其购买意愿也会随之上升，从而增加游戏销量。第七，“性别”作为协变量，在面对有明显性别刻板印象的电子游戏广告时，与“对广告的批判态度”显著相关。

综上所述，在女性已成为电子游戏消费者群体重要组成部分的背景下，游戏广告创作需要与当下电子游戏的发展趋势相匹配。减少电子游戏广告中的性别刻板印象以提高消费者情绪愉悦程度、降低消费者对广告的批判态度，是优化电子游戏广告效果的有效方法。

5.2 研究的局限

第一，本研究的结果无法反应所有的可能情况。问卷通过向受访者展示来自同一系列电子游戏的两个图像广告来控制变量，因此，受访者反应的差异主要集中于性别角色的不同。然而，在现实世界中，消费者对电子游戏广告的判断不仅会受到角色描绘的影响，其他诸如海报设计、游戏世界观以及受访者的偏爱等因素，也会影响受众的判断。

第二，本研究的受访者只有210 名，样本量偏少。以后的研究应尽可能扩大样本数量，以得出更加准确的研究结论。