周一方，張藝耀

1.悉尼大學(xué)法學(xué)院，澳大利亞 悉尼NSW 2006；2.浙江工業(yè)大學(xué)法學(xué)院，浙江 杭州 310014

引言

電子游戲的消費(fèi)者正在不斷增長[1]。近年來，電子游戲在流行文化中的作用發(fā)生了巨大變化[2-3]。盡管電子游戲往往被視為由男性主導(dǎo)的娛樂消遣活動，但有統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，今天的女性正在逐步成為電子游戲消費(fèi)者的重要組成部分。根據(jù)相關(guān)研究，在大多數(shù)游戲設(shè)備的銷售中，男性消費(fèi)者與女性消費(fèi)者滲透率的差異很?。ㄗⅲ簼B透率是指被調(diào)查的對象中，一個產(chǎn)品可能的使用者比例）。在游戲機(jī)方面，男性游戲消費(fèi)者的滲透率為57.9%，女性消費(fèi)者為52.3%；在筆記本電腦方面，男性游戲消費(fèi)者為21.3%，女性消費(fèi)者為20.3%；在臺式電腦上進(jìn)行游戲是唯一在滲透率上有顯著差異的游戲方式，其中男性為17.4%，女性為10.8%；而在平板電腦類別中，女性游戲消費(fèi)者的滲透率為26.6%，男性消費(fèi)者為22.8%[4-5]。

與這一現(xiàn)象不同的是，電子游戲廣告極少以女性玩家作為說服對象，即使到現(xiàn)在，電子游戲廣告仍然具有性別刻板印象。由此可見，大多數(shù)的電子游戲廣告并不符合游戲市場的發(fā)展趨勢[2]。為此，本研究將著重調(diào)查消費(fèi)者對于電子游戲的性別刻板印象廣告的反應(yīng)，以此證明游戲廣告創(chuàng)作需要與當(dāng)下電子游戲的發(fā)展趨勢相匹配。

1 文獻(xiàn)回顧

1.1 關(guān)于電子游戲中的性別刻板印象方面的研究

Jansz 的研究顯示，由于現(xiàn)實世界的局限性，青少年男性與年輕的成年男性常常在電子游戲環(huán)境中探索他們的男性氣概與追求自我認(rèn)同，原因在于游戲世界的自由度與豐富的男性游戲角色有助于男性玩家實現(xiàn)其在現(xiàn)實中不可能完成的事[6]。而與男性玩家的狀況相反，調(diào)查顯示，女性游戲角色始終單一地表現(xiàn)出美麗、豐滿，以及衣著較少的性感模樣[7]。在大多數(shù)電子游戲中，女性無法被準(zhǔn)確代表且常常被邊緣化，與此同時，游戲也鮮少對女性英雄角色進(jìn)行描繪[8]。即便在某些游戲中女性角色成為主角，其通常也具有性別刻板印象[9]。

1.2 關(guān)于電子游戲的廣告創(chuàng)作方面的研究

Plakoyiannaki 和Zotos 在他們的研究中發(fā)現(xiàn)，廣告的制作尤其注重視覺提示，例如人物表情、姿勢與手勢，而這些視覺點(diǎn)在一定程度上反映了社會價值、主流標(biāo)準(zhǔn)、文化信念以及社會刻板印象[10]。電子游戲廣告的展現(xiàn)正好符合上述情況。廣告是一種理解制作者如何解釋該款電子游戲文本以及該游戲文化的理想方式，通過廣告，游戲?qū)⒉恢皇且粋€代碼的集合體，而將成為某種文化，從而在流行媒體平臺上進(jìn)行更廣泛的傳播[2]。受眾會通過廣告去定義游戲產(chǎn)品的使用者、游戲內(nèi)容以及游戲的各種方式，由此窺得游戲想要傳達(dá)的文化價值與相關(guān)設(shè)想。所以，游戲廣告并不僅僅是對游戲產(chǎn)品的宣傳，還是對其游戲品牌文化形象的建立。故而，筆者認(rèn)為，電子游戲廣告是說服受眾去進(jìn)行消費(fèi)的重要環(huán)節(jié)，電子游戲廣告對受眾傳遞的信息將對購買意圖、購買行為產(chǎn)生影響。

1.3 關(guān)于廣告中的性別刻板印象方面的研究

近期的多項研究表明，廣告中存在性別刻板印象的情況在許多國家都普遍存在。Eisend 的調(diào)查著眼于探討性別刻板印象的程度及其在幾年間的變化趨勢。此調(diào)查通過對相同客體的不同研究的查驗，發(fā)現(xiàn)社會對于女性的性別刻板印象仍然存在。他認(rèn)為，盡管在過去幾年中女性的教育、職業(yè)與境況都發(fā)生了改變，但在職業(yè)角色描繪方面，廣告中的性別刻板印象程度依舊很高[11]。具體而言，女性在廣告中通常會被描述為年輕人和家用產(chǎn)品使用者，并且廣告者也更傾向于將女性描繪為家庭中的依賴他人者。而與之相反，男性則可能被描繪為強(qiáng)勢者和中老年人，也更有可能在廣告中成為在家庭外的獨(dú)立角色[12]。并且，在廣告描繪中男性總是成為主要執(zhí)行者，而女性僅僅被視為輔助者；與此同時，男性往往被描述為女性的教導(dǎo)者，而女性也總是被展現(xiàn)為得到男性幫助的角色。更有甚者，部分廣告樂于展現(xiàn)出一種儀式上的從屬關(guān)系，例如女性常被描繪為臥躺于地板上或床上的姿勢，與此同時女性的膝蓋會比男性角色呈現(xiàn)得更加彎曲或女性角色的頭部相較于男性會更顯著地低垂。此外，在廣告中，女性角色比男性角色微笑得更加頻繁[13]。

Furnham 與Saar 的調(diào)查還顯示，在英國的電視廣告中，有48.4%的女性被刻畫為家庭角色，與之相對，男性只有10.5%的占比。男性相較于女性更常被描繪成獨(dú)立自主的角色，其占比分別為57.9%和19.4%[14]。不難看出，在性別刻板印象方面，人們對于女性的偏見比對男性的偏見更為嚴(yán)重。

1.4 關(guān)于電子游戲廣告中性別刻板印象方面的研究

Downs 與Smith 指出，電子游戲中的女性角色常被性感化，被描繪得妖嬈且著裝較少[15]。而Dill和Thill 調(diào)查表明，在流行的游戲雜志中，有83%的男性游戲角色被描繪成暴力的形象[3]。通常來說，男性游戲角色總是以“超級男性”的形象示人，并且32%的游戲場景充滿了暴力色彩。這些特性會對游戲玩家產(chǎn)生嚴(yán)重影響，有研究表明，過度的以及具有敵對性的男性氣概會增強(qiáng)性侵略性[8，16]。

大多數(shù)的游戲預(yù)告片都會通過玩家的視角來向消費(fèi)者介紹游戲世界和游戲內(nèi)容[17]，而在性別刻板印象廣告中，女性玩家的視角往往被忽略。盡管有43.9%的商業(yè)游戲影片廣告中同時出現(xiàn)了男性與女性角色，但是，女性也并不總是被描述為游戲玩家。在這些有女性出現(xiàn)的廣告片中，只有22% 的女性角色正在玩游戲以及14%的女性角色正在談?wù)撚螒颉Ｅc之相反，當(dāng)男性角色出現(xiàn)在類似的游戲廣告片中時，正在玩游戲與正在談?wù)撚螒虻谋壤謩e為47.8%與36.7%[2]。

根據(jù)Behm?Morawitz 的研究結(jié)論，電子游戲產(chǎn)業(yè)的未來發(fā)展可能在很大程度上取決于該產(chǎn)業(yè)能夠及時應(yīng)對不斷增長的女性、種族以及民族消費(fèi)市場的能力。由此可知，在大量且廣泛的游戲角色以及豐富的游戲廣告中加入更多女性及少數(shù)族裔角色、減少刻板印象廣告，將是保證未來游戲產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展以及增加游戲銷量的有效手段。然而，許多廣告者依然僅僅依賴于使用廣告中的刻板印象去快速地建立與部分受眾的共識，從而起到吸引的作用[18]。

2 研究假設(shè)

基于前述的研究情況，本研究擬對電子游戲性別刻板印象中的消費(fèi)者反應(yīng)進(jìn)行嘗試性探索，并建立相應(yīng)的研究框架（圖1 所示）。在本研究框架中，“說服意圖”“廣告參與感”“觀眾情緒”“對廣告的批判態(tài)度”“對該款游戲的態(tài)度”以及“購買意圖”，是筆者擬通過調(diào)查問卷試圖測量的元素，是消費(fèi)者反應(yīng)的具體化表示。參與者的“教育背景”“性別”“年齡”則為協(xié)變量，不為實驗者所操控，也不因問卷內(nèi)容設(shè)計而改變，但仍影響消費(fèi)者反應(yīng)。以此為基礎(chǔ)，本研究結(jié)合前人的研究成果提出相應(yīng)的假設(shè)。

圖1 研究框架與構(gòu)建元素

首先，F(xiàn)riestad 和Wright 的說服知識模型認(rèn)為，當(dāng)個體面對有說服意圖的信息時，他們會激活并執(zhí)行旨在抵御該說服性信息的策略[19]。而對于廣告意圖尤其是其中的銷售與說服意圖的理解，正是說服知識的重要組成部分[20]。根據(jù)Rozendaal 等人的研究，隨著對廣告概念理解的發(fā)展，人們也將對廣告產(chǎn)生更多的批評態(tài)度[21]。據(jù)此，本研究提出假設(shè)H1：受眾對廣告說服意圖的理解與對廣告的批判態(tài)度成正相關(guān)關(guān)系。

其次，Krugman 認(rèn)為，消費(fèi)者對于產(chǎn)品或品牌的看法會受廣告影響，在廣告不斷重復(fù)后，若消費(fèi)者參與感較低，則其對廣告的態(tài)度也會隨之改變。此外，在觀看廣告后，參與感高的消費(fèi)者會迅速產(chǎn)生關(guān)于廣告產(chǎn)品的認(rèn)知與信念的變化，這種變化也導(dǎo)致了其態(tài)度與行為的變化[22]。因此，更高的廣告參與感更可能帶來受眾對廣告、產(chǎn)品以及品牌更好的態(tài)度，而較低的廣告參與感也更有可能導(dǎo)致受眾對廣告的批判態(tài)度增加。據(jù)此，本研究提出假設(shè)H2：受眾的廣告參與感與對廣告的批判態(tài)度成負(fù)相關(guān)關(guān)系。

再次，Orth 和Holancova 研究發(fā)現(xiàn)，情緒不僅會影響受眾對于廣告的態(tài)度，還會影響其對品牌的評估[23]。Allen 也發(fā)現(xiàn)，忽略消費(fèi)者的情緒反應(yīng)會阻礙品牌或經(jīng)營者對消費(fèi)者偏好的洞察[24]。具體而言，觀眾情緒低落則對于廣告的批判態(tài)度增加、對該款游戲的態(tài)度變差，而當(dāng)觀眾情緒高漲時則情況相反。據(jù)此，本研究提出假設(shè)H3：受眾的觀眾情緒與對廣告的批判態(tài)度成負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H4：受眾情緒與其對該款游戲的態(tài)度成正相關(guān)關(guān)系。

此外，Rozendaal 等研究發(fā)現(xiàn)，由對廣告的批判態(tài)度而產(chǎn)生的負(fù)面影響將從針對特定廣告轉(zhuǎn)而針對該品牌及其相關(guān)廣告[25]。對廣告的批判態(tài)度確實有可能改變受眾對于廣告、特定產(chǎn)品以及品牌的反應(yīng)。據(jù)此，本研究提出假設(shè)H5：受眾對廣告的批判態(tài)度與其對該款游戲的態(tài)度成負(fù)相關(guān)關(guān)系。

最后，Vanwesenbeeck 等認(rèn)為，受眾個人可以僅僅因為信息使其感到愉悅而被說服，從而產(chǎn)生購買意圖[26]。由此可以推斷，受眾在接收廣告信息后，對于廣告及游戲的態(tài)度與其購買意圖間具有相關(guān)關(guān)系。據(jù)此，本研究提出假設(shè)H6：受眾對廣告的批判態(tài)度與其購買意圖成負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H7：受眾對該款游戲的態(tài)度與其購買意圖成正相關(guān)關(guān)系。

3 研究過程

本研究的實地調(diào)查采用定量研究方法，以方便對消費(fèi)者的反應(yīng)進(jìn)行客觀計算。研究者通過兩個版本的問卷對每個參與者的情緒反應(yīng)、態(tài)度以及人群特征進(jìn)行統(tǒng)計與測量[27]。兩版問卷的唯一不同之處是針對游戲平面廣告的不同設(shè)計：第一版問卷中的廣告無明顯的性別刻板印象，而第二版則有著更明顯的性別刻板印象。

需要特別說明的是，本研究為了控制變量，選取的兩個不同的廣告圖像來自于同一電子游戲《質(zhì)量效應(yīng)》：第一個游戲的平面廣告來源于2012 年發(fā)行的《質(zhì)量效應(yīng)3》，而另一個游戲的廣告圖像來自2010 年發(fā)行的《質(zhì)量效應(yīng)2》。二者的設(shè)計風(fēng)格以及故事背景相似，并且都有男性角色以及女性角色，不同之處僅在于對女性角色的描繪。在研究中，對女性角色的不同展示將作為兩版問卷的唯一變量。

基于Sandelowski 的理論，本研究采用了隨機(jī)目的抽樣法[28]。在原始方案中，兩版問卷的有效回復(fù)數(shù)下限都為80 份，故共需160 份有效問卷。而在實際調(diào)查過程中，研究者通過網(wǎng)絡(luò)平臺發(fā)布的匿名問卷的鏈接被點(diǎn)擊超過了500 次，共得到了210 份有效的問卷回復(fù)(實驗樣本)，包括了第一版問卷回復(fù)118 份，第二版問卷回復(fù)92 份。

4 結(jié)果分析

4.1 樣本背景

研究者對樣本的總體背景情況進(jìn)行了統(tǒng)計，結(jié)果見表1、表2 和表3。

表1 受訪者的性別情況

表2 受訪者的年齡情況

表3 受訪者的教育背景情況

4.2 描述統(tǒng)計分析

研究者進(jìn)行了兩次檢驗以比較兩版問卷的構(gòu)建元素的平均值，數(shù)值用1（強(qiáng)烈不同意）至5（強(qiáng)烈同意）表示，中值為3。具體結(jié)果如表4、表5 所示。

表4 問卷1 的描述性統(tǒng)計

表5 問卷2 的描述性統(tǒng)計

從表4、表5 可以看到，除去“對廣告的批判態(tài)度”，表4 中的“說服意圖”“廣告參與感”“觀眾情緒”“對該款游戲的態(tài)度”以及“購買意圖”的平均值都高于表5 中的相關(guān)平均值。具體來說，表4 中“說服意圖”的平均值（3.55）高于其在表5 的平均值（3.50），但由于該元素在表4 中的標(biāo)準(zhǔn)偏差（1.07）高于表5（0.98），所以，表5 的“說服意圖”影響力較強(qiáng)；“對廣告的批判態(tài)度”在表5 的平均值（3.15）略高于表4（3.14），差別不大；兩個表格中的“購買意圖”平均值都低于中值3，該元素在表4中的平均值（2.53）與標(biāo)準(zhǔn)偏差（1.26）都優(yōu)于表5 中的平均值（2.45）與標(biāo)準(zhǔn)偏差（1.27）。由此可見，無性別刻板印象游戲廣告的問卷數(shù)據(jù)得分高于有性別刻板印象廣告的問卷。

4.3 相關(guān)性分析

本研究利用皮爾森相關(guān)系數(shù)來檢驗兩個變量間的關(guān)系，結(jié)果如表6、表7 所示。

在表6 中，“觀眾情緒”與“對廣告的批判態(tài)度”與其他變量都有著顯著的相關(guān)性。而在表7 中，“觀眾情緒”與“對廣告的批判態(tài)度”除了與“說服意圖”有中度相關(guān)性外，與其他變量都顯著相關(guān)。由此可以看出，與“對廣告的批判態(tài)度”相關(guān)的數(shù)值都呈現(xiàn)為負(fù)數(shù)。這是因為盡管該元素也通過5 點(diǎn)李克特尺度進(jìn)行衡量，但由于分?jǐn)?shù)越高代表“對廣告的批判態(tài)度”越低，因此，在后續(xù)分析中，該元素將會被調(diào)整為較低分?jǐn)?shù)代表較少的批判態(tài)度。

表6 問卷1 的相關(guān)性情況

表7 問卷2 的相關(guān)性情況

同時，表6 中的“說服意圖”對“廣告參與感”以及“對該款游戲的態(tài)度”呈中度相關(guān)性，且其與“購買意圖”的相關(guān)性較弱，但與剩余的其他變量相關(guān)顯著。表7 中，“說服意圖”也與“購買意圖”呈弱相關(guān)，而與其他變量具有中度相關(guān)性。此外，在表6中，“廣告參與感”對“說服意圖”以及“購買意圖”中度相關(guān)，而與其他變量顯著相關(guān)。在表7 中，“廣告參與感”與“說服意圖”也有著中度相關(guān)性，而與其他變量顯著相關(guān)。至于“對該款游戲的態(tài)度”，在表6 與表7 中都與“說服意圖”中度相關(guān)，而與其他變量顯著相關(guān)?！百徺I意圖”在表6 中與“說服意圖”呈弱相關(guān)，與“廣告參與感”呈中度相關(guān)性，而與其他變量則相關(guān)顯著；其在表7 中除了與“說服意圖”呈弱相關(guān)，與其他變量依然顯著相關(guān)。以上情況表明，“觀眾情緒”與“對廣告的批判態(tài)度”是模型構(gòu)建中的重要影響因素。

4.4 假設(shè)驗證

4.4.1 對假設(shè)H1、H2、H3 進(jìn)行驗證

在表8 中，“說服意圖”的beta 值（?0.097）表明其與“對廣告的批判態(tài)度”呈負(fù)相關(guān)關(guān)系?！罢f服意圖”的p值（0.135）與“廣告參與感”的p值（0.303）表明其與因變量的相關(guān)性低，因此，H1 與H2 都不成立?！坝^眾情緒”的beta 值（?0.714）與p值（0.000）代表了H3 成立。

表8 問卷1 的多元線性回歸分析

在表9 中，“說服意圖”的beta 值（?0.182）、“廣告參與感”的beta 值（?0.269）與“觀眾情緒”的beta值（?0.463）都反映出它們與“對廣告的批判態(tài)度”呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。同時，表9 中三個p值都證明其顯著性成立。所以，H1 不成立，H2 與H3 成立。

表9 問卷2 的多元線性回歸分析

4.4.2 對假設(shè)H4、H5 進(jìn)行驗證

在表10 中，“觀眾情緒”的beta 值（0.320）表明其與“對該款游戲的態(tài)度”正相關(guān)，而“對廣告的批判態(tài)度”的beta 值（?0.594）說明其與“對該款游戲的態(tài)度”負(fù)相關(guān)。同時，表格中兩者的顯著性p值更代表了H4 與H5 成立。

表10 問卷1 的多元線性回歸分析

在表11 中，“觀眾情緒”的beta 值(0.114)代表其與“對該款游戲的態(tài)度”正相關(guān)，而“對廣告的批判態(tài)度”的beta 值(-0.772)也證明其與因變量負(fù)相關(guān)。然而，“觀眾情緒”的顯著性p值(p=0.142>0.05)代表H4 因相關(guān)性低而無法成立，而“對廣告的批判態(tài)度”的顯著性p值(p=0.000<0.05)表明H5 成立。

表11 問卷2 的多元線性回歸分析

4.4.3 對假設(shè)H6、H7 進(jìn)行驗證

在表12 中，“對廣告的批判態(tài)度”的beta值（?0.296）與“對該款游戲的態(tài)度”的beta值（0.342）分別證明了H6 中的負(fù)相關(guān)關(guān)系與H7 中的正相關(guān)關(guān)系，且表格中的兩項p值也代表兩個獨(dú)立變量對因變量“購買意圖”有著顯著相關(guān)性。因此，H6 與H7 成立。

表12 問卷1 的多元線性回歸分析

在表13 中，“對廣告的批判態(tài)度”的beta值（?0.320）與“對該款游戲的態(tài)度”的beta值（0.337）分別證明了H6 中的負(fù)相關(guān)關(guān)系與H7 中的正相關(guān)關(guān)系，且表格中的兩項p值也表明二者對因變量“購買意圖”的顯著影響力。因此，H6 與H7成立。

表13 問卷2 的多元線性回歸分析

4.5 協(xié)變量驗證

在本研究中，“年齡”“性別”和“教育背景”作為協(xié)變量被包含在結(jié)構(gòu)模型中，處理后的具體數(shù)據(jù)如表14、表15 所示。

表14 問卷1 的協(xié)變量的變異數(shù)分析

在表14 中，“年齡”是“觀眾情緒”“對廣告的批判態(tài)度”以及”對該款游戲的態(tài)度”的協(xié)變量，“性別”與“對廣告的批判態(tài)度”并無顯著相關(guān)，“教育背景”是“說服意圖”的協(xié)變量，卻與“對廣告的批判態(tài)度”無關(guān)。

表15 問卷2 的協(xié)變量的變異數(shù)分析

在表15 中，“年齡”作為協(xié)變量與其他變量間無顯著相關(guān)關(guān)系，“性別”與“對廣告的批判態(tài)度”顯著相關(guān)，“教育背景”作為協(xié)變量與其他變量間也無顯著相關(guān)關(guān)系。

5 研究結(jié)論

5.1 研究結(jié)論

本研究基于對性別刻板印象現(xiàn)象與相關(guān)廣告的關(guān)系的研究，對電子游戲性別刻板印象廣告的消費(fèi)者反應(yīng)進(jìn)行評估，最終得出如下結(jié)論。第一，消費(fèi)者對于無性別刻板印象電子游戲廣告的反應(yīng)優(yōu)于有性別刻板印象的廣告。換言之，受眾更能接受無性別刻板印象的電子游戲廣告。第二，“觀眾情緒”與“對廣告的批判態(tài)度”是影響電子游戲廣告效果的重要因素，二者對于研究模型中的其他元素均顯著相關(guān)。第三，“觀眾情緒”與“對廣告的批判態(tài)度”呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。換言之，當(dāng)觀眾情緒越正面時，其“對廣告的批判態(tài)度”越少；而當(dāng)觀眾擁有越多負(fù)面情緒時，其“對廣告的批判態(tài)度”隨之增多。由此推之，當(dāng)受眾因性別刻板印象廣告而產(chǎn)生負(fù)面情緒時，對電子游戲廣告的批判態(tài)度就會隨之增加。第四，受眾“對廣告的批判態(tài)度”與“對該款游戲的態(tài)度”呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。當(dāng)受眾對電子游戲廣告產(chǎn)生越多的批判態(tài)度時，對該款游戲的好感度越會隨之下降。因此，若能減少受眾對廣告的批判態(tài)度，則受眾對游戲產(chǎn)品的好感度也會隨之增加。第五，受眾“對廣告的批判態(tài)度”與“購買意圖”呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。當(dāng)受眾因性別刻板印象而對電子游戲廣告的批判變多時，其對該款游戲的購買意愿也會隨之變小。因此，若能減少受眾對廣告的批判態(tài)度，則受眾對該款游戲的購買意愿就會隨之提高，游戲銷量也會隨之增加。第六，受眾“對該款游戲的態(tài)度”與“購買意圖”呈正相關(guān)關(guān)系。當(dāng)受眾對該款游戲產(chǎn)品的好感度下降時，其購買意愿會隨之減弱。因此，若能提高受眾對游戲的好感度，其購買意愿也會隨之上升，從而增加游戲銷量。第七，“性別”作為協(xié)變量，在面對有明顯性別刻板印象的電子游戲廣告時，與“對廣告的批判態(tài)度”顯著相關(guān)。

綜上所述，在女性已成為電子游戲消費(fèi)者群體重要組成部分的背景下，游戲廣告創(chuàng)作需要與當(dāng)下電子游戲的發(fā)展趨勢相匹配。減少電子游戲廣告中的性別刻板印象以提高消費(fèi)者情緒愉悅程度、降低消費(fèi)者對廣告的批判態(tài)度，是優(yōu)化電子游戲廣告效果的有效方法。

5.2 研究的局限

第一，本研究的結(jié)果無法反應(yīng)所有的可能情況。問卷通過向受訪者展示來自同一系列電子游戲的兩個圖像廣告來控制變量，因此，受訪者反應(yīng)的差異主要集中于性別角色的不同。然而，在現(xiàn)實世界中，消費(fèi)者對電子游戲廣告的判斷不僅會受到角色描繪的影響，其他諸如海報設(shè)計、游戲世界觀以及受訪者的偏愛等因素，也會影響受眾的判斷。

第二，本研究的受訪者只有210 名，樣本量偏少。以后的研究應(yīng)盡可能擴(kuò)大樣本數(shù)量，以得出更加準(zhǔn)確的研究結(jié)論。