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        2. 游戲化營銷的消費者參與意向研究
          2022-04-02 02:04:59    來源:中國廣告    作者:夏 濤 寧自冉   
          摘要:本研究以自我決定理論、心流理論以及技術接受模型為理論基礎,深入剖析影響消費者游戲化營銷參與意向的各個因素,系統地提出游戲化營銷參與意向的相關變量;通過問卷調查收集相關數據,對模型進行實證檢驗,探索各影響因素與消費者參與游戲化營銷意向之間的共變關系;研究認為游戲化營銷傳播在策劃、設計和執行的全流程中需要貫穿以消費者為中心的意識,樹立明確的游戲化思維。
           
          關鍵詞:游戲化營銷;參與意向;影響因素;結構方程模型分析
           
           
          威廉姆· 斯蒂芬森(WilliamStephenson,1902-1989) 在《大眾傳播的游戲理論》(The PlayTheory of Mass Communication,1967)中提出一個重要觀點:傳播是一種受眾的主觀性游戲。
           
          作為一種從受眾主體性出發而進行的傳播機制轉變,游戲化為營銷傳播的發展提供了新的方向和可能:“學習強國”學習平臺中積分和對戰的機制設計、支付寶螞蟻森林、微信運動步數的排行榜設計;以及每年雙11各路電商平臺推出的令人眼花繚亂的促銷紅包玩法設計等,都體現出游戲化與營銷傳播結合的特征。
           
          觀察并思考游戲化營銷,我們將其界定為是運用游戲思維進行策劃和設計,將游戲特性和機制融入營銷傳播環節,通過創造受眾娛樂體驗,刺激消費者積極參與的動機,而推動營銷目標實現的一種營銷理念和方式。
           
          《福布斯》商業雜志曾對游戲化在未來的大規模商用做出預測,認為到2015年,位居世界前1000強的企業和組織中,將有40%會采用游戲化作為轉化其商業目標的主要手段之一,但截至2014年,現存80%的游戲化應用卻無法達成其預設的商業目標,這一方面是由于設計缺陷,另一方面也因為游戲化營銷的實踐應用尚不成熟,導致受眾主動參與游戲的動機較弱。
           
          那么,什么是影響受眾主動參與游戲化營銷的驅動因素?我們開展了以下研究。
           
           
          一、研究假設:游戲化營銷受眾參與意愿影響因素模型
           
           
          我們以自我決定理論、心流理論和技術接受模型為理論框架,建立了游戲化營銷的消費者參與意向影響因素模型,如圖1 所示。該模型旨在探索游戲化特性、心流體驗、感知趣味性、感知有用性與消費者的游戲化營銷參與意向之間的互變關系。
           
          (一)上述模型共包含三種變量
           
          1. 自變量:包括目標性、反饋性、社交性和既有負面經驗四個變量。四者均不受其他變量影響,并對其他變量產生影響。
          2. 中間變量:包括感知趣味性、感知有用性、心流體驗和消費者態度四個變量。
          3. 因變量:即消費者對游戲化營銷的參與意向。該變量隨其他變量的變化而發生相應變化。

                   
          (二)變量間具體假設關系
           
          游戲特性或稱玩法,作為游戲的核心組成部分,也是所有游戲共有的組件。游戲化設計師麥格尼格爾認為,在游戲中起到決定性規制作用的唯有目標性、規則性、反饋性和自愿性這些特性。類似的,從事游戲化商業應用的學者Werbach 和Hunter(2012)曾提出名為DMC 金字塔的分類框架。該框架根據游戲元素和特性在商業化營銷中應用的難易程度,將其劃分為組件類(Components)、機制類(Mechanics) 和動力類(Dynamics)。其中“動力”類專指對玩家的自主游戲化行為起關鍵激勵作用的力量,即玩家內部動機的來源。游戲中的目標、規則便歸屬于這一層面。
           
          據此,本文提出以下假設:
          H1: 游戲化特性對消費者的感知趣味性有正向影響
          游戲中目標設置的恰當與否是決定能否成功吸引消費者參與,并使消費者在參與過程中獲得樂趣的關鍵因素。因此,本文假設如下:
          H1a:目標性對消費者的感知趣味性有正向影響
           
          H1b:反饋性對消費者的感知趣味性有正向影響
           
          H1c:社交性對消費者的感知趣味性有正向影響
           
          為達到游戲化的工具目的,產生更多的實際價值,社交作為一種有效擴大影響力的游戲特性往往在游戲化營銷的設置中舉足輕重。
           
          另一方面,游戲中的社交屬性也起到了滿足人們歸屬需求的作用。和同伴一起游玩,時常使得游戲更具樂趣,更不用說社交有時可以作為游戲的核心玩法。
           
          H2: 感知趣味性對消費者的心流體驗有正向影響心流體驗是指個體進行某項活動時,高度集中注意力,忘我的一種狀態。其產生于活動挑戰難度與用戶個人能力之間的平衡地帶。這種體驗能帶給人高度的沉浸感與滿足感,而要促使這種狀態和體驗的發生,引人入勝的樂趣必不可少。
           
          H3: 感知趣味性對消費者的感知有用性有正向影響
           
          H4: 感知趣味性對消費者態度有正向影響
           
          感知有用性作為技術接受模型的關鍵變量之一,其對用戶的態度傾向和行為意愿存在顯著影響已成為先驗的范式。而在游戲化營銷中,參與者不僅能收獲娛樂體驗,還時常追求其中的物質獎勵。從某種意義上而言,參與行為還有維系人際關系和了解游戲所涉信息的實際效用。因此,我們將感知有用性定義為玩家對游戲化營銷實際益處的感知程度,進而提出假設如下:
           
          H5: 感知有用性對消費者態度有正向影響
           
          H6: 感知有用性對消費者的游戲化參與意向有正向影響
           
          H7: 既有負面經驗對消費者的感知有用性有負向影響
           
          H8: 既有負面經驗對消費者態度有負向影響
           
          研究證明,在用戶的認知、情感和行為傾向的形成和改變上,心流體驗的存在能夠發揮作用,具有一定的價值。例如,李儀凡(2009)的研究顯示,心流體驗通過網絡游戲玩家滿意度的中介,對其積極口碑傳播和持續使用行為產生影響①。因此,本文提出如下假設:
           
          H9: 心流體驗對消費者的游戲化參與意向有正向影響在技術接受模型中,一個重要的假設在于認為用戶對技術或信息系統的采納和使用是由其自身的行為意向所決定的。而其行為意向則受到個體對系統所秉持的主觀立場以及系統本身的特性所影響。一般認為,態度即個體對某個事物或想法所持有的好惡情感和行為立場。這樣的定義揭示出行為意向和態度兩者之間的緊密聯系。在營銷傳播的情境中,游戲化能在消費者和品牌之間創造出的強烈情感聯系也已被證實②(Norris 和Colman,1993)。因此,本文提出假設如下:
           
          H10: 消費者態度對消費者游戲化參與意愿有正向影響
           
           
          二、研究過程:游戲化營銷中消費者參與意向的影響因素
           
           
          (一)、問卷設計
           
          1.量表來源
           
          為保證調查問卷兼具信度和效度,本研究的量表均采用李克特五級量表,選項分值由5-1分依次遞減,代表從非常同意到非常不同意。量表具體題項如表1 所示。
           
          2.問卷結構
           
          本研究的調查問卷由消費者態度量表、游戲化營銷參與情況和人口統計學信息,共三個部分組成。
           
          消費者態度量表。作為調查問卷的核心,該部分由9組共30道李克特五級量表題構成,用以測量消費者的主觀感受。其中目標性、反饋性、社交性是游戲化營銷的主要特性;消費者的主觀感知包括感知有用性和感知趣味性;既有負面經驗作為負向影響因素置入其中;消費者態度是指其對游戲化營銷所涉及的對象,在認知、情感和行為層面上總的傾向;參與意向部分則旨在測量消費者對是否參與游戲化營銷的選擇傾向。
           
          游戲化營銷參與情況。該部分由三道題組成,包括消費者參與游戲化營銷的頻率、平均時長和具體原因,借以了解消費者參與游戲化營銷的習慣和偏好。
           
          人口統計學特征。該部分由五道題組成,包含樣本的性別、年齡、受教育程度、收入和職業背景,主要用以了解游戲化營銷參與者的構成情況。
           
          3.預調查
           
          為保證調查的可靠性,在正式調查開展前,本研究以小規模發放問卷的方式進行了預調查,共回收50 份有效樣本。在此基礎上使用SPSS軟件對回收的數據進行了信度檢測。結果如表2 所示,本問卷各變量的 Cronbach α 系數均在0.7以上,表明問卷信度水平良好,具有較高的內部一致性與穩定性,適合進一步使用。

                                      
           
          (二) 實證分析
           
          1. 樣本人口統計學特征分析
           
          在預調查基礎上,本研究展開正式調查。通過問卷星平臺采取滾雪球的方式,共回收問卷469份。在過濾重復IP地址、甄別反向問題,并篩除首題選“無”(即沒有游戲化營銷參與經歷)的109 份無效問卷后,實際回收有效問卷共360份,問卷有效率達到76.76%。其中,有效樣本的人口統計學情況如表3 所示。

                                      
           
          2.變量描述性統計及信效度分析
           
          本研究選擇使用李克特五級量表作為研究中潛在變量的測量方式。其中,選項分值從5分至1分依次減少,分別代表樣本的態度從非常同意到非常不同意。量表中包含一道反向計分題(問卷第一部分第8題),在轉換處理后,本研究通過SPSS 22.0軟件分析各變量數據均值和標準差,得到各變量描述性統計值,如表4 所示。
           
          由上表所呈現的數據可知,各變量的均值處于2.648-3.593,標準差處于0.834-0.947,說明樣本數據集中趨勢比較明顯。
           
          本研究所采取的問卷信度檢驗方式是克隆巴赫一致性系數(Cronbach’s Alpha),一般認為,克隆巴赫一致性系數在0.7-0.8之間,表示問卷數據的一致性較好。本研究使用SPSS 22.0軟件對360份有效樣本進行可靠性檢測,結果如表5 所示。
           
          從表5 中的數據可以看出,問卷整體信度系數為0.898,大于0.7。各個變量的信度分別為社交性0.843、目標性0.877、反饋性0.852、感知趣味性0.850、感知有用性0.809、既往負面經驗0.795、心流體驗0.814、消費者態度0.855、行為意向0.828,均通過檢驗,信度較高。
           
          鑒于問卷在經典量表的基礎上進行了一定的修改,為保障問卷的結構效度,本研究對問卷數據進行了探索性因子分析(EFA)。通過降維,因子分析能夠將錯綜復雜的變量綜合為有限的幾個核心因子,進而可以同研究預設的維度進行對比,判斷問卷的設置是否合理。為滿足因子分析的前提條件,本研究還對問卷數據進行了KMO值的統計。數據分析結果顯示(表6),本研究數據的KMO 值達到 0.884,大于0.6。此外,本研究數據的Bartlett球形度檢驗結果顯著性P<0.001,也表明研究數據適合進一步分析。
           
          本研究在探索性因子分析中使用主成分分析法進行因子提取,經最大方差法旋轉后得出總方差解釋,并根據通用標準特征值大于1的標準提取公共因子。如表7所示,本研究通過因子分析共提取9個公共因子,累計貢獻率達74.462%,說明這9個因子能較為合理地解釋測量的指標。結果與原定維度個數相同。
           
          進一步,測量指標的篩查標準通常要求某一個因子的載荷值在0.5以上,并在其他因子上的值在0.5以下,否則會列為不明確,必須舍棄。本研究的篩查結果如表8 所示,數據中每個測量變量在自身因子上的載荷都大于0.5,而在其他因子上的載荷都小于0.5。因此,可以認為研究中所有測量項目分類明確,問卷量表結構效度良好。

                                    
           
          3.相關分析
           
          本研究采用相關分析常見的皮爾遜(Pearson)相關系數對社交性、目標性、反饋性、感知趣味性、感知有用性、既有負面經驗、心流體驗、消費者態度、參與意向進行相關性檢驗,結果如表9所示。
           
          從表中可知,社交性、目標性、反饋性與感知趣味性的皮爾遜相關系數分別為0.396、0.365和0.410,系數均已通過了顯著水平為1%的顯著性檢驗,由此可知社交性、目標性、反饋性與感知趣味性具有顯著的正相關性。
           
          感知趣味性、既有負面經驗與感知有用性的皮爾遜相關系數分別為0.529 和-0.235,系數均已通過了顯著水平為1% 的顯著性檢驗,由此可知感知趣味性、既有負面經驗與感知有用性分別具有顯著的正相關性和負相關性。
           
          感知趣味性、感知有用性、既有負面經驗與消費者態度的皮爾遜相關系數分別為0.399、0.402、-0.249,系數均已通過了顯著水平為1% 的顯著性檢驗,由此可知感知趣味性、感知有用性與消費者態度具有顯著的正相關性。既有負面經驗則與消費者態度具有負相關性。
           
          感知趣味性與心流體驗的皮爾遜相關系數為0.412,系數均已通過了顯著水平為1% 的顯著性檢驗,由此可知感知趣味性與心流體驗具有顯著的正相關性。心流體驗、感知有用性、消費者態度與參與意向的皮爾遜相關系數分別為0.392、0.531、0.467,系數均已通過了顯著水平為1% 的顯著性檢驗,由此可知心流體驗、感知有用性、消費者態度與游戲化參與意向具有顯著的正相關性。

                                                             
          4.結構方程模型分析
           
          經過信度、效度和相關性分析,本研究數據的準確性和可靠性,以及模型變量間的共變關系得到肯定。為進一步探索變量間的因果關系,明確各變量間直接影響和間接影響的路徑系數,同時考慮到本研究模型假設中的變量均為潛在變量且以多元形式出現這一前提,本研究決定采取結構方程模型的方法,使用軟件AMOS26.0 對假設模型進行分析。
           
          本研究假設模型中所涉及的潛在變量共9個,分別為目標性、反饋性、社交性、感知趣味性、感知有用性、既有負面經驗、心流體驗、消費者態度和游戲化參與意向。在AMOS26.0中,首先對9個潛在變量進行表示,形成結構模型。再將其與相應的問卷題項量表數據,即觀測變量相連接,形成觀測模型。進一步地按照結構化方程模型分析原則為每一個觀測變量和內生潛變量增添相應的誤差項,并將外生潛變量兩兩連接,最終在軟件中建模,如圖2 所示:
           
          在結構化方程模型中,假設模型和樣本數據的擬合程度如何是決定能否進一步展開分析的前提。表10為本研究假設模型的擬合指標數值和常見的擬合指標界值標準。
           
          經對比可以發現,本研究假設模型的各擬合指標均在可以接受的范圍之內,模型整體擬合度較好,適合進一步研究分析。
           
          在此前預設的游戲化營銷的消費者參與意向影響因素模型中,潛在變量包括游戲化特性(目標性、反饋性、社交性)、感知趣味性、感知有用性、既有負面經驗、心流體驗、消費者態度和游戲化參與意向,并提出了一系列關于變量關系的假設。根據對模型的統計性檢驗,得到各假設對應的路徑系數結果,如表11 所示。
           
          從表中可見,10條路徑中9條路徑通過顯著性檢驗,其中7個假設達到P<0.001的顯著性水平,2條路徑的顯著性在可接受范圍內。同時,假設H7的路徑P值為0.095,換言之,既有負面經驗對感知有用性缺乏顯著負向影響。

                             
          5.變量影響效應
           
          結構方程模型中包含變量間的直接影響效應、間接影響效應和總影響效應。通過檢驗變量間的影響效應,可以進一步明確變量間的因果關系。下表顯示了本研究變量之間的影響路徑和相應標準化路徑系數。
           
          變量間的直接影響效應
           
          在本研究構建的游戲化營銷的消費者參與意向影響因素假設模型中,外生潛變量游戲化特性(目標性、反饋性、社交性)對內生潛變量感知趣味性有直接影響;外生潛變量既有負面經驗對內生潛變量感知有用性和消費者態度有直接影響;內生潛變量感知趣味性對心流體驗、感知有用性、消費者態度有直接影響;內生潛變量感知有用性對消費者態度和游戲化參與意向有直接影響;內生潛變量心流體驗和消費者態度對游戲化參與意向有直接影響。
           
          由變量間直接影響效應表(表12)中可以看出,包括目標性、反饋性和社交性在內的外生潛變量作為游戲化特性是消費者感知趣味性的關鍵預測變量。其中目標性對于感知趣味性的路徑系數為0.177(P<0.05),達到顯著水平;反饋性的路徑系數為0.406(P<0.001),達到顯著水平;社交性對于感知趣味性的影響路徑系數為0.363(P<0.001),達到顯著水平。綜合以上,本研究的假設H1成立,即游戲化特性對消費者的感知趣味性有正向影響。
           
          根據既往的研究文獻,本研究在前篇做出兩個假設,即H7: 既有負面經驗對消費者的感知有用性有負向影響,H8: 既有負面經驗對消費者態度有負向影響。實際的數據分析結果表示,盡管既有負面經驗對于消費者態度的路徑系數為-0.113(P<0.05),達到顯著水平,假設H8成立。但既有負面經驗對于感知有用性的回歸顯著性P 值為0.095,大于0.05的顯著性水平,故假設H7在本研究中并未得到支持。既有負面經驗也就對消費者的感知有用性缺少負面影響。
           
          在內生潛變量感知趣味性的直接影響效果方面,其對于心流體驗的路徑系數為0.580(P<0.001),達到顯著水平,假設H2 成立,即感知趣味性對消費者的心流體驗有正向影響;其對于感知有用性的路徑系數為0.677(P<0.001),達到顯著水平,假設H3 成立,即感知趣味性對消費者的感知有用性有正向影響;對于消費者態度的路徑系數為0.233(P<0.001),達到顯著水平,假設H4成立,即感知趣味性對消費者態度有正向影響。
           
          在內生潛變量感知有用性的直接影響效果方面,其對于消費者態度的路徑系數為0.190(P<0.001),達到顯著水平,假設H5成立,即感知有用性對消費者態度有正向影響;對于游戲化參與意向的路徑系數為0.320(P<0.001),達到顯著水平,假設H6成立,即感知有用性對消費者的參與意向有正向影響。
           
          最后,對于游戲化營銷的參與意向而言,消費者態度和心流體驗都會起到一定的直接影響作用,其中消費者自身對游戲化營銷所持心理傾向的影響要明顯強于心流體驗帶來的影響。具體而言,心流體驗對于游戲化參與意向的路徑系數為0.194(P<0.001),達到顯著水平,假設H9成立,即心流體驗對消費者的參與意愿有正向影響。消費者態度對于游戲化參與意向的路徑系數則為0.414(P<0.001),達到顯著水平,假設H10成立,即消費者態度對消費者的有參與意愿正向影響。
           
          變量間的間接影響效應
           
          除了變量間的直接影響效應,在結構方程模型中,包括目標性、反饋性和社交性在內的游戲化特性還需要通過對感知趣味性的直接影響,進而對消費者的游戲化參與意向產生間接影響。而感知趣味性又要通過對心流體驗、感知有用性和消費者態度的直接影響,間接對游戲化參與意向產生影響。另一方面,感知有用性對于游戲化參與意向除了有直接影響作用,還通過消費者態度起到了間接影響作用。綜上,感知趣味性、感知有用性、心流體驗和消費者態度在游戲化參與意向的模型中共同起到中介作用。
           
          6.假設驗證
           
          本研究通過信度、效度和相關性分析,在確保研究數據準確可靠的基礎上,采取結構方程模型的方法對問卷數據進行多元分析,以此檢驗研究中預設的理論模型,并驗證相關假設。具體結果如表15 所示:
           
          在所有研究假設中,除假設H7被證偽外,其他各因素對游戲化營銷的消費者參與意向的影響假設均成立。在9個研究變量中,除游戲化參與意向自身以外,其他8個變量均對其產生直接或間接的影響。由變量總影響表中的數值可知,感知趣味性對游戲化參與意向正向影響最大(0.517),其次分別為感知有用性(0.477)、消費者態度(0.333)、心流體驗(0.203)、反饋性(0.174)、社交性(0.125)、目標性(0.073)、既往負面經驗(-0.075)。結合結構模型的檢驗結果,本研究理論模型修正后如圖3 所示。

                                    
                                    

           
           
          三、研究結論
           
           
          數據分析結果證明,除了既有負面經驗對消費者的感知有用性有負向影響的假設沒有得到支持以外,本研究的其他假設均得到支持。綜合以上,本研究得出主要結論如下:

                                    
                                    
           
          (一)游戲化特性是參與意向產生的前置因素
           
          根據本研究的數據分析結果,給消費者的游戲化參與意向帶來最大正向影響的變量是感知趣味性(0.517),其次依次是感知有用性(0.477)、消費者態度(0.333)、心流體驗(0.203)。可見,游戲化營銷傳播中所包含樂趣的多寡,是決定消費者參與與否的關鍵因素。
           
          在本研究中,包括目標性、反饋性和社交性在內的游戲化核心特性,被證明通過感知趣味性和心流體驗等變量的中介作用,對消費者的游戲化參與意向產生正向的間接影響。也即營銷傳播中的游戲化特性越強,消費者主動參與的意向就會越高。該結果不僅印證了作為游戲重要特性的目標性和反饋性在游戲化營銷的趣味生成中起到關鍵作用,同時也確認了社交性除了可以起到擴大營銷傳播影響力的作用,消費者得以進行互動的可能性會為游戲化營銷增添額外的樂趣;并且從數據來看,社交性所帶來的樂趣甚至超過了目標性。因此,注重游戲化營銷在社交方面的規則制定和玩法設計,運用游戲思維,將游戲特性和機制融入營銷傳播中,通過創造娛樂體驗,提供消費者參與動機,從而推動營銷目標實現,是游戲化營銷有效性的關鍵。
           
          (二)既往負面經驗對參與意向的削弱效果有限
           
          游戲化營銷就其工具性和功利性的本質而言與廣告傳播同根同源。在有關廣告回避的相關研究文獻中,既往對廣告的負面經驗常常作為一個降低未來接觸意愿的重要變量出現。基于此,本研究假設既往參與游戲化的負面經驗會對感知有用性和消費者態度之間造成負面影響;數據分析結果表明,盡管既有負面經驗對于消費者態度確有負向影響(-0.115),但其與感知有用性之間的關系假設不被支持(P>0.05)。其原因,可能在于游戲化仍處于方興未艾的階段。技術和想法的演進促使著游戲化營銷的推陳出新;消費者哪怕曾經有著負面的游戲化參與經歷,也難以抵御游戲化營銷不斷改頭換面的新花樣和新噱頭,以及近乎為零的參與成本的巨大吸引力。
           
          (三)有益性感知是游戲化營銷參與意向的重要因素
           
          數據分析結果顯示,感知有用性是繼感知趣味性后對消費者的游戲化參與意向產生正向影響最大的一個變量,其對游戲化參與意向的總影響達到了0.477。這與本研究所依賴的理論基礎之一,技術接受模型中先驗的假設相吻合。
           
          具體而言,技術接受模型認為感知有用性會以外部動機的形式推動使用者使用意愿的形成。拓展到游戲化營銷的語境,該假設仍能成立的原因可能在于游戲化營銷并非純粹的不具功利性質的游戲。除了游戲化的娛樂體驗帶來心理和情感上的滿足,游戲化營銷往往還通過提供實際物質性獎勵的方式吸引消費者參與(如今越來越多的一般意義上的游戲同樣開始使用類似方式吸引玩家)。這也是游戲化營銷區別于普通的游戲,而從傳統營銷中所繼承的一部分特質。作為激勵消費者參與營銷的另一條路徑,有用性應當在游戲化營銷傳播的策劃和執行中得到一定的關注。
           
           
          注釋
          ①李儀凡. 互聯網用戶體驗結構模型——以Flow 理論挖掘網站功能、社會屬性作用機制[D]. 復旦大學, 2009.
          ② Norris C E, Colman A M.Context effects on memory fortelevision advertisements[J].Social Behavior and Personality:
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          ③ Lee M C . Understanding
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          (夏濤,上海師范大學傳播學碩士;寧自冉,上海電影藝術學院教師)
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