陳素白 顧晨昱 呂明杰
(1.廈門(mén)大學(xué)新聞傳播學(xué)院 廈門(mén) 361005;2.之江實(shí)驗(yàn)室 杭州 310000)
社交媒體已經(jīng)成為網(wǎng)絡(luò)生活的重要部分,人們通過(guò)社交媒體平臺(tái)進(jìn)行交流和共享信息[1],這一過(guò)程中難免會(huì)留下許多個(gè)人信息數(shù)據(jù),這些數(shù)據(jù)被社交媒體平臺(tái)用于豐富人們網(wǎng)絡(luò)生活的同時(shí),也為網(wǎng)絡(luò)隱私問(wèn)題埋下隱患[2]。諸如近年的劍橋分析Cambridge Analytica (CA)丑聞事件,8700萬(wàn)facebook用戶的信息遭到非法泄露[3],又如Equifax數(shù)據(jù)泄露事件,侵害了1.46億用戶的個(gè)人信息隱私[4]。這些事件引起了學(xué)者們對(duì)個(gè)人隱私及信息安全問(wèn)題的關(guān)注。
然而社交媒體隱私安全問(wèn)題正在面臨“隱私悖論”的挑戰(zhàn),即用戶在擔(dān)心個(gè)人信息和隱私遭遇侵害的同時(shí),又披露自己的隱私,其中一種表現(xiàn)為用戶在經(jīng)歷隱私侵犯后并沒(méi)有更強(qiáng)的隱私保護(hù)意愿或采取更積極的隱私保護(hù)行為[5]。學(xué)界對(duì)此展開(kāi)了大量研究,并得出了分化的結(jié)論,許多研究證實(shí)了隱私悖論的存在[6],而亦有部分研究否定了隱私悖論的存在,如Dienlin等學(xué)者將隱私態(tài)度作為隱私關(guān)注與隱私行為之間的中介變量時(shí),隱私悖論不成立[7]。對(duì)此,近期的一項(xiàng)薈萃分析發(fā)現(xiàn),“隱私悖論”現(xiàn)象的出現(xiàn)存在邊際條件,如不同中介變量的設(shè)置、不同的調(diào)查對(duì)象以及不同的網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)類型;該研究還指出已有對(duì)隱私悖論的討論大多聚焦于隱私披露行為,而隱私保護(hù)行為本身作為抑制類行為較少被探討,著眼于某類行為所得出的結(jié)論不足以驗(yàn)證整個(gè)行為的悖論[8]。不僅如此,通過(guò)對(duì)已有隱私相關(guān)研究的整理發(fā)現(xiàn),現(xiàn)有研究缺乏對(duì)不同調(diào)查對(duì)象進(jìn)行分級(jí)探討,尤其是對(duì)于不同水平隱私侵犯經(jīng)歷、不同代際的群體[9-10];根據(jù)認(rèn)知行為理論與保護(hù)動(dòng)機(jī)理論,具有不同隱私侵犯經(jīng)歷的個(gè)體在隱私問(wèn)題的認(rèn)知和隱私保護(hù)行為上也存在差異[11];而數(shù)字原住民群體在數(shù)字環(huán)境中成長(zhǎng),他們對(duì)于網(wǎng)絡(luò)隱私的看法與行為與數(shù)字移民群體截然不同;從理論上講,通過(guò)不同群體間的分級(jí)探討可以進(jìn)一步驗(yàn)證已有隱私理論的普適性。此外,展開(kāi)這些分級(jí)探討的研究和挖掘群體的差異因素,不僅可以聚焦我們的研究視閾并增進(jìn)我們對(duì)隱私問(wèn)題的認(rèn)識(shí),還能從實(shí)踐上實(shí)現(xiàn)“以人為本”,有助于采取更具針對(duì)性的隱私保護(hù)策略[12]。
綜上,本研究基于社交媒體情境,從隱私侵犯經(jīng)歷與隱私保護(hù)行為意愿的視角切入,引入隱私保護(hù)倦怠這一心理因素,通過(guò)對(duì)1 760份全國(guó)性樣本的分析,試圖解釋以下問(wèn)題:驗(yàn)證社交媒體情境下的隱私保護(hù)行為悖論現(xiàn)象是否存在以及是否一直存在;廓清該現(xiàn)象產(chǎn)生的機(jī)制與邊界,為現(xiàn)有隱私悖論的研究進(jìn)行推進(jìn)和拓展;比較不同數(shù)字代際間隱私保護(hù)行為意愿的差異,為社交媒體的隱私問(wèn)題分級(jí)治理提供了實(shí)踐參考。
“隱私悖論”的定義為網(wǎng)絡(luò)用戶雖然感知到隱私風(fēng)險(xiǎn)的存在,但卻不會(huì)采取有效的隱私保護(hù)行動(dòng)[13]。已有研究對(duì)隱私悖論的解釋主要基于隱私計(jì)算視角[14]、決策和認(rèn)知局限視角[7]、社會(huì)理論視角[15]及解釋水平理論視角[16],研究者們大都將研究重點(diǎn)放在用戶對(duì)自身網(wǎng)絡(luò)隱私保護(hù)有顧慮卻又主動(dòng)讓渡個(gè)人信息的隱私披露行為上,同時(shí)卻忽略了對(duì)隱私悖論研究中同時(shí)需要關(guān)注的應(yīng)對(duì)行為(諸如隱私保護(hù)行為的討論),要驗(yàn)證整個(gè)隱私行為悖論不能僅局限于披露行為的考量,隱私保護(hù)行為也應(yīng)納入研究[17],這對(duì)已有的研究視角提出了考驗(yàn)。不僅如此,雖然有許多研究證實(shí)了隱私悖論的存在,然而近年來(lái),一些學(xué)者對(duì)此提出了質(zhì)疑,例如一份在針對(duì)社交媒體用戶的隱私保護(hù)研究中發(fā)現(xiàn),隱私關(guān)注總是與隱私保護(hù)行為呈正相關(guān),隱私悖論并不存在[18];另一項(xiàng)近年針對(duì)社交網(wǎng)絡(luò)隱私保護(hù)的研究也支持了該觀點(diǎn)[19]。雖然這種矛盾可能是由樣本不同或其他外生變量所造成的,但這也意味著隱私悖論的出現(xiàn)可能存在一些邊際條件[7],因此進(jìn)行不同群體的比較研究和中介機(jī)制的猜想亦有助于更好地解釋和應(yīng)對(duì)“隱私悖論”。綜上,有關(guān)社交媒體情境下隱私保護(hù)行為悖論是否成立還有待商榷,考慮到社交媒體平臺(tái)是隱私侵害事件的高發(fā)地,本文提出研究問(wèn)題:
RQ1:社交媒體情境下,用戶的網(wǎng)絡(luò)隱私保護(hù)行為是否呈現(xiàn)出隱私悖論現(xiàn)象?
影響個(gè)體應(yīng)對(duì)評(píng)估的來(lái)源有兩個(gè):環(huán)境和人際信息源以及先前的經(jīng)驗(yàn)。然而在已有關(guān)于隱私保護(hù)的研究中,許多學(xué)者已經(jīng)驗(yàn)證了環(huán)境[20]和人際因素[21]對(duì)個(gè)人隱私保護(hù)的影響,但很少有學(xué)者探究過(guò)隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)隱私保護(hù)行為的影響。鑒于實(shí)際研究中,行為難以被直接測(cè)量,因此學(xué)者們常以行為意愿來(lái)預(yù)測(cè)行為[22],本研究將探究社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)用戶隱私保護(hù)意愿的影響。人們通常結(jié)合他們先前經(jīng)驗(yàn)的結(jié)果來(lái)推斷世界[23],網(wǎng)絡(luò)隱私侵犯經(jīng)歷會(huì)使得用戶認(rèn)為在線隱私風(fēng)險(xiǎn)與他們自己息息相關(guān)[24]。遭遇網(wǎng)絡(luò)隱私侵犯經(jīng)歷的用戶往往也更能理解隱私問(wèn)題的嚴(yán)重性和脆弱性[18],過(guò)往負(fù)面經(jīng)驗(yàn)對(duì)感知脆弱性的影響也可以用可得性啟發(fā)法來(lái)解釋,該啟發(fā)法假設(shè),從記憶中檢索經(jīng)歷的事件實(shí)例越容易,該事件的感知頻率就越高。相反,人們可能會(huì)判斷某個(gè)事件發(fā)生的可能性比客觀情況要小,因?yàn)榇祟愂录目捎脤?shí)例很少。因此,個(gè)人對(duì)負(fù)面事件的累積經(jīng)驗(yàn)應(yīng)該會(huì)影響一個(gè)人對(duì)自己未來(lái)風(fēng)險(xiǎn)脆弱性的認(rèn)知[25]。而根據(jù)保護(hù)動(dòng)機(jī)理論,嚴(yán)重性和脆弱性是保護(hù)行為的影響因素,那么按常理來(lái)說(shuō)個(gè)體的記憶中有越多的社交媒體隱私侵害經(jīng)歷,則會(huì)越傾向于自我會(huì)受到隱私問(wèn)題的侵害,進(jìn)而發(fā)展出保護(hù)自我隱私的動(dòng)機(jī),即有更高的隱私保護(hù)行為意愿。換而言之,在這樣的邏輯下是不存在隱私悖論的。
然而有研究持相反的觀點(diǎn),Dienlin等人的研究認(rèn)為即便網(wǎng)絡(luò)用戶經(jīng)歷了負(fù)面的隱私侵犯事件,他們也不一定會(huì)改變自身的隱私行為意愿[7]。而適應(yīng)性認(rèn)知理論可以對(duì)此進(jìn)行解釋,該理論將用戶參與社交網(wǎng)絡(luò)分為初始、探索和管理3個(gè)時(shí)期,不同時(shí)期對(duì)負(fù)面經(jīng)歷和風(fēng)險(xiǎn)的權(quán)衡側(cè)重是不同的[26]?;诖?,本文可以推測(cè),社交媒體用戶在經(jīng)歷隱私侵犯的初期對(duì)風(fēng)險(xiǎn)還未進(jìn)行足夠的評(píng)估,在并沒(méi)有親身遭遇太多隱私侵害經(jīng)歷的階段,用戶對(duì)隱私問(wèn)題的嚴(yán)重性主要來(lái)源于對(duì)他人經(jīng)歷的判斷,結(jié)合第三人效應(yīng),用戶對(duì)于嚴(yán)重性的判斷是有偏的,可能會(huì)低估隱私泄露的危害[27],因此在這一階段,用戶采取保護(hù)行為的意愿可能較低;而其他因素諸如收益、便利性等容易抵消風(fēng)險(xiǎn)的負(fù)面影響,因此更容易產(chǎn)生“隱私悖論”現(xiàn)象。而隨著隱私侵犯經(jīng)歷的累積,用戶切身感受到隱私問(wèn)題的危害后,對(duì)于隱私問(wèn)題風(fēng)險(xiǎn)的評(píng)估更為精確,并激活保護(hù)動(dòng)機(jī),因此該階段更可能擺脫“隱私悖論”,換而言之,用戶對(duì)于隱私侵犯問(wèn)題可能存在先“躺平”后“保護(hù)”的轉(zhuǎn)換趨勢(shì)。綜上,二者可能并不是存在簡(jiǎn)單的線性關(guān)系,因此本研究提出如下假設(shè):
H1:在社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷增加的前一段時(shí)期,隨著侵犯經(jīng)歷的增加,用戶的隱私保護(hù)意愿并不隨之增加,該階段呈現(xiàn)隱私悖論。
H2:在社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷增加的后一段時(shí)期,隨著隱私經(jīng)歷的增加,用戶的隱私保護(hù)意愿隨之增加,該階段不呈現(xiàn)隱私悖論。
倦怠的概念最早是由醫(yī)學(xué)界提出,它是指一種主觀的、令人不快的疲勞感[28]。迄今心理倦怠已被運(yùn)用于諸多研究領(lǐng)域,比如臨床醫(yī)學(xué)[29]、心理學(xué)等[30]。近年來(lái),也有學(xué)者將倦怠引入社交媒體的研究中,并作為個(gè)體行為意愿的重要前因[31]。
隨著社交媒體隱私研究的發(fā)展,除了基于風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估的主觀態(tài)度外,學(xué)者們還發(fā)現(xiàn),個(gè)人的負(fù)面情緒,諸如焦慮、抑郁和對(duì)隱私問(wèn)題的悲觀情緒,可能會(huì)在潛意識(shí)層面上影響人們的隱私?jīng)Q策,這些負(fù)面情緒被統(tǒng)稱為“隱私保護(hù)倦怠”,反應(yīng)了個(gè)體對(duì)隱私保護(hù)問(wèn)題的厭倦。具體而言,隱私保護(hù)倦怠表現(xiàn)為不愿意積極地管理和保護(hù)自己的個(gè)人信息,Choi等人對(duì)隱私倦怠定義為由隱私問(wèn)題引起的疲勞的心理狀態(tài)[32-33]。隱私保護(hù)倦怠的研究伴隨著社交網(wǎng)絡(luò)隱私問(wèn)題和個(gè)人信息安全問(wèn)題的研究而產(chǎn)生,已有研究對(duì)隱私保護(hù)倦怠的前因及影響進(jìn)行了研究。前因方面,隱私擔(dān)憂、自我披露、隱私聲明及信息安全知識(shí)學(xué)習(xí)和復(fù)雜的隱私保護(hù)措施都會(huì)影響個(gè)體的隱私倦怠水平[34-36];影響方面,隱私倦怠不僅會(huì)導(dǎo)致人們減少在線社交行為甚至退網(wǎng)[37],還會(huì)促使個(gè)體抵制披露個(gè)人信息[38]以及降低個(gè)體的行為意愿[39]。
綜上,可以推測(cè)隱私侵犯經(jīng)歷增加社交媒體用戶隱私保護(hù)倦怠感,而隱私保護(hù)倦怠感又減少其隱私保護(hù)的意愿。然而迄今很少有研究將過(guò)往隱私侵犯經(jīng)歷、隱私保護(hù)倦怠及個(gè)人隱私保護(hù)意愿三者置于同一個(gè)框架下進(jìn)行探討,也沒(méi)有研究將隱私保護(hù)倦怠感用于作為隱私悖論的解釋。為了填補(bǔ)這些空白,本研究提出如下假設(shè):
H3:隱私保護(hù)倦怠在隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)隱私保護(hù)意愿的影響中起遮掩中介作用。
脫敏一詞的概念源于臨床心理學(xué)中的系統(tǒng)脫敏治療,指?jìng)€(gè)體反復(fù)面對(duì)一個(gè)會(huì)導(dǎo)致焦慮、疲倦、恐懼的刺激時(shí),這些負(fù)面情緒的反應(yīng)會(huì)逐漸消退的現(xiàn)象[40]。該脫敏現(xiàn)象被運(yùn)用于游戲暴力的研究中,并被證實(shí)暴力帶來(lái)的刺激會(huì)因?yàn)榭箺l件作用而減弱[41]??梢灶惐韧瑯拥拿撁衄F(xiàn)象有可能發(fā)生在隱私侵犯問(wèn)題導(dǎo)致的隱私保護(hù)倦怠感上:在前期階段隨著社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷的增加,用戶首先感覺(jué)到對(duì)隱私保護(hù)的倦怠和失望,這種倦怠和失望使得人們放棄對(duì)隱私問(wèn)題的保護(hù),這是一種逃離的應(yīng)對(duì)策略,定義為“減少應(yīng)對(duì)壓力源的努力,甚至放棄實(shí)現(xiàn)對(duì)壓力源干擾的目標(biāo)的嘗試。”[14]隨著脫敏效應(yīng)的出現(xiàn),倦怠感的影響逐漸減弱,遮掩效應(yīng)減弱,這也可以與上文的階段性隱私悖論假設(shè)相互呼應(yīng)。因此,本文提出如下假設(shè):
H4:社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)隱私保護(hù)倦怠的影響是非線形的,這種影響伴隨著侵犯經(jīng)歷的積累逐漸減弱,呈現(xiàn)脫敏特征。
已有研究證明,不同代際群體的心理特質(zhì)和行為都有所不同,在網(wǎng)絡(luò)隱私治理問(wèn)題上針對(duì)不同群體應(yīng)該區(qū)別對(duì)待[42]。通過(guò)對(duì)現(xiàn)有隱私相關(guān)研究的整理發(fā)現(xiàn),目前研究缺乏對(duì)不同調(diào)查對(duì)象進(jìn)行分級(jí)探討,尤其不同代際的群體[10]。在網(wǎng)絡(luò)行為研究中,數(shù)字代際是一種有效的代際分割法。著名教育游戲?qū)<襊rensky于2001年最早給出“數(shù)字原住民”和“數(shù)字移民”的概念:前者是指出生并成長(zhǎng)于數(shù)字網(wǎng)絡(luò)社會(huì)出現(xiàn)之后的群體,相較于后者,普遍具有相對(duì)較高水平的信息技術(shù)能力[43]。在西方學(xué)界對(duì)數(shù)字原住民的界定多指1980年后出生的人群[44],但由于數(shù)字技術(shù)的起步和普及時(shí)間不同,我國(guó)學(xué)者一般共識(shí)將“數(shù)字原住民”定義為1994年我國(guó)開(kāi)始接入互聯(lián)網(wǎng)之后出生的群體,相對(duì)而言,在此前出生的群體則被定義為“數(shù)字移民”[45],兩個(gè)群體之間的網(wǎng)絡(luò)行為存在差異。網(wǎng)絡(luò)信息行為影響研究不僅存在于最終的行為層面,此外還應(yīng)將個(gè)體對(duì)信息技術(shù)的認(rèn)知、心理特征差異等因素納入考量,不僅如此信息行為還與個(gè)體自身經(jīng)歷有關(guān),并受到外部環(huán)境影響[46]。“數(shù)字原住民”伴隨著網(wǎng)絡(luò)信息技術(shù)長(zhǎng)大,與“數(shù)字移民”相比擁有獨(dú)特的信息化思維方式及更流暢的學(xué)習(xí)和使用信息技術(shù)的能力。因此不同數(shù)字代際群體之間的心理特質(zhì)和網(wǎng)絡(luò)隱私保護(hù)行為可能存在差異。目前雖然有些學(xué)者已針對(duì)“數(shù)字移民”群體的個(gè)人隱私問(wèn)題展開(kāi)研究[47],然而卻鮮有代際間的量化比較研究,為了對(duì)此進(jìn)行補(bǔ)充,本研究將基于社交媒體情境下的隱私保護(hù)行為進(jìn)行數(shù)字代際間的比較探索。綜上本文提出以下研究問(wèn)題:
RQ2:社交媒體情境下,不同數(shù)字代際的隱私保護(hù)行為存在怎樣的差異?
綜上,本文的研究框架如圖1所示,研究問(wèn)題RQ1的意義在于探索隱私保護(hù)行為悖論是否存在,研究假設(shè)H1和H2的意義在于對(duì)于隱私侵犯經(jīng)歷和隱私保護(hù)意愿非線性關(guān)系的預(yù)測(cè),研究假設(shè)H3的意義在于對(duì)于隱私保護(hù)行為悖論邊界條件和機(jī)理的預(yù)設(shè),研究假設(shè)H4的意義在于對(duì)隱私保護(hù)倦怠脫敏特征的預(yù)測(cè),對(duì)于而RQ2的意義在于探索不同數(shù)字代際間的隱私保護(hù)行為存在怎樣的差異。
圖1 研究模型框架
為了確保研究數(shù)據(jù)結(jié)果的信度和效度,本研究的測(cè)量量表設(shè)計(jì)參考了前人的成熟測(cè)量工具,調(diào)查問(wèn)卷的主體主要包含隱私侵犯經(jīng)歷量表、隱私保護(hù)倦怠量表、隱私保護(hù)意愿量表以及用戶基本情況信息題項(xiàng)。其中社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷的測(cè)量量表來(lái)源于Su等人的研究[48],包含個(gè)人信息被智能媒體平臺(tái)、其他用戶以及第三方平臺(tái)侵犯經(jīng)歷的3個(gè)題項(xiàng)(例“我的個(gè)人信息如電話號(hào)碼、購(gòu)物記錄等曾經(jīng)被社交媒體共享給了第三方平臺(tái)”);隱私保護(hù)倦怠測(cè)量量表來(lái)源于Choi等人的研究[32]包含4個(gè)題項(xiàng)(例“處理個(gè)人信息保護(hù)問(wèn)題讓我感到厭倦”);隱私保護(hù)意愿測(cè)量量表來(lái)源于Liang等人的研究[49]包含4個(gè)題項(xiàng)(例“我認(rèn)為我應(yīng)該在社交媒體平臺(tái)中采取適當(dāng)行為來(lái)保護(hù)我的個(gè)人隱私信息安全”),所有量表基于社交媒體情境進(jìn)行了適當(dāng)?shù)男抻啠黝}項(xiàng)評(píng)分統(tǒng)一采用Likert七點(diǎn)量表(從0分到6分,依次代表非常不同意到非常同意)。問(wèn)卷設(shè)計(jì)完成后,為了避免存在問(wèn)項(xiàng)出現(xiàn)難以理解的歧義或回答困難等問(wèn)題,本研究了邀請(qǐng)了30名社交媒體用戶進(jìn)行了預(yù)測(cè)試,以確保受訪者們都能夠清楚的明晰和回答問(wèn)卷各題項(xiàng)所表達(dá)的意思。
為了在全國(guó)范圍內(nèi)調(diào)查社交媒體用戶,本研究于2021年12月委托之江實(shí)驗(yàn)室及專業(yè)調(diào)研公司進(jìn)行大規(guī)模調(diào)查。在調(diào)查之前,參與者被告知他們有權(quán)退出、保密和匿名。參與者可以通過(guò)電腦、平板電腦或手機(jī)完成調(diào)查。出于研究目的,為了確保數(shù)字移民與數(shù)字原住民樣本的平衡,經(jīng)最終篩選得到有效問(wèn)卷1 760份(數(shù)字原住民與數(shù)字移民樣本配比為1:1)。對(duì)于無(wú)效問(wèn)卷的刪除依據(jù)主要為:未有社交媒體使用經(jīng)驗(yàn),篩選問(wèn)項(xiàng)不達(dá)標(biāo),答題不認(rèn)真(如連續(xù)數(shù)個(gè)變量的題項(xiàng)答案一致,或重復(fù)選項(xiàng)次數(shù)達(dá)70%以上)??紤]到隱私侵犯經(jīng)歷與網(wǎng)絡(luò)使用年限的關(guān)系,在互聯(lián)網(wǎng)使用年限方面,3~5年、5~10年與10年以上網(wǎng)齡占比分別為7.4 %、36.8 %、55.2 %,因此可以確保樣本有一定的隱私侵犯經(jīng)歷跨度;教育程度方面,大專及本科占比最大,達(dá)到64.9%,其次為高中/中專及職高,占比為24.6%,具體樣本基本信息如表1所示。
表1 樣本基本信息
本研究首先使用Mplus 8.0與Smart PLS對(duì)各變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析,如表2所示,所有題項(xiàng)的因子載荷值均大于0.6的臨界點(diǎn),且結(jié)果并未出現(xiàn)雙重因子載荷的狀況;隨后通過(guò)計(jì)算各變量的Cronbachα值,進(jìn)行信度檢驗(yàn),結(jié)果顯示隱私保護(hù)意愿(0.758)、隱私保護(hù)倦怠(α=0.857)和隱私侵犯經(jīng)歷(α=0.744)這3個(gè)變量的Cronbachα值都大于統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的標(biāo)準(zhǔn)參考值0.7,因此,本研究的測(cè)量模型信度檢驗(yàn)合格。本研究還進(jìn)行了擬合指標(biāo)的檢驗(yàn):RMSEA= 0.051小于0.080;NFI=0.969,IFI=0.971,TLI=0.965和CFI=0.976的值均大于0.9,各指標(biāo)均符合要求。
表2 研究變量因子載荷和信度分析
隨后比較測(cè)量模型的收斂效度AVE與組合信度CR指標(biāo),如表3所示。所有潛變量的CR值都大于0.8,且AVE值都大于0.5,結(jié)果顯示本研究的收斂效度和組合信度都滿足接受標(biāo)準(zhǔn),同時(shí),本研究中3個(gè)變量的AVE值的平方根值大于變量間的皮爾森相關(guān)系數(shù),證明本量表的區(qū)別效度良好[50]。綜上所述,本研究的測(cè)量工具通過(guò)信度與效度檢驗(yàn)。
表3 組合信度、收斂效度和區(qū)別效度分析
本研究通過(guò)使用多元回歸來(lái)檢驗(yàn)社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)隱私保護(hù)意愿的影響以及數(shù)字代際的調(diào)節(jié)作用。為了減少多重共線性的影響,在進(jìn)行數(shù)據(jù)分析之前,本研究首先對(duì)社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷和數(shù)字代際進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。
以上3個(gè)回歸模型代表的意涵和作用分別為:通過(guò)模型1考量社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷和人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量對(duì)隱私保護(hù)意愿的影響;通過(guò)模型2以比較在控制了人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量之后,社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)隱私保護(hù)意愿的影響究竟是線性關(guān)系還是二次曲線關(guān)系的解釋力更強(qiáng);通過(guò)模型3考察數(shù)字代際在該影響過(guò)程中的調(diào)節(jié)作用。
如表4所示,通過(guò)對(duì)比模型1和模型2可知,社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷的二次項(xiàng)比社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)隱私保護(hù)意愿影響的解釋力更強(qiáng)。因此,本文進(jìn)一步對(duì)社交媒體用戶隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)隱私保護(hù)意愿影響的擬合曲線進(jìn)行比較,即比較線性和二次曲線擬合模型。結(jié)果表明,社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)隱私保護(hù)意愿的二次曲線解釋力(R2=0.142)優(yōu)于線性關(guān)系的解釋力(R2=0.031)。基于此,本文通過(guò)模型2的有關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)構(gòu)建以社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷(標(biāo)準(zhǔn)化)及其二次項(xiàng)為自變量,以隱私保護(hù)意愿為因變量的曲線模型。從社交媒體用戶隱私侵犯經(jīng)歷的二次項(xiàng)系數(shù)(β=0.346,p=0.000)可以推斷,社交媒體用戶的隱私侵犯經(jīng)歷和其對(duì)隱私的保護(hù)意愿關(guān)系是一個(gè)開(kāi)口向上的“U”型曲線,即隨著社交媒體用戶感知隱私侵犯經(jīng)歷的增加,他們的隱私保護(hù)意愿呈現(xiàn)先逐漸下降,后逐漸上升的表現(xiàn),拐點(diǎn)為隱私侵犯感知分值x=-b/2a=2.841的位置。以上部分回答了RQ1,同時(shí)驗(yàn)證了H1、H2成立。即社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)隱私保護(hù)行為意愿的影響中存在“隱私悖論現(xiàn)象”,但這種現(xiàn)象僅存在于前半段。
表4 社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷和數(shù)字代際對(duì)用戶隱私保護(hù)意愿的影響
接下來(lái)驗(yàn)證數(shù)字代際的調(diào)節(jié)作用,由于本研究已經(jīng)證明社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷與用戶隱私保護(hù)意愿的影響關(guān)系更適合用曲線解釋而非線形,所以排除使用Bootstrap進(jìn)行調(diào)節(jié)作用的檢驗(yàn)[51]。因此,本文參考了Edwards和Lambert的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)方法進(jìn)行相關(guān)的驗(yàn)證[52],如模型3所示,構(gòu)建了以社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷為自變量,以隱私保護(hù)意愿為因變量,以數(shù)字代際為調(diào)節(jié)變量的方程。由模型3可知,社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷二次項(xiàng)與年齡的交互項(xiàng)顯著(β=0.057,p=0.016),說(shuō)明數(shù)字代際可以有效調(diào)節(jié)社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)個(gè)人隱私保護(hù)意愿的影響。
隨后本研究以數(shù)字代際進(jìn)行分組分析:從數(shù)字原住民組來(lái)看,二次項(xiàng)系數(shù)為正數(shù)(β=0.163,p=0.000),因此社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷與隱私保護(hù)意愿之間的關(guān)系為一個(gè)開(kāi)口向上的“U”型曲線,即隨著社交媒體用戶感知隱私侵犯經(jīng)歷的增加,數(shù)字原住民群體的隱私保護(hù)意愿呈現(xiàn)先逐漸下降,后逐漸上升的表現(xiàn),而這種轉(zhuǎn)換的“拐點(diǎn)”出現(xiàn)在隱私侵犯感知分值x=2.696的位置。從數(shù)字移民組來(lái)看,二次項(xiàng)系數(shù)也為正數(shù)(β=0.119,p=0.000),因此社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷與隱私保護(hù)意愿之間的關(guān)系也為一個(gè)開(kāi)口向上的“U”型曲線,表現(xiàn)與數(shù)字原住民群體類似,但這種轉(zhuǎn)換的“拐點(diǎn)”出現(xiàn)在隱私侵犯感知分值x=0.2853的位置。
通過(guò)對(duì)比圖2中不同數(shù)字代際的兩條曲線可以發(fā)現(xiàn),雖然兩個(gè)群體的總體變化趨勢(shì)相似(即隱私保護(hù)意愿隨著隱私侵犯經(jīng)歷的增加先下降后上升),但還是存在著差別:1,“拐點(diǎn)”到來(lái)的時(shí)機(jī)卻存在差別,對(duì)數(shù)字原住民群體來(lái)說(shuō),這個(gè)拐點(diǎn)更早出現(xiàn),即社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷可以降低其隱私保護(hù)意愿的范圍比數(shù)字移民群體要短,而社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷增加其隱私保護(hù)意愿的范圍比數(shù)字移民群體要長(zhǎng)。具體而言,數(shù)字原住民群體隨著感知到隱私侵犯經(jīng)歷的增加,會(huì)更先一步擺脫“隱私悖論”的現(xiàn)象。2,數(shù)字移民群體的隱私保護(hù)意愿長(zhǎng)期高于數(shù)字原住民群體。但值得注意的是當(dāng)x=5.612時(shí),兩組的曲線出現(xiàn)“剪刀叉”,即在此之前,數(shù)字原住民的隱私保護(hù)意愿低與數(shù)字移民群體,而當(dāng)感知隱私侵犯經(jīng)歷強(qiáng)度超過(guò)了該數(shù)值之后,數(shù)字原住民的隱私保護(hù)意愿開(kāi)始高于數(shù)字移民群體,以上部分回答了RQ2。
圖2 不同數(shù)字代際的“U”型曲線對(duì)比圖
本文依然通過(guò)多元回歸來(lái)分析感知社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)用戶的隱私保護(hù)倦怠的影響以及比較數(shù)字代際的差異,并同樣在回歸分析前對(duì)社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷和數(shù)字代際進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。
如表5所示,通過(guò)比對(duì)模型1和2可見(jiàn),社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷的二次項(xiàng)比社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)隱私保護(hù)倦怠的解釋力更強(qiáng)。基于此,本研究繼續(xù)進(jìn)一步比較線性與二次曲線擬合模型,比較結(jié)果顯示,社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷和隱私保護(hù)倦怠的二次曲線的解釋力 (R2=0.238)相對(duì)優(yōu)于其線性關(guān)系的解釋力(R2=0.229)。因此,基于模型2的相關(guān)數(shù)據(jù)建構(gòu)以標(biāo)準(zhǔn)化后的社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷及其二次項(xiàng)為自變量,以隱私保護(hù)倦怠為因變量的曲線模型。由隱私侵犯經(jīng)歷的二次項(xiàng)系數(shù)可知(β=-0.066,p=0.000),社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷與隱私保護(hù)倦怠之間的關(guān)系是一個(gè)開(kāi)口向下的倒“U”型曲線,理論上隨著社交媒體用戶感知隱私侵犯經(jīng)歷的增加,其隱私保護(hù)倦怠上升趨勢(shì)逐漸放緩,直至“拐點(diǎn)”出現(xiàn)后轉(zhuǎn)入下降趨勢(shì),然而拐點(diǎn)所在位置(隱私侵犯感知分值x=7.545)已經(jīng)超出了本研究測(cè)試的x區(qū)間[0,6],因此基于本研究情境,只能說(shuō)明隨著社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷的增加,用戶的隱私保護(hù)倦怠感也隨之增加,然而這種增長(zhǎng)趨勢(shì)出現(xiàn)“鈍化”,逐漸放緩。以上部分驗(yàn)證了H4成立。
表5 社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷和數(shù)字代際對(duì)用戶隱私保護(hù)倦怠的影響
如模型3所示,為了驗(yàn)證數(shù)字代際對(duì)社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷影響隱私保護(hù)倦怠的調(diào)節(jié)作用,本文構(gòu)建了以社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷為自變量,以隱私保護(hù)倦怠為因變量,以數(shù)字代際為調(diào)節(jié)變量的方程。從模型所呈現(xiàn)的數(shù)據(jù)結(jié)果來(lái)看,社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷的二次項(xiàng)與數(shù)字代際的交互項(xiàng)顯著(β=-0.146,p=0.000),即數(shù)字代際顯著調(diào)節(jié)了社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)隱私保護(hù)倦怠的影響,說(shuō)明在該影響過(guò)程中,不同數(shù)字代際是一個(gè)重要的調(diào)節(jié)變量。
而后,再對(duì)數(shù)字代際進(jìn)行分組分析。就數(shù)字原住民組而言,其二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)且顯著(β=-0.027,p=0.000),通過(guò)比較數(shù)字原住民群體社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷和隱私保護(hù)倦怠的二次曲線(R2=0.156)與線性關(guān)系(R2=0.155)的解釋力發(fā)現(xiàn),二次曲線的解釋力更強(qiáng),因而數(shù)字代際組的倦怠感增長(zhǎng)呈現(xiàn)“鈍化”現(xiàn)象。就數(shù)字移民組而言,通過(guò)比較社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷和隱私保護(hù)倦怠的二次曲線(R2=0.247)與線性關(guān)系(R2=0.238)的解釋力發(fā)現(xiàn),二次曲線的解釋力更強(qiáng);社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷的二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)數(shù)且顯著(β=-0.063,p=0.000),所以社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)隱私保護(hù)倦怠的影響關(guān)系是一個(gè)開(kāi)口向下的倒“U”型曲線,即隨著社交媒體用戶感知隱私侵犯經(jīng)歷的增加,隱私保護(hù)倦怠感雖然也隨著增加,但該趨勢(shì)逐漸放緩,直至“拐點(diǎn)”出現(xiàn)后轉(zhuǎn)入下降趨勢(shì),然而拐點(diǎn)所在位置(隱私侵犯感知分值x=7.420)已經(jīng)超出了本研究測(cè)試的x區(qū)間[0,6],基于本研究情境,說(shuō)明對(duì)數(shù)字移民群體而言,隨著社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷的增加,用戶的隱私保護(hù)倦怠感也隨之增加,然而這種增長(zhǎng)趨勢(shì)出現(xiàn)“鈍化”,逐漸放緩。
為了方便比較不同數(shù)字代際組的差異,本文將二者的二次曲線同時(shí)置于圖3。如圖3所示,數(shù)字原住民群體的隱私保護(hù)倦怠水平一直高于數(shù)字移民群體;從感知社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)隱私保護(hù)倦怠的影響上來(lái)看,數(shù)字移民群體有更早抵達(dá)“邊際效應(yīng)”的趨勢(shì),換而言之,數(shù)字移民群體的隱私保護(hù)倦怠感在隱私侵犯經(jīng)歷增加的后期增加的相對(duì)更為緩慢,以上補(bǔ)充回答了RQ2。
圖3 不同數(shù)字代際的倒“U”型曲線對(duì)比圖
通過(guò)從圖2和圖3兩個(gè)數(shù)字代際群體曲線間的截距對(duì)比,圖2為先變大后變小,圖3為先變小后變大且變化點(diǎn)都出現(xiàn)在隱私侵犯經(jīng)歷的[2,3]區(qū)間,這可說(shuō)明:a.社交媒體用戶的隱私保護(hù)倦怠與隱私保護(hù)意愿存在負(fù)相關(guān);b.這種相關(guān)關(guān)系在隱私侵犯經(jīng)歷感知達(dá)到轉(zhuǎn)換點(diǎn)后逐漸轉(zhuǎn)弱,即在感知隱私侵犯經(jīng)歷的不同階段,隱私保護(hù)意愿的影響發(fā)生變化。
對(duì)此,本文進(jìn)一步驗(yàn)證整個(gè)過(guò)程隱私保護(hù)倦怠的中介效應(yīng)。通過(guò)參照 Hayes建議的Bootstrap中介檢驗(yàn)方法,使用PROCESS Model4進(jìn)行數(shù)據(jù)處理(抽樣次數(shù)5 000,置信區(qū)間95% ,Bootstrap的取樣方法選擇偏差校正的非參數(shù)百分位法)[53]。將性別、教育程度、網(wǎng)齡及年齡設(shè)置為控制變量,分析結(jié)果顯示隱私保護(hù)倦怠中介了社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)隱私保護(hù)行為意愿的影響,中介效應(yīng)的大小為-0.077,95% Boot CI =(-0.095, -0.059),區(qū)間范圍不包含0,所以中介效應(yīng)顯著,這種中介效應(yīng)稱為遮掩效應(yīng),因此H3成立。
為了進(jìn)一步驗(yàn)證H4,本文以隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)隱私保護(hù)意愿影響的“U”型拐點(diǎn)為界,將樣本分為“低侵犯經(jīng)歷組”與“高侵犯經(jīng)歷組”,并比較兩組之間隱私保護(hù)倦怠的中介作用,數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示:就隱私保護(hù)行為低侵犯組而言,隱私保護(hù)倦怠的中介效應(yīng)依然顯著95% Boot CI =(-0.200, -0.035),效應(yīng)值大小為-0.119;就高侵犯組而言,隱私保護(hù)倦怠的中介效應(yīng)也顯著95% Boot CI =(-0.068, -0.032),效應(yīng)值大小為-0.049。通過(guò)比較兩組中介效應(yīng)值大小的絕對(duì)值可以發(fā)現(xiàn),低侵犯組的隱私倦怠中介效應(yīng)更強(qiáng)。以上部分再次驗(yàn)證了H4成立,并揭露了隱私保護(hù)倦怠對(duì)隱私悖論現(xiàn)象呈現(xiàn)的一種解釋。
為了的回答RQ2,我們針對(duì)隱私侵犯經(jīng)歷、隱私保護(hù)倦怠和隱私保護(hù)意愿進(jìn)行了以數(shù)字代際為分組的獨(dú)立樣本T檢驗(yàn),結(jié)果如表6所示,數(shù)字原住民相較于數(shù)字移民群體雖然有著更多的隱私侵犯經(jīng)歷,但卻有著更低的隱私保護(hù)意愿;但數(shù)字原住民群體同時(shí)也有著更高的隱私保護(hù)倦怠,這也與上文隱私保護(hù)倦怠的中介機(jī)制解釋相呼應(yīng)。
表6 數(shù)字代際的獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)
“隱私悖論”一直是社交媒體隱私保護(hù)問(wèn)題的重要議題與挑戰(zhàn),減少隱私悖論現(xiàn)象,發(fā)揮用戶的主觀能動(dòng)性對(duì)于網(wǎng)絡(luò)信息和隱私保護(hù)具有實(shí)踐價(jià)值。學(xué)界一直有關(guān)于隱私悖論存在與否的爭(zhēng)論,已有研究對(duì)于保護(hù)行為隱私悖論的探討和機(jī)理的挖掘還十分欠缺。本研究以此為出發(fā)點(diǎn),經(jīng)過(guò)對(duì)全國(guó)性樣本的大規(guī)模調(diào)查分析后,開(kāi)創(chuàng)性的提出了隱私侵犯經(jīng)歷與隱私保護(hù)意愿的“U”型關(guān)系以及隱私侵犯經(jīng)歷與隱私保護(hù)倦怠的倒“U”型關(guān)系,并通過(guò)隱私保護(hù)倦怠這一中介變量廓清了出現(xiàn)社交媒體隱私保護(hù)悖論的邊界,同時(shí)還探討了不同數(shù)字代際群體的隱私保護(hù)倦怠和隱私保護(hù)行為差異。具體的研究結(jié)果展示如下:
a.“U”型關(guān)系:隱私保護(hù)行為悖論的階段性呈現(xiàn)。
本研究的結(jié)果顯示:在社交媒體情境下,隱私保護(hù)行為悖論存在,但并不總是存在,因此隱私悖論是一種存在呈現(xiàn)邊界的現(xiàn)象。具體而言,本文的研究結(jié)果揭示了社交媒體用戶隱私侵犯經(jīng)歷與隱私保護(hù)行為意愿的一種“U”型關(guān)系,在隱私侵犯經(jīng)歷增加的初步階段,社交媒體用戶的隱私侵犯經(jīng)歷與隱私保護(hù)行為意愿負(fù)相關(guān),研究假設(shè)H1得到驗(yàn)證,換而言之,該階段社交媒體用戶隱私保護(hù)呈現(xiàn)出隱私悖論現(xiàn)象;然而隨著隱私侵犯經(jīng)歷繼續(xù)增加,這種隱私悖論現(xiàn)象消失,這個(gè)拐點(diǎn)出現(xiàn)在隱私侵犯感知分值x=2.841的位置,在隱私侵犯經(jīng)歷值經(jīng)過(guò)拐點(diǎn)后,它與隱私保護(hù)行為意愿轉(zhuǎn)為正相關(guān),研究假設(shè)H2得到驗(yàn)證。因此本文的研究結(jié)論認(rèn)為隱私悖論并不總是存在,社交媒體情境下隱私悖論現(xiàn)象的呈現(xiàn)與否與用戶的隱私侵犯經(jīng)歷有關(guān),該結(jié)果回應(yīng)了之前研究關(guān)于隱私悖論存在與否的爭(zhēng)論。隨后,本文通過(guò)引入隱私保護(hù)倦怠這一心理因素作為中介變量對(duì)此現(xiàn)象進(jìn)行解釋。
b.隱私悖論現(xiàn)象的一種解釋:隱私保護(hù)倦怠的中介效應(yīng)及階段比較。
從整體來(lái)看,隱私保護(hù)倦怠在社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)隱私保護(hù)意愿的影響中,中介效應(yīng)一直顯著并呈現(xiàn)一種遮掩中介,具體而言即隨著隱私侵犯經(jīng)歷的增加,社交媒體用戶會(huì)產(chǎn)生更多的隱私保護(hù)倦怠感,而這種倦怠感會(huì)減少用戶對(duì)自我隱私保護(hù)的意愿,研究假設(shè)H3成立。然而隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)隱私保護(hù)倦怠的影響效應(yīng)并不是線性恒定的,二者間存在一種倒“U”型關(guān)系,雖然拐點(diǎn)超出了隱私侵犯經(jīng)歷的測(cè)量范圍,即二者間雖然總是正相關(guān),但是可以看出這種影響效應(yīng)呈現(xiàn)出“鈍化“的趨勢(shì),即隨著隱私侵犯經(jīng)歷的增加,社交媒體用戶的隱私保護(hù)倦怠雖然增加,但增速放緩,呈現(xiàn)出“脫敏”的特征,研究假設(shè)H4成立。通過(guò)進(jìn)一步比較以隱私悖論現(xiàn)象消失拐點(diǎn)為界的不同隱私侵犯經(jīng)歷水平的隱私保護(hù)倦怠中介效應(yīng)值發(fā)現(xiàn),隱私悖論現(xiàn)象時(shí)期的隱私保護(hù)倦怠中介效應(yīng)絕對(duì)值為0.119顯著強(qiáng)于非隱私悖論現(xiàn)象時(shí)期的絕對(duì)值0.049,因此這進(jìn)一步驗(yàn)證了隱私保護(hù)倦怠可以作為隱私悖論現(xiàn)象呈現(xiàn)與否的邊界條件之一。
c.代際比較:敏感而倦怠的數(shù)字原住民。
本研究還比較了不同數(shù)字代際之間的隱私保護(hù)表現(xiàn)。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),相同社交媒體隱私侵犯經(jīng)歷下的數(shù)字移民群體所表現(xiàn)的隱私保護(hù)意愿長(zhǎng)期并顯著高于數(shù)字原住民群體,換而言之即年齡更大的社交媒體數(shù)字移民用戶在大多數(shù)時(shí)期反而更愿意保護(hù)他們的個(gè)人信息和網(wǎng)絡(luò)隱私,而出生于互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代的數(shù)字原住民用戶總體而言對(duì)于網(wǎng)絡(luò)隱私的保護(hù)行為更為消極,這給我們的網(wǎng)絡(luò)隱私分級(jí)治理提供了參考。然而數(shù)字原住民群體可以更快地?cái)[脫“隱私悖論”的影響,并在隱私悖論轉(zhuǎn)換拐點(diǎn)后呈現(xiàn)相對(duì)更快的隱私保護(hù)意愿增長(zhǎng),從而在隱私侵犯經(jīng)歷增長(zhǎng)的后期與數(shù)字移民群體的隱私保護(hù)意愿形成一個(gè)反超的“剪刀叉”,即在隱私侵犯經(jīng)歷值超過(guò)x=1.484后,數(shù)字原住民群體有著更高的隱私保護(hù)意愿。就隱私保護(hù)倦怠感而言,相對(duì)于數(shù)字移民群體而言,雖然數(shù)字原住民群體平均年齡更小,但一直呈現(xiàn)出更高的隱私保護(hù)倦怠水平,出于對(duì)隱私保護(hù)倦怠遮掩效應(yīng)的考慮,在網(wǎng)絡(luò)隱私的實(shí)踐治理中,我們需要重點(diǎn)關(guān)注并提升數(shù)字原住民群體的隱私素養(yǎng),因?yàn)殡[私素養(yǎng)可以有效抑制隱私倦怠感的產(chǎn)生[54]。
d.研究貢獻(xiàn)。
綜上所述,本研究結(jié)果有以下貢獻(xiàn):第一,本文開(kāi)創(chuàng)性地提出了隱私侵犯經(jīng)歷與隱私保護(hù)意愿的“U”型關(guān)系以及隱私侵犯經(jīng)歷與隱私保護(hù)倦怠的倒“U”型關(guān)系,彌補(bǔ)了國(guó)內(nèi)該領(lǐng)域的研究空白,尤其是社交媒體用戶隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)隱私保護(hù)意愿的影響的大型實(shí)證研究在國(guó)內(nèi)尚屬首次。第二,這種“U”型關(guān)系進(jìn)一步支持了隱私悖論是作為一種“現(xiàn)象”,這種現(xiàn)象的發(fā)生需要邊界條件,本研究有力地補(bǔ)充了之前眾多學(xué)者的線性關(guān)系論斷,并在一定程度上彌合了現(xiàn)有隱私悖論研究中結(jié)論不一致的分歧。第三,本研究將隱私保護(hù)倦怠作為中介因素,在豐富了隱私保護(hù)心理研究的同時(shí)為隱私侵犯經(jīng)歷對(duì)隱私保護(hù)意愿之間的關(guān)系提供了一種解釋,并補(bǔ)充了脫敏效應(yīng)在隱私保護(hù)問(wèn)題中的應(yīng)用。第四,通過(guò)數(shù)字代際的比較,為隱私保護(hù)的分級(jí)治理和實(shí)踐提供了理論參考,并為后續(xù)的群體比較研究奠定了基礎(chǔ)。
本研究依然存在一些局限:a.首先本研究主要驗(yàn)證了隱私保護(hù)行為悖論現(xiàn)象的呈現(xiàn)及邊界條件但對(duì)于隱私悖論的解釋本研究?jī)H關(guān)注了隱私保護(hù)倦怠這一個(gè)維度,此外對(duì)于非悖論階段(拐點(diǎn)右側(cè))的機(jī)制并未深入討論,未來(lái)研究可以考慮更多其他維度如感知風(fēng)險(xiǎn)、應(yīng)對(duì)成本等進(jìn)行補(bǔ)充。b.其次本研究是基于橫截面的研究,并局限于樣本的自我報(bào)告,這些對(duì)研究結(jié)果都可能存在影響,未來(lái)的研究可以考慮采用實(shí)驗(yàn)操控的方法對(duì)此進(jìn)行提升。c.本研究?jī)H比較了數(shù)字代際群體,然而數(shù)字代際的差異可能是由于媒介素養(yǎng)、對(duì)信息技術(shù)的認(rèn)知等因素綜合影響造成的,未來(lái)的研究可以對(duì)此機(jī)理進(jìn)行深入挖掘。d.本研究是基于社交媒體情境下的隱私悖論探討,我們也建議未來(lái)研究更深入探明更多情境下的隱私悖論適用性。e.研究樣本總體學(xué)歷偏高,這與CNNIC發(fā)布的中國(guó)網(wǎng)民分布情況存在偏差,我們建議未來(lái)的研究樣本可以盡可能地貼近實(shí)際的網(wǎng)民分布情況。