■卢家银 白洁
　　【本文提要】结合青年信息隐私遭受网络冲击的现实背景，本研究构建了青年网络隐私忧虑及其影响因素的理论模型，对中国共青团员进行了网络问卷调查（N=1599），以系统分析青年网民的信息隐私忧虑。研究发现，网络信息接触不仅对青年网民的网络隐私忧虑和个人信息提供行为具有直接的正向促进作用，而且通过权利保障感知间接加剧了青年群体的隐私忧虑。并且，网络隐私忧虑是决定青年网民个人信息自我管理和隐私保护行为的重要因素，它不仅中介了权利保障感知对个人信息提供行为的正面效应，而且中介了隐私心理需要对个人信息披露的负向影响。
　　【关键词】共青团员 隐私忧虑 信息隐私 信息提供 网络接触
　　【中图分类号】G211
一、引言
　　伴随着大数据技术及其应用的快速发展，个人信息的收集、挖掘、处理与交易日趋便利，这对网络用户个人信息和数据隐私的保护构成了直接威胁。特别是5G技术和万物互联的逐步推进，导致任性的技术逐步突破物理与虚拟空间中的原有限制，瓦解私人空间的边界防护壁垒，加剧了对互联网用户、尤其是作为网络使用主体的青年网民信息隐私的无形与有形伤害。与此同时，国内外频发的个人信息泄露事件及个体的负面经历进一步侵蚀着青年用户的隐私空间。在国外，2020年6月，谷歌公司被曝因涉嫌泄露数百万用户的隐私而被控索赔50万美元（王会聪，2020年6月4日）；在国内，2020年4月，万豪国际披露称近520万客人的个人信息泄露，其中包括客户姓名、地址、电话号码、账户信息和个人偏好等信息（关子辰，杨卉，2020年4月3日）。此起彼伏的信息泄露事件很可能进一步加剧青年网民的隐私忧虑并重构他们的隐私保护行为。在推动网络治理现代化的过程中，青年用户的隐私认知和风险应对行为直接影响着互联网治理的现代化。立足于该背景，本文尝试对大数据时代中国青年的隐私忧虑及其影响因素进行实证探索。
　　
二、理论检视与研究假设
　　（一）网络隐私忧虑界定与研究框架
　　网络隐私忧虑（Internet privacy concerns）又称网络隐私关注。它是互联网快速发展之后出现的网络治理中的重要议题。所谓网络隐私忧虑是指个体对于自身在互联网上的个人信息被披露的一种主观评价，它反映了人们对于他们在网络空间之中个人信息泄露的担忧程度（Dinev & Hart， 2006）。网络隐私忧虑除了受到文化、法律、经济等宏观层面的结构性制约，还会受个体自身的信息接触、隐私心理、权利意识和人口学特征等微观层面因素的影响。现有研究指出，用户对传统媒体和社交媒体的媒介接触频度与其隐私忧虑之间有显著的正相关关系（徐敬宏等，2018），隐私心理需要也是影响用户隐私忧虑的重要因素（Buss， 2001：218）。从隐私保护的视域来看，当个体遭遇隐私侵害或信息泄露事件时，自身的隐私忧虑可能会被唤醒或得到提升（Smith et al.， 2011）。这也可能会影响其隐私自我管理行为。
　　网络隐私忧虑是一个涉及信息管理、社会心理和新闻传播等领域的跨学科研究议题。目前对它的研究主要集中在宏观层面的文化分析、法理讨论和微观层面的隐私悖论、网络信任、媒介使用影响等维度，已有研究并未将前述变量整合到我国的互联网环境中，特别是对网络使用主体的青年群体进行针对性分析。并且，有研究亦发现，网络隐私忧虑还是影响青年网民个人信息披露和隐私保护行为的重要变量（Li et al.，2019）。本文基于隐私忧虑的现有研究成果，将中国共青团员的隐私忧虑问题语境化至当前大数据应用日益普及的网络环境中，尝试分析网络信息接触、权利保障感知与网络隐私应对之间的相关关系及其作用机理（见图1）。基于该研究背景，本文提出两个研究问题：
　　研究问题1：中国青年网民的网络隐私忧虑和个人信息提供的总体状况如何？
　　研究问题2：我国青年网民网络隐私忧虑受哪些因素的影响以及其与隐私心理需要和权利保障感知之间有何关系？
　　（二）网络隐私忧虑、个人信息提供及其前置影响因素
　　伴随着现代传播科技的发展，青年在网络空间中对各类信息资讯的接触，成为形塑其权利保障感知的重要因素。在现代社会，人们经常依赖多维而非线性的网络传播和人际沟通获取各类资讯，这种信息接触导致权力结构的去中心化，并有利于网络主体之间平等互动权利的实现，从而能通过双向甚至交叉性的交流提升主体对于权利保障的感知（李朋鹏，2020）。杨异（2016：82）认为，青年的网络信息接触、特别是数字鸿沟会导致个体对权利认知出现不平衡，这种不平衡会让他们对于权利保障的感知出现差异。在现代网络空间，青年网民对意识形态构筑信息的频繁接触，会有助于他们对核心价值观和权威内容的认知，客观上能促进其对个人权利保障的认可度，从而有效提升他们的国家认同感（朱多刚，任天浩，2020）。并且，互联网通过促进信息透明和民主政治的发展，一定程度上促进了公民知情权和参与权的实现。有研究发现，与传统媒体的作用类似，网络信息接触对青年群体的权利保障评价具有显著的促进作用（卢家银，2017）。
　　同时，大数据时代社交媒体新应用的快速发展，导致公共领域不断扩大并逐步向私人空间渗透和挤压，尤其是随着伪公共领域转化为一种超越私人生活的亲密领域时，普通主体很容易因此迷失自己，原有公私边界的自我治理范式也逐渐被击穿，由此也直接激发了互联网用户的隐私心理需要（薛可等，2016）。面对网络信息环境中的潜在和显性的信息泄露风险，广大青年网络用户出于自我保护的动机，很可能会在信息消费的过程中提升自身的隐私心理需要，并加强对个人信息的自我控制和隐私活动的边界管理。当虚拟环境中的公共领域和个人空间的界限模糊时，用户感知到的风险可能会增强，他们的心理防范程度也会相应提高（张学波，李铂，2019）。有研究同样主张，青年的主观感知并非简单地建立在物质基础之上，互联网使用和定制信息也会对用户的隐私心理需要产生影响（袁谅，马嘉黛，2020）。由此，本文提出第一个研究假设：
　　H1：网络信息接触能够正向预测权利保障感知（H1a）和隐私心理需要（H1b）。
　　突飞猛进的信息技术和网络应用的发展不仅改变了资讯传播方式和人们的信息接触行为，而且会进而影响人们的风险应对和隐私管理活动。就网络信息接触对青年用户隐私忧虑的影响而言，尽管作用机制尚不明晰，但是很少有人会否认网络信息接触的影响。申元善（Wonsun Shin）和姜贤真（Hyunjin Kang）（2016）通过对746名青年的调查发现：青年用户的上网时长、通过游戏和社交媒体对网络交流的卷入与个人信息披露呈正相关，在控制了人口统计变量后，在线聊天也加剧了其隐私忧虑。互联网的快速发展及其与社会的结构化融合，在某种程度上激发了人们对隐私的忧虑，因为互联网实质上意味着部分用户不能轻易避免自身信息遭受披露（约翰·斯蒂芬森，2013/2016）。有研究表明，如果青年用户感知到隐私数据泄露的风险，那么他们就会较为担心自身的隐私安全（Mohamed & Ahmad， 2012）。与此同时，网络使用还鼓励个人信息披露行为，公众往往必须与网络平台或其他主体分享信息（如姓名、年龄、出生日期、电邮地址等）才能使用免费服务（约翰·斯蒂芬森，2013/2016）。大数据时代涌现的一个重要问题是，私人空间的边界突破诱使网络用户主动披露个人信息，意图藉助私人信息的表露与分享，以获取免费的网络产品、安全的网络空间和相关的社会资源等（申琦，2015：27）。基于上述讨论，本文提出研究假设：
　　H2：网络信息接触能够正向预测网络隐私忧虑（H2a）和个人信息提供（H2b）。
　　对于前置变量权利保障感知，虽然我国已经出台了一系列的法律法规，以保障公民的知情权、表达权、参与权和监督权等基本权利，但是公众对前述权利保障的评价并不高。张志安等人（2018）调查发现，我国各省市的公民权利保障各有差异，部分省市民众的权利保障感知低于全国平均水平。公众的这种权利保障感知会影响他们的隐私认知和行为。对此，塔玛拉·迪涅夫（Tamara Dinev）和保罗·哈特（Paul Hart）（2005）指出：公民权利意识越强的主体，对公共空间与私人空间的边界可能会越了解，他们的网络隐私忧虑度也会越高。与之类似，个体的权利保障感知会直接决定他们的隐私保护行为。有研究发现，网络环境安全感和个人权利保障感知的提升，有利于促进个体向公共平台提供更多的个人信息。特别是在新冠肺炎疫情防控过程中，智慧政务的应用既及时有效地遏制了谣言的扩散，又引导民众积极提供个人信息，以专业信息的搜集与处理为疫情防控实践服务（赵金旭，2020）。出于疫情防控的需要以及对政府的高度信任，青年会向公共服务平台主动提供个人一般信息、甚至是敏感信息。由此，本研究提出研究假设：
　　H3：权利保障感知能够正向预测网络隐私忧虑（H3a）和个人信息提供（H3b）。
　　此外，隐私需要是人类的基本需求之一，从人之为人的层面讲，这是个体保护人格尊严的需求和对私密生活的合理期待，是一种对私人信息和生活自我管理的必然要求，否则不同主体之间会发生权利冲突且在社会生活中会无所适从（于婷婷，杨蕴焓，2019）。人们这种隐私心理需要是影响主体隐私忧虑和行为的重要因素。有研究指出，隐私心理需要会影响青年用户的隐私忧虑，随着其隐私心理需要的增强，个体会更加关注私人领域和公共空间的边界变动和信息流动，他们的隐私忧虑也会进一步加剧（卢家银，2018）。隐私心理需要除了影响青年的网络隐私忧虑，它也会形塑其隐私行为。有研究发现，青年用户感知到的隐私风险越大，他们就越有可能通过伪造个人信息或向平台提供不完整信息的方式应对潜在风险（申琦，2015：88）。此外，网络空间中不同职业角色意识和个人角色意识的交互作用，也会促使个体积极披露个人数据或他人信息（殷乐，李艺，2016）。基于此，本文提出最后一个研究假设：
　　H4：隐私心理需要能够正向预测网络隐私忧虑（H4a）和个人信息提供（H4b）。
　　
三、研究设计与方法
　　（一）样本来源与概况
　　本研究采用问卷调查法，使用的是一个网络方便样本。该研究依托《新媒体文化十二讲》的在线开放慕课，要求在线选修这门课程的网络用户填写置挂于“问卷网”的调查问卷，并鼓励来自全国各地的选课者将问卷转发至其亲友群组，邀请他人填写问卷。该调查问卷在后台设置了受访者必须完成作答方可退出和一个网络协议地址（IP）只能作答一次的规则。本次调查从2020年3月8日开始，截至3月18日，剔除含有缺失值和质量控制题项显示的无效问卷后，最后一共成功收回有效问卷3025份。本研究采用《中国共产主义青年团章程》（第一条规定中国共青团员的年龄在14周岁以上、28周岁以下）对青年的界定，将本文的研究对象聚焦于共青团员这一典型的青年群体。为此，本研究从前述样本中筛选出自我报告政治面貌为共青团员且年龄介于14岁与28岁之间的问卷1599份，对中国共青团员的网络隐私忧虑进行研究。
　　该次调查覆盖了全国31个省市自治区，居住在安徽、广东、河南、广西、湖北、北京和内蒙古等省市自治区的受访者相对较多。在该样本中，男性受访者占41.90％，女性占58.10％；年龄分布在15至28岁之间，平均年龄是21.38岁；85.37％的受访者的受教育程度为大学本科，本科以上者占11.88％，大学本科以下者占3.75％；所学专业为人文社科类者占比46.47%、理科类16.07%、工科类17.51%、商科类17.70%、医学与军事类2.26%；受访者家庭收入在当地平均水平的占55.97％，家庭月均收入2000-5000元、5001-1万元者分别占样本总体的32.46％、28.89％。受访者中除了74.17％的人为大学生，还有4.38％来自党政机关与事业单位、8.00％来自大中型企业、3.00％来自自办（或合伙）企业、1.81％来自各类社会团体、8.63％的人是农民工或来自其他行业。
　　（二）研究变量测量
　　根据隐私忧虑理论的研究框架，本研究将研究变量划分为外生变量、内生变量和控制变量三个模块。本文主要使用现有国内外相关研究中的量表对外生和内生变量进行测量，如果确有需要会依据我国的互联网实践和青年网民的隐私观念进行本地化修订。除了控制变量，本研究运用李克特五级量表（1=从未，5=经常；1=坚决反对，5=完全同意；1=根本不关注，5=非常关注）对研究变量进行测量。
　　1.外生变量
　　网络信息接触：参照荷马·祖尼加（Homero Gil de Zúiga）等人（2012）设计的社交媒体使用量表并结合我国的实际情况进行本地化修订，通过五个题项对网络信息接触进行测量。受访者需自我报告其获取下述信息的频率：（1）通过微信获取时事新闻；（2）通过微信获取当地与社区的最新信息；（3）通过微信获取报刊或电视中的时事信息；（4）在微信中通过家人或朋友获取新闻；（5）通过微信阅读娱乐信息。
　　权利保障感知：根据史卫民和周庆智等人（2014：111-112）开发的研究量表，本研究通过两个项目测量共青团员的权利保障感知。受访者需报告他们对下述观点的赞同程度：（1）我的基本权利得到了很好的保障；（2）政府有效地改善了公民权利状况。此处采用两个题项测量权利保障感知，一是囿于问卷，二是尽管因子分析时通常建议每个因子至少有三个变项测量，“但如果运用验证性因子分析就没必要满足这个要求。一般来说，研究者大多同意变量数至少为因子数的两倍”（金在温，米勒，2016：108）。本文采用的即是验证性因子分析。并且，这两个题项之间高度相关（r>0.70），亦与其他变量的题项相对不相关，在这种情况下用两个题项测量一个变量虽然不是最佳、但是可以接受（Yong & Pearce，2013）。
　　隐私心理需要：本研究依据姚正宇（Mike Yao）等人（2007）设计的量表，主要通过三个题项测量共青团员的隐私心理需要认知。受访者需要报告其对于下述事项的同意程度：（1）希望别人对我自己的事了解得少一些；（2）我不会告诉陌生人有关自己的事情；（3）在家里会记得把窗帘放下来。
　　2.内生变量
　　网络隐私忧虑：依据杰夫·史密斯（Jeff Smith）等人（1996）开发的量表，本研究通过四个题项测量网络隐私忧虑。受访者需报告他们对下述事项的关注和担心程度：（1）个人数据库应该严防数据泄露；（2）在网络注册要求提交个人信息时要三思而后行；（3）企业不能把公民个人信息卖给其他单位或个人；（4）现在有不少企业收集了太多的公民个人信息。
　　个人信息提供：本研究根据连盛美（Seounmi Youn）（2005）所使用的量表，通过三个题项测量被调查共青团员的个人信息提供行为。受访者需自我报告他们向政府部门或网站提供下述信息的频率：（1）家庭住址与个人身份证号；（2）个人收入与银行卡信息；（3）个人实时定位信息。①
　　3.控制变量
　　基于已有对隐私忧虑的理论研究，本研究将性别、婚姻状况、民族、受教育程度和家庭经济收入作为控制变量。其中，性别、婚姻状况和民族由受访者直接报告，教育程度通过受访的共青团员报告其读书年份数来测量。家庭经济收入通过询问受访者的家庭月平均收入进行测量（1=1000元以下，7=2万元以上）（M=3.66，SD=1.39）。
　　（三）调查数据分析
　　本文在对所有测量题项进行标准化处理的基础上，按照三步分析的研究步骤，建立结构方程模型，运用最大似然法（maximum likelihood）对模型参数进行估计。首先，在检验研究假设之前，对所有研究变量进行验证性因子分析，以检测内生和外生变量的信度、效度和测量模型的拟合度。其次，建立结构方程模型，对研究假设和理论模型进行检验。并依据结构方程的修正指标，本研究在理论模型中增加了网络隐私忧虑与个人信息提供之间的一条协方差路径，对假设模型进行修订。第三，本研究依据结构方程模型的运行结果，运用靴式分析法对权利保障感知和隐私心理需要的中介作用进行检验。
　　
四、研究结果
　　（一）测量模型的信度与效度检验
　　在检验研究假设和理论模型之前，本研究建立结构方程模型对研究变量进行验证性因子分析（CFA），以检测研究变量与测度项之间的对应关系。测度模型显示，网络隐私忧虑的第四个题项（“现在有不少企业收集了太多的公民个人信息”）个人信息提供的第三个题目（“个人实时定位信息”）的载荷系数值小于0.50。在删除这两个测量题项之后，测度模型的拟合结果较好：χ2/df=3.049，RMSEA=0.036，CFI=0.987，TLI=0.982， SRMR=0.025，CD=1.000，可以接受（Hooper， et al.，2008）。该模型显示（表1　表1见本期第74页），每个变量的平均方差提取值（AVE）大于0.50，并且大于相关系数的平方值（SC），这说明所有潜变量的聚合效度和区分效度均较好（Fornell & Larcker，1981）；每个指标的复合信度（composite reliability）大于0.70，克隆巴赫系数（Cronbach’s alpha）大于0.70，这表示研究变量的信度和内部一致性较高（Gefen et al.，2000）。
　　（二）青年网民的隐私忧虑描述分析
　　在检验测量模型的信度和效度之后，本研究对青年网民隐私忧虑的总体情况进行了概况分析。该调查数据显示（见图2）：我国青年网民的网络隐私忧虑度较高，均值为4.586，标准差为2.130，高于阀值3（衡量区间为1-5）；与之相比，青年网民的个人信息提供度则较低，其均值为2.655，标准差为1.023，低于阀值3。该调查数据显示，虽然超过一半的青年网民的个人信息披露行为并不频繁（53.47%），但是绝大多数共青团员的网络隐私忧虑度较高，占比97.69。其中，有87.24%的共青团员很关注个人信息数据库的数据泄露问题，85.80%的共青团员很担忧网络注册中的用户同意问题，89.74%的共青团员很担心企业的个人信息滥用问题。这与徐敬宏等人（2018）的研究发现有所不同，他们发现青年用户在微信平台中的隐私忧虑不高。这种差异化的原因，需要在未来的研究结合样本进行深入分析。
　　在对测量模型进行验证和对数据予以初步分析后，本研究建立结构方程模型对研究假设进行检验。为了清晰地展现理论模型，本文尽管未将控制变量绘制在理论模型图中，但是将控制变量代入了结构方程模型，并对控制变量的标准化总效应进行了检验（（表2　表2见本期第75页））。结果显示，虽然性别与权利保障感知（β=.114，p<.001）、个人信息提供（β=.052，p<.05）之间分别具有显著的正相关关系，但是它与隐私心理需要（β=-.091，p<.001）和网络隐私忧虑（β=-.152，p<.001）之间具有显著的负相关关系。与之类似，青年网民的婚姻状况与其隐私心理需要（β=-.059，p<.05）和网络隐私忧虑（β=-.090，p<.001）也具有显著的负相关关系。同时，结构方程还显示，青年网民的受教育程度（β=-.141，p<.001）和家庭经济收入（β=-.127，p<.001）对他们的权利保障感知均具有显著的负向作用。其中，经济收入对青年网民的个人信息提供也具有显著的负向影响（β=-.065，p<.01）。
　　（三）研究假设的显著性检验
　　根据修正指标，在增加网络隐私忧虑和个人信息提供之间的协方差路径，对模型进行修订后，结构方程模型整体拟合较好：χ2/df=3.174，RMSEA=0.037，CFI=0.978，TLI=0.969，SRMR=0.035，CD=0.139。其中，相对卡方值（χ2/df）在2.0和5.0之间，近似误差均方根（RMSEA）和标准化残差均方根（SRMR）均小于0.05，比较拟合指数（CFI）和非规范拟合指数（TLI）取值在0-1之间、且均大于0.90，显示可以接受（侯杰泰，温忠麟，成子娟，2004：162-165）。
　　该结构方程模型显示（见图3），网络信息接触虽然与权利保障认知（β=.290，p<.001）有显著的正相关关系，但是它与隐私心理需要之间的正相关关系并不显著（β=.040，p>.05），这说明H1a获得支持而H1b遭到拒绝。对于研究假设2，结果显示，网络信息接触分别对网络隐私忧虑（β=.111，p<.001）和个人信息提供（β=.198，p<.001）具有显著的正向作用，H2a和H2b都获得支持。
　　对于研究假设3，结构方程模型显示（图3　图3见本期第75页），权利保障认知对青年网民的网络隐私忧虑（β=.337，p<.001）和个人信息提供（β=.074，p<.01）均具有显著的正向作用，H3a和H3b均得到支持。就研究假设4而言，结果显示，隐私心理需要一方面对青年的网络隐私忧虑（β=.349，p<.001）具有显著的正向作用，另一方面对青年的个人信息提供（β=-.644，p<.001）具有显著的负向作用。虽然H4a获得支持，但H4b遭到拒绝。值得注意的是，在该结构方程中，隐私心理需要对个人信息提供的影响力最大，其次是它对网络隐私忧虑的作用，再次是权利保障认知对网络隐私忧虑的影响。这说明，隐私心理需要和权利保障认知是决定青年网民隐私忧虑和个人信息提供的重要因素。
　　（四）研究变量的中介效应检验
　　此外，该结构方程模型还显示（图3　图3见本期第75页），权利保障感知和隐私心理需要发挥了中介作用。基于前述研究发现，本研究通过该结构方程并运用靴式分析法（bootstrap analysis）对这两个变量的中介作用进行检验。如前所述，该结构方程拟合较好，模型可以接受。结果还显示（见表3）：网络信息接触不仅对青年网民的网络隐私忧虑有直接的正向作用，还通过权利保障感知产生显著的间接影响，中介效应值分别为0.072（p<.001）、0.010（p<.001）；权利保障感知和隐私心理需要均对青年的个人信息提供行为具有显著的正向影响，又通过网络隐私忧虑产生显著的间接影响，中介效应值分别为0.027（p<.001）、0.036（p<.001）。
　　靴式分析结果显示（表3　表3见本期第76页），在网络信息接触对网络隐私忧虑的影响中，权利保障感知和隐私心理需要在间接效应95％的置信区间内都不包含0，这意味着这两个变量的中介效应均显著；在权利保障感知和隐私心理需要对个人信息提供的影响中，网络隐私忧虑在间接效应95％的置信区间内都不包含0，这意味着网络隐私忧虑在这两个路径间的中介效应都显著；但是，在网络信息接触对个人信息提供的影响中（表3　表3见本期第76页），权利保障感知和隐私心理需要在间接效应95％的置信区间内都包含0，这说明两者中介效应不显著。
　　
五、讨论与结论
　　本研究以隐私保护理论为基础，将隐私忧虑问题语境化至互联网环境之中，对以中国共青团员为代表的青年网民的隐私忧虑、个人信息提供行为及其影响因素进行了实证分析。研究结果显示，青年网民的网络信息接触不仅对他们的网络隐私忧虑和个人信息管理行为具有显著的正向作用，又有通过权利保障感知和隐私心理需要两个认知因素产生的间接影响。该研究将网络隐私研究聚焦于共青团员为代表的青年群体，既有助于全面认知新媒体时代青年网民的隐私忧虑及其影响机制，又有助于有针对性地完善网络隐私保护体系和推动互联网综合治理体系的建立健全。
　　首先，网络信息接触是影响青年群体隐私认知和行为的重要变量。研究结果显示，它不仅在认知层面左右着青年网民的权利保障感知和网络隐私忧虑，而且在行为层面影响着青年网民的个人信息提供等隐私披露和保护行为。其中，网络信息接触不仅对青年网民的网络隐私忧虑和个人信息提供具有直接的正向作用，而且它还通过权利保障感知对青年网民的隐私忧虑发挥着间接的促进作用。与其他前置变量相比，权利保障感知对网络隐私忧虑的影响力仅次于隐私心理需要的影响力，它较大程度上中介了网络信息接触对网络隐私忧虑显著的正向影响。本研究所发现的网络信息接触的这种正向激励效应，与朴珍荣（Yong Jin Park）等人的研究结果比较类似，由此在隐私认知层面回应了前人研究。朴珍荣（2013）发现，网络信息接触能够鼓励、支持网民控制和管理网络隐私的能力，它影响着用户对网络风险的认知和隐私信息的控制行为。
　　其次，隐私心理需要是影响青年网民隐私态度和隐私保护行为的关键因素。有研究曾指出，隐私心理需要是影响青年网民个人信息权意识的重要变量，它既能直接左右个体的隐私意识，又能中介媒介使用对信息隐私的影响（卢家银，2018）。本研究发现，隐私心理需要是所有研究变量中对青年网民的网络隐私忧虑和个人信息提供行为影响力最大的一个变量（见图3中的β值）。隐私心理需要对青年网民的网络隐私忧虑和个人信息提供的影响力远远大于网络信息接触和权利保障感知对两者的影响。同时，隐私心理需要和权利保障感知均能正向预测青年网民的网络隐私忧虑，两者对青年网民的隐私忧虑加剧具有累积性的增强效应。但是，值得注意的是，虽然隐私心理需要对青年网民的网络隐私忧虑具有显著的正向影响，但是它对青年网民的个人信息提供行为却具有显著的负向削弱作用。这表明，青年网民的隐私心理需要越强，他们的网络隐私忧虑会越高，但也会越不倾向于披露个人信息。
　　第三，网络隐私忧虑是决定青年网民信息披露等隐私管理行为的认知影响变量。强月新等人（2019）已发现，隐私忧虑既部分中介了隐私知识对自我表露的负向影响，又完全中介了主动保护意愿对自我表露的削弱作用。本研究进一步发现，它不仅在理论上与个体的隐私管理行为息息相关，而且能够正向预测青年网民的个人信息提供行为。该结果虽然与已有的研究发现有所不同，但这意味着，青年网民在各类信息充斥的网络世界中，为了获取便捷的网络服务，他们可能倾向于向各类互联网平台提供一般个人信息，而非敏感个人信息。并且，网络隐私忧虑还发挥着重要的中介作用，它既中介了权利保障感知对个人信息提供的正向作用，又中介了隐私心理需要对个人信息提供行为的负向影响。这意味着网络隐私忧虑是青年网民个人信息自我控制和管理中不可忽视的重要中介影响因素。
　　第四，性别、婚姻状况、经济收入等人口社会统计学因素也是影响青年网民隐私认知和隐私管理行为的重要因素。研究结果显示，与男性和已婚共青团员相比，女性共青团员和未婚共青团员的隐私心理需要和网络隐私忧虑度更高；与女性群体相比，男性共青团员认为其个人基本权利得到了较好保障，也较多地向网络平台等各类公私主体提供个人信息；与经济收入较低的群体相比，家庭经济收入较高的共青团员普遍认为其基本权利未能得到较好保障并较少向各类主体提供个人信息。显而易见，处于不同婚姻状况和不同经济收入状态下的各类性别主体，面对网络空间中潜在的隐私风险，会采取差异化的隐私风险评估、信息管理和自我保护的行为。
　　最后，本文还存在三个层面的研究不足需要在未来予以修正。一是尽管本研究对我国最典型的青年代表群体、中国共产党领导的先进青年和党的后备军共青团员的隐私忧虑进行研究，但是本文并未将其他青年纳入研究范畴亦未作对比分析。二是本研究所使用的数据虽然覆盖了全国各省市自治区，但主要是依托网络在线课程所实施的方便抽样，所以最终的研究发现和结论只能限于该样本而不能将其简单推论。三是研究数据是在我国各省市和自治区宣布进入一级响应后的应急时期获取的，是对应急时期青年网民隐私忧虑和个人信息保护行为实施的研究，而非对一般常态法时期信息隐私保护行为的分析。受样本限制，前述研究结论亦不能拓展和适用于一般常态法时期。因此，未来的青年网络隐私研究可通过扩大研究对象范围、实施随机或分层抽样以及覆盖一般常态法时期等方式，进一步展开相关研究。■
　　
注释：
①该变量在做验证性因子分析后，删除了载荷值小于0.50的第三个项目。这虽然导致该变量的测量题项变为两个、而非通用的三个，但这是本文验证性因子分析所致的结果，是可以接受的。并且，该变量剩余两个题项之间高度相关，亦与其他变量的题项相对不相关。
　　
参考文献：
关子辰，杨卉（2020年4月3日）。万豪酒店再现信息泄露 涉及520万客户。《北京商报》，（04版）。
侯杰泰，温忠麟，成子娟（2004）。结构方程模型及其应用。北京：教育科学出版社。
金在温，查尔斯·米勒（2016）。《因子分析：统计方法与应用问题》（叶华译）。上海：上海人民出版社。
李朋鹏（2020）。媒介使用频率、风险经验对阅听人风险资讯获取及空污感知态度与行为响应的影响。《新闻界》，（6），81-92。
卢家银（2017）。中国公众互联网法治认知的影响因素研究。《现代传播》，（12），58-62。
卢家银（2018）。社交媒体对青年网民个人信息权意识的影响研究。《新闻与传播研究》，（4），17-38。
强月新，肖迪（2019）。作为中介的隐私关注：隐私知识、主动保护意愿对用户自我表露的影响机制研究。《新闻界》，（5），53-66。
申琦（2015）。《中国网民网络信息隐私认知与隐私保护行为研究》。上海：复旦大学出版社。
史卫民，周庆智，田华等（2014）。《政治认同与危机压力》。北京：中国社会科学出版社。
王会聪（2020年6月4日）。谷歌“隐私模式”被诉侵犯隐私。《环球时报》，（15版）。
徐敬宏，侯伟鹏，程雪梅，王雪（2018）。微信使用中的隐私关注、认知、担忧与保护：基于全国六所高校大学生的实证研究。《国际新闻界》，（5），160-176。
薛可，何佳，余明阳（2016）。社会化媒体中隐私悖论的影响因素研究。《当代传播》，（1），34-38。
杨异（2016）。《网络环境下的公民权利意识》。北京：知识产权出版社。
殷乐，李艺（2016）。互联网治理中的隐私议题：基于社交媒体的个人生活分享与隐私保护。《新闻与传播研究》，（23），69-77。
于婷婷，杨蕴焓（2019）。精准广告中的隐私关注及其影响因素研究。《新闻大学》，（9），101-116。
袁谅，马嘉黛（2020）。我国青年的媒介使用与主观幸福感——基于CGSS2015的经验证据。《传媒观察》，（5），59-66。
约翰·斯蒂芬森（2013）。生物特征识别与私人信息的滥用与误用。《国外社会科学文摘》编辑部（2016）。《国外社会信息化研究文摘（中）》（685-696）。上海：上海社会科学院出版社。
张学波，李铂（2019）。信任与风险感知：社交网络隐私安全影响因素实证研究。《现代传播》，（2），153-158。
张志安，卢家银（2018）。《互联网与国家治理发展报告（2017）》（1-92）。北京：社科文献出版社。
赵金旭，傅承哲，孟天广（2020）。突发公共危机治理中的数字政府应用、信息获取与政府信任。《西安交通大学学报（社会科学版）》，（3），1-19。
朱多刚，任天浩（2020）。媒介使用对青少年国家认同的影响。《新闻记者》，（4），37-45。
BussA. (2001). Psychological dimensions of the self. Thousand Oaks, CA: Sage．
Dinev, T. & Hart, P. (2005). Internet privacy concerns and social awareness as determinants of intention to transact. International Journal of Electronic Commerce, 10(2)7-29.
Dinev, T. & Hart, P. (2006). An extended privacy calculus model for E-commerce transactions. Information Systems Research, 17(1)61-80.
Fornell, C. & LarckerD. F. (1981). Structural equation models with unobservable variables and measurement error: algebra and statistics. Journal of Marketing Research, 18(8)382-388.
Gefen, D.Straub, D. W.& Boudreau, M. C. (2000). Structural equation modeling and regression: guidelines for research practice. Communications of the Association for Information Systems4(7)1-70.
Gil de ZúnigaH.Jung, N.& Valenzuela, S. (2012). Social Media Use for News and Individuals’ Social CapitalCivic Engagement and Political Participation. Journal of Computer-Mediated Communication17(3)319-336.
HooperD.Coughlan, J.& Mullen M. (2008). Structural equation modeling: Guidelines for determining model fit. Electronic Journal of Business Research Methods6(1)53-60.
LiP.ChoH.& GohZ.H. (2019). Unpacking the process of privacy management and self-disclosure from the perspectives of regulatory focus and privacy calculus. Telematics and Informatics(41)114-125.
Mohamed, N. & AhmadI. H. (2012). Information privacy concerns, antecedents and privacy measure use in social networking sites: Evidence from Malaysia. Computers in Human Behavior, 28(6)2366-2375.
ParkY. J. (2013). Digital literacy and privacy behavior online communication research. Communication Research, 40(2)215-236.
ShinW. & Kang, H. (2016). Adolescents’ privacy concerns and information disclosure online: The role of parents and the Internet. Computers in Human Behavior, 54(1)114-123.
Smith, H. J.MilbergJ. S.& BurkeJ. S. (1996). Information Privacy: Measuring Individuals’ Concerns about Organizational Practices. MIS Quarterly20(2)167-196.
Smith, H. J.DinevT.& Xu, H. (2011). Information privacy research: an interdisciplinary review. MIS Quarterly35(4)989-1015.
Yao, Mike Z. (2007). Predicting user concerns about online privacy. Journal of the American Society for Information Science & Technology, 58(5)710-722.
YongA.G. & Pearce, S. (2013). A Beginner’s Guide to Factor Analysis: Focusing on Exploratory Factor Analysis. Tutorials in Quantitative Methods for Psychology, 9(2)79-94.
YounS. (2005). Teenagers’ perceptions of online privacy and coping behaviors: A risk-benefit appraisal approach. Journal of Broadcasting & Electronic Media49(1)86-110.
　　
卢家银系中山大学传播与设计学院教授、博士生导师，白洁系中山大学传播与设计学院硕士生。本文为国家社科基金一般项目“大数据时代个人信息安全困境与共律体系构建研究”（项目编号：18BXW114）的阶段成果之一。