韓 普，黃燕杰

1.南京郵電大學(xué) 管理學(xué)院，江蘇 南京 2100032.江蘇省數(shù)據(jù)工程與知識服務(wù)重點實驗室，江蘇 南京 210023

在線健康社區(qū)(online health community，OHC)是指在互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)支持下，用戶進行針對疾病、治療方案或病情等相關(guān)知識經(jīng)驗的共享，專家咨詢和交流等活動的在線社區(qū)[1]。國務(wù)院辦公廳2018年下發(fā)的《關(guān)于促進“互聯(lián)網(wǎng)+醫(yī)療健康”發(fā)展的實施意見》明確提出支持符合條件的第三方機構(gòu)搭建互聯(lián)網(wǎng)信息平臺，開展遠程醫(yī)療、健康咨詢、健康管理服務(wù)，促進醫(yī)院、醫(yī)務(wù)人員和患者之間的有效溝通，同時要求加快醫(yī)療信息的互通共享[2]。在此背景下，在線健康社區(qū)日趨成為人們獲取醫(yī)療信息、共享和傳播健康信息的重要平臺。與此同時，在線健康社區(qū)中用戶持續(xù)參與意愿及行為、知識分享與知識采納、用戶隱私保護等問題受到了國內(nèi)外學(xué)術(shù)界的極大關(guān)注。

在用戶參與意愿方面，Mirzaei和Esmaeilzadeh基于社會交換理論和渠道擴張理論分析了患者參與在線健康社區(qū)的原因[3]。Imlawi和Gregg基于期望價值理論探討了OHC中醫(yī)護人員持續(xù)分享知識行為的影響因素[4]。基于演化博弈模型，張帥等對OHC用戶持續(xù)參與行為的演化規(guī)律和動力機制進行研究，發(fā)現(xiàn)用戶持續(xù)參與行為與其他用戶付出成本、聲譽收益和社會支持收益密切相關(guān)[5]。基于感知價值理論，董慶興等對OHC用戶持續(xù)使用意愿影響因素進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)感知價值和感知有用性顯著影響感知滿意度進而影響用戶的持續(xù)參與意愿[6]。

在知識分享及知識采納方面，Zhang等對比分析了普通用戶和具有醫(yī)療健康專業(yè)背景的用戶在OHC中的知識分享動機，發(fā)現(xiàn)互惠和利他主義是用戶普遍的知識共享意愿，但自我效能感和聲譽對專業(yè)人員知識共享的影響顯著高于普通用戶[7]。基于SOR框架，Zhou等發(fā)現(xiàn)信任風(fēng)險和隱私風(fēng)險決定用戶共享意愿并進一步影響用戶知識共享行為[8]。基于社會支持與承諾-信任模型，陳星研究發(fā)現(xiàn)社會支持和信任對用戶持續(xù)知識分享意愿具有正向影響[9]?；谥R采用的雙過程理論，Zhang等通過實證分析研究了用戶在OHC中采納醫(yī)生回復(fù)的原因，發(fā)現(xiàn)醫(yī)生在線經(jīng)驗對用戶知識采納具有正面影響，醫(yī)生離線專業(yè)知識對用戶知識采納具有負面影響[10]。Guo等從專業(yè)資本視角探究了在OHC中醫(yī)生獲取社會和經(jīng)濟回報的方式，發(fā)現(xiàn)醫(yī)生對身份資本及決策資本的追求是其維持交換回報的重要因素[11]。

在隱私保護方面，F(xiàn)ox對比分析了采用健康智能設(shè)備等技術(shù)后對用戶隱私顧慮和感知價值的影響，發(fā)現(xiàn)隱私悖論是存在的，盡管用戶對隱私保護是有較高需求的，但由于缺乏隱私保護知識，他們通常為了獲得所需求的信息而忽視了安全和隱私問題[12]。Zhu等采用文本挖掘方法識別了乳腺癌OHC中的信息泄露事件，通過真實數(shù)據(jù)分析了OHC中隱私泄露現(xiàn)狀[13]。胡昌平等以科學(xué)網(wǎng)博客用戶為研究對象，發(fā)現(xiàn)學(xué)術(shù)性社區(qū)與其他類型社區(qū)的隱私保護情況是有差異的，學(xué)術(shù)性社區(qū)的用戶隱私保護程度普遍偏高，并且更多是為了進行學(xué)術(shù)交流而傾向于披露與學(xué)術(shù)相關(guān)的信息[14]。

OHC是醫(yī)患交流及患患交流互動的網(wǎng)絡(luò)平臺，用戶可以通過平臺咨詢健康知識、分享治療經(jīng)驗，以及進行情感交流等活動[15-16]。盡管OHC隱私保護近些年一直是學(xué)界的關(guān)注焦點，但產(chǎn)生隱私悖論行為的原因尚未引起人們的足夠關(guān)注。隱私悖論是指由社交網(wǎng)絡(luò)用戶既關(guān)注隱私問題，又熱衷于分享個人私密信息所產(chǎn)生的一種矛盾的現(xiàn)象[17]。網(wǎng)絡(luò)信息時代隱私悖論主要表現(xiàn)為信息社會對數(shù)據(jù)共享的重視與個體對隱私保護的關(guān)注之間的矛盾[18-19]，用戶對隱私保護的態(tài)度和行為之間的矛盾[20-21]，以及個性化需求與隱私之間的矛盾[22-24]，這些矛盾的產(chǎn)生形成了用戶在OHC中的隱私悖論行為。OHC的健康有序發(fā)展不僅需要制定有效的隱私保護法規(guī)和條例，還需要對隱私悖論行為產(chǎn)生的根本原因進行深入分析。通過對OHC隱私悖論行為影響因素的探究，不僅有助于了解用戶披露隱私信息的深層動因，同時也有助于推動平臺隱私保護法律法規(guī)的進一步完善。

一、理論基礎(chǔ)

通過對已有研究的梳理發(fā)現(xiàn)，盡管部分學(xué)者對OHC中的用戶隱私悖論行為影響因素進行了研究[25]，但已有研究大多基于隱私計算理論、溝通隱私管理理論及隱私關(guān)注理論等[26-27]，主要對用戶因自我意識而產(chǎn)生的隱私悖論行為進行分析，沒有考慮用戶因從眾或跟風(fēng)等產(chǎn)生的非主觀意愿的隱私悖論行為?；诖?，在已有研究基礎(chǔ)上，本文結(jié)合隱私計算理論和從眾效應(yīng)理論對OHC用戶隱私悖論行為的影響因素進行深入探究，揭示OHC中用戶隱私悖論行為產(chǎn)生的深層動因，進而為OHC隱私保護提供理論依據(jù)。

(一)隱私計算理論

Laufer等在人際互動研究中將經(jīng)濟學(xué)中的社會交換觀點引入隱私保護研究，并提出了隱私計算概念，即用戶衡量成本和收益的過程，同時還指出隱私計算能力受技術(shù)經(jīng)驗及管理信息能力的雙重影響[28-29]。Culnan和Armstrong研究發(fā)現(xiàn)，用戶在考慮是否將個人信息提供給服務(wù)商時會權(quán)衡披露隱私的利弊，當(dāng)用戶感受到披露隱私獲得的收益大于風(fēng)險時，則會產(chǎn)生隱私悖論行為[30]。Zhang等將隱私計算理論引入OHC用戶隱私披露行為研究中，發(fā)現(xiàn)由信息支持和情感支持組成的感知收益顯著影響個人健康信息的披露意愿，而感知脆弱性和感知嚴重性會增強用戶的隱私擔(dān)憂[25]。郭海玲、程慧平等將隱私計算理論引入社交媒體用戶隱私披露意愿影響因素研究中[26-27]。Zhou認為OHC用戶知識分享行為中的信息支持和情感支持是隱私計算理論中的感知收益[8]。通過分析可以發(fā)現(xiàn)，隱私計算理論能夠較好地解釋用戶披露隱私信息的原因。在已有研究基礎(chǔ)上，本文將隱私計算理論作為基礎(chǔ)，從信息披露意愿、感知收益和感知風(fēng)險視角研究OHC用戶隱私披露行為，進而深入探究OHC用戶隱私悖論行為的影響因素。

(二)從眾效應(yīng)

20世紀50年代，心理學(xué)家Asch通過線段長短判斷實驗發(fā)現(xiàn)人類存在從眾行為，當(dāng)被試被置于一個群體中時，他往往會不由自主地跟從群體內(nèi)其他成員的選擇，即使該選擇是錯誤的[31]。社會心理學(xué)家Cialdini和Goldstein將這一現(xiàn)象定義為改變自身的行為與態(tài)度，從而達到與他人保持一致的目的[32]。Deutsch和Gerard研究發(fā)現(xiàn)人們產(chǎn)生從眾行為的原因是為了獲得社會支持、被群體接受、做出正確判斷，以及維持積極的自我感受[33]?；谛湃尾┺膶嶒?，魏真瑜等驗證了個體受到群體影響而產(chǎn)生信任從眾行為[34]。Chen基于社會資本理論視角，構(gòu)建了社交網(wǎng)絡(luò)用戶自我披露意愿模型，并以Facebook用戶為研究對象，發(fā)現(xiàn)社交網(wǎng)絡(luò)用戶對其他成員的信任顯著影響其信息披露行為[35]。曹歡歡等研究發(fā)現(xiàn)從眾行為能夠增強用戶的感知有用性，進而影響用戶的持續(xù)使用意向[36]。

基于已有研究，本文將從眾效應(yīng)中的用戶群體認同感和用戶愉悅感引入OHC用戶隱私披露行為的影響因素研究，其中用戶群體認同感是指用戶為獲得群體認同而追隨群體中的多數(shù)做出相同的行為，用戶愉悅感是指用戶為維持積極的自我感受而做出某種行為。

二、理論模型與研究假設(shè)

(一)理論模型

為了更深入地探究感知風(fēng)險、感知收益、用戶群體認同感和用戶愉悅感對OHC中用戶隱私悖論行為的影響，本文基于隱私計算理論和從眾效應(yīng)理論構(gòu)建理論模型。在模型中，OHC用戶隱私悖論行為主要通過披露隱私意愿體現(xiàn)，披露隱私意愿受感知風(fēng)險、感知收益、用戶群體認同感和用戶愉悅感4個因素影響，其中感知風(fēng)險包括用戶對平臺的信任程度和用戶隱私保護意識，感知收益包括社交性收益和實用性收益。

(二)研究假設(shè)

1.感知風(fēng)險

感知風(fēng)險是指用戶將個人信息發(fā)布到相關(guān)平臺時所感知到的潛在風(fēng)險。大數(shù)據(jù)環(huán)境下，個人面臨著信息泄露和信息兜售等問題[37]。當(dāng)用戶感知到披露個人信息帶來的潛在風(fēng)險會對生活產(chǎn)生不利影響時，則傾向于不進行信息披露，即用戶能夠感受到泄露隱私的不利影響。基于此，本文將從用戶對平臺的信任程度和隱私保護意識視角探究感知風(fēng)險對OHC中用戶隱私悖論行為的影響。對平臺的信任程度越高意味著感知風(fēng)險意識越低，這種情況下，用戶認為發(fā)布個人信息相對安全，進而產(chǎn)生隱私悖論行為。隱私保護意識是衡量用戶對感知風(fēng)險程度的指標(biāo)，當(dāng)隱私保護意識較高時，用戶傾向于保護個人信息，從而對隱私悖論行為產(chǎn)生阻礙作用。因此，提出如下假設(shè)：

H1A：用戶對OHC的信任程度正向影響隱私披露意愿，對隱私悖論行為的產(chǎn)生起促進作用。

H1B：用戶隱私保護意識負向影響隱私披露意愿，對隱私悖論行為的產(chǎn)生起阻礙作用。

2.感知收益

根據(jù)隱私計算理論可知，當(dāng)用戶考慮是否披露個人信息時會對相應(yīng)后果進行損益比較，當(dāng)感知收益大于感知風(fēng)險時用戶會更傾向于披露個人信息。在已有研究基礎(chǔ)上，本文將OHC中感知風(fēng)險分為社交性收益和實用性收益。社交性收益是指用戶通過披露個人信息獲得他人在情感上的支持以及交友等。實用性收益是指用戶通過披露個人信息獲得專業(yè)知識幫助或者他人的經(jīng)驗分享。這種情況下，用戶可能為了獲得利益而披露隱私，從而形成隱私悖論行為。因此，本文提出如下假設(shè)：

H2A：社交性收益正向影響用戶隱私披露意愿，對隱私悖論行為的產(chǎn)生起促進作用。

H2B：實用性收益正向影響用戶隱私披露意愿，對隱私悖論行為的產(chǎn)生起促進作用。

3.群體認同感

群體認同感是指為獲得他人認同而追隨多數(shù)人在OHC上發(fā)布個人信息。與感知風(fēng)險不同的是，群體認同感是指OHC中其他用戶對目標(biāo)用戶的影響。因此，本文提出如下假設(shè)：

H3：群體認同感正向影響用戶隱私披露意愿，對隱私悖論行為的產(chǎn)生起促進作用。

4.用戶愉悅感

用戶愉悅感是指在OHC中發(fā)布個人信息的行為能夠帶來存在感、滿足感和幸福感，如發(fā)布個人信息會使用戶得到情感宣泄從而身心愉悅。和社交性感知收益不同的是，用戶愉悅感并不是通過獲得收益而產(chǎn)生的，披露信息本身可以使用戶獲得愉悅感?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H4：用戶愉悅感正向影響隱私披露意愿，對隱私悖論行為的產(chǎn)生起促進作用。

三、問卷設(shè)計與數(shù)據(jù)收集

(一)問卷設(shè)計

本研究調(diào)查問卷由基本信息和主體問卷組成?；拘畔⒉糠职ū徽{(diào)查者的性別、年齡、學(xué)歷，以及訪問OHC的頻數(shù)。同時，根據(jù)上文假設(shè)從4個維度設(shè)計主體調(diào)查問卷。通過6個變量驗證假設(shè)，其中用戶對平臺的信任程度、用戶隱私意識代表感知風(fēng)險，社交性感知收益、實用性感知收益代表感知收益，具體如表1所示。調(diào)查問卷采用李克特量表，從1到5分別代表受訪者的意向程度。

表1 調(diào)查變量題項

(二)數(shù)據(jù)收集與處理

在預(yù)調(diào)查問卷收集階段共回收了31份問卷，通過信度檢驗后，發(fā)現(xiàn)各變量的Cronbach’s Alpha值均超過0.8，表明問卷信度比較好，并且KMO值接近0.7，可以接受，即問卷具有較好的信效度，可進行正式調(diào)查。正式調(diào)查結(jié)果的Cronbach’s Alpha值為0.894，KMO值為0.95，表明問卷設(shè)置具有可靠性和穩(wěn)定性，能夠度量出研究需要的結(jié)果。

正式問卷主要面向使用百度貼吧健康吧和美柚APP的用戶發(fā)放，最終共回收322份有效問卷，被調(diào)查者的性別、年齡和學(xué)歷均涵蓋了各個層次。其中，男性占比48.8%，女性占比51.2%；年齡0～17歲占比4.3%，18～30歲占比40.7%，31～45歲占比48.1%，46～60歲占比6.8%；學(xué)歷在高中及以下的占比11.2%，本科或大專的占比68.6%，研究生及以上的占比20.2%。通過描述性統(tǒng)計分析可知，在線健康社區(qū)目標(biāo)群體的年齡主要在18～45歲且學(xué)歷多為本科或大專。

在數(shù)據(jù)合并分析前，本文首先根據(jù)人口學(xué)變量對數(shù)據(jù)進行差異性檢驗。具體地通過對性別進行單一樣本t檢驗，對年齡、學(xué)歷進行ANOVA檢驗，發(fā)現(xiàn)所有p值均大于0.05，未通過顯著性檢驗，表明人口學(xué)變量對于用戶隱私悖論行為沒有顯著差異，可以對數(shù)據(jù)進行合并處理。此外，通過對發(fā)帖內(nèi)容頻率的統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，直接披露個人信息的比例為14.3%，而選擇發(fā)布觀點看法、自身經(jīng)歷或表達個人情感涉及隱私披露的比例為52.4%，表明用戶隱私悖論行為的產(chǎn)生主要是用戶無意識造成的。

四、數(shù)據(jù)分析

(一)探索性因子分析

通過對所收集數(shù)據(jù)進行探索性因子分析，共提取出5個主要成分，分別是對平臺的信任程度，包括平臺管制良好和健康社區(qū)為用戶提供更多權(quán)限和安全保證；實用性感知收益，包括平臺專家具有權(quán)威性和尋醫(yī)問診需要；用戶愉悅感，包括個人情感宣泄需要；用戶群體認同感，包括平臺使用人數(shù)較多；社交性感知收益，包括社交及尋求心理共鳴的需要，該結(jié)果的KMO值為0.89，可以接受。提取出的5個主要成分累計解釋了85.65%的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)分析結(jié)果與前文提出的假設(shè)變量相符合。(1)受篇幅限制，具體結(jié)果不列出，如有需要請向作者索要。

(二)相關(guān)性檢驗

本文選取用戶隱私披露意愿以及用戶隱私保護意愿同其他5個變量進行了相關(guān)性分析，具體如表2所示，發(fā)現(xiàn)各變量間均具有顯著正相關(guān)關(guān)系，除了社交性感知收益與用戶愉悅感間的皮爾遜相關(guān)系數(shù)小于0.30呈弱相關(guān)性，其他變量間均具有中等強度的相關(guān)性。由結(jié)果可知，因變量和自變量之間存在相關(guān)關(guān)系，可以對其進行進一步回歸性檢驗。

表2 各假設(shè)因子的相關(guān)性

(三)中介效應(yīng)

中介效應(yīng)是指變量間并不是直接的因果關(guān)系，而是通過一個或一個以上的變量(M)來間接影響結(jié)果。本文就用戶保護隱私的意愿進行了中介效應(yīng)檢驗，具體結(jié)果見表3和表4。

表3 隱私保護意愿的中介效應(yīng)檢驗

表4 中介效應(yīng)、直接效應(yīng)及總效應(yīng)分解表

如表3所示，通過對隱私披露態(tài)度和風(fēng)險感知在隱私保護意愿與披露隱私意愿間關(guān)系的中介效應(yīng)進行檢驗，發(fā)現(xiàn)隱私保護意愿對披露隱私意愿的預(yù)測作用顯著(coeff=0.40，t=7.37，p<0.01)，且加入中介變量后隱私保護意愿對隱私披露意愿的直接預(yù)測作用依然顯著(coeff=0.2，t=3.19，p<0.01)。隱私保護意愿對隱私披露態(tài)度的正向預(yù)測作用顯著(coeff=0.51，t=10.60，p<0.01)，隱私保護意愿對風(fēng)險感知的正向預(yù)測作用顯著(coeff=0.44，t=8.95，p<0.01)。

如表4所示，隱私保護意愿對隱私披露意愿影響的直接效應(yīng)及隱私披露態(tài)度和風(fēng)險感知中介效應(yīng)的bootstrap 95%置信區(qū)間上下限均不包含0，表明用戶隱私保護意愿不僅能夠直接預(yù)測用戶隱私披露意愿，而且能夠通過用戶隱私披露態(tài)度和風(fēng)險感知的中介作用預(yù)測用戶隱私披露意愿，該直接效應(yīng)(0.20)和間接效應(yīng)(0.20)各占總效應(yīng)的50%。

(四)回歸分析

將5個變量和用戶披露隱私態(tài)度、用戶風(fēng)險感知及個人信息保護程度作為因變量，用戶隱私披露意愿作為自變量進行了逐步回歸分析?；貧w模型的R方為0.31，表明模型對原始數(shù)據(jù)的解釋程度較好。DW值在2附近，表明一階殘差序列無自相關(guān)。進一步分析可知，VIF值小于2，表明自變量間共線性不強，可以接受，具體見表5。

表5 披露個人信息意愿的回歸模型

由表5可知，用戶對平臺的信任程度、社交性感知收益、愉悅感及群體認同感的p值均小于0.05，表明4個變量構(gòu)成的模型通過了顯著性水平檢驗。R方為0.31表明模型對原始數(shù)據(jù)的解釋程度較好。DW值在2附近，表明一階殘差序列無自相關(guān)。進一步分析可知，VIF值小于2，表明自變量間共線性不強，可以接受。

從逐步回歸分析結(jié)果可以看到，用戶對平臺的信任程度、社交性感知收益、用戶愉悅感及用戶群體認同感進入了回歸模型，其中回歸系數(shù)最大的是用戶對平臺的信任程度(0.36)，其次是用戶愉悅感(0.18)、社交性感知收益(0.17)和用戶群體認同感(0.13)。用戶隱私保護意愿和實用性感知收益沒有進入逐步回歸模型，驗證了隱私保護意愿和實用性感知收益對用戶隱私披露意愿沒有顯著影響。因此，可確定隱私披露意愿的主要影響因素為4個，隱私披露意愿的回歸方程為：

用戶隱私披露意愿=0.36×對平臺的信任程度+0.17×社交性感知收益+0.18×用戶愉悅感+0.13×用戶群體認同感+0.37

用戶對平臺的信任程度、社交性感知收益、用戶愉悅感和用戶群體認同感通過對用戶隱私披露意愿的顯著影響，正向促進用戶隱私悖論行為的產(chǎn)生，即假設(shè)H1A，H2A，H3，H4成立。

根據(jù)上述數(shù)據(jù)分析結(jié)果可知，除H1B和H2B兩個假設(shè)不夠顯著外，其他假設(shè)均得到了實證支持。隱私保護意愿、實用性感知收益對隱私披露意愿的影響不顯著，表明隱私保護意愿和實用性感知收益對隱私悖論行為的產(chǎn)生沒有顯著影響。

五、結(jié)論

本文基于隱私計算理論和從眾效應(yīng)理論構(gòu)建了在線健康社區(qū)隱私計算-從眾效應(yīng)隱私悖論模型，探究了OHC用戶產(chǎn)生隱私悖論行為的影響因素，并對提出的假設(shè)進行了驗證。研究發(fā)現(xiàn)：在感知風(fēng)險方面，平臺信任程度對OHC用戶隱私悖論行為的產(chǎn)生具有顯著促進作用，因此增強用戶的信任程度有利于促進OHC用戶的參與；隱私保護程度負向影響用戶披露個人信息行為的假設(shè)未得到驗證，原因可能是用戶更傾向于選擇短期利益。在感知收益方面，社交性感知收益對OHC用戶隱私悖論行為的產(chǎn)生具有顯著促進作用，意味著OHC提供的患患間相互交流的功能對于促進用戶互動以及平臺深度發(fā)展具有重要意義；實用性收益正向影響用戶隱私披露行為意愿的假設(shè)未得到驗證，原因可能是用戶對于平臺專業(yè)性沒有太大期望導(dǎo)致對實用性收益期望不大，而更加注重平臺的社交性收益。在群體認同感和愉悅感方面，用戶群體認同感和用戶愉悅感對OHC用戶隱私悖論行為的產(chǎn)生均起顯著促進作用，說明用戶隱私悖論行為的產(chǎn)生可能是無意識的、非理性的。

根據(jù)研究可知：對用戶而言，需要不斷強化隱私保護意識，審慎衡量披露個人信息的利與弊，防范無意識泄露隱私行為，尤其是在感知收益較高和對平臺較為信任的情況下要保持理性。對平臺而言，需要加強對個人隱私信息的保護，通過賦予用戶更多權(quán)限、數(shù)據(jù)處理透明化等方式增強用戶的信任程度，強化平臺的社交和溝通功能增強用戶社交性收益，引入專業(yè)醫(yī)療資源增強用戶感知收益，與相關(guān)醫(yī)療機構(gòu)進行合作，加強在線健康社區(qū)醫(yī)療資源的權(quán)威性。對管理部門而言，需要制定更加細化的隱私保護條例，針對網(wǎng)絡(luò)社交平臺尤其是OHC制定嚴格細化的政策，與此同時加強對網(wǎng)民的隱私保護宣傳教育，從而促進OHC健康有序發(fā)展。