曹振祥 儲節(jié)旺

(1.安徽財經(jīng)大學合肥高等研究院 合肥 230051;2.安徽財經(jīng)大學國際經(jīng)濟貿(mào)易學院 蚌埠 233030;3.安徽大學管理學院 合肥 230601)

0 引 言

隨著數(shù)字經(jīng)濟的深入發(fā)展,各種信息技術在社會生活中的應用逐漸廣泛化,以智能手機為代表的移動設備成為日常生活和工作場所的重要組成部分,改變了人類的生活、生產(chǎn)和學習方式。移動設備強大的功能在給用戶帶來個性化服務的同時,也伴隨著用戶信息泄露和濫用等信息安全風險的與日俱增[1-2]。學者們研究發(fā)現(xiàn),僅僅依靠信息安全技術來降低個人信息和數(shù)據(jù)安全具有一定局限性[3]。用戶的個人信息安全風險不但與黑客攻擊、不法商家盜賣信息相關,也與用戶自身的知識素養(yǎng)水平,對于信息安全的漠視、逃避和不作為有直接關聯(lián)。作為信息主體,用戶即是信息安全保護最薄弱的環(huán)節(jié),也可以作為抵御信息安全有力的武器

在數(shù)字經(jīng)濟新發(fā)展格局下,數(shù)字素養(yǎng)已經(jīng)成為社會公眾必須具備的基礎能力,對數(shù)字技術的理解已成為數(shù)字經(jīng)濟時代社會公眾的核心素養(yǎng)。而在此背景下,移動設備用戶的數(shù)字素養(yǎng)對其信息安全保護意愿和行為是否具有驅動效應?若是,那么數(shù)字素養(yǎng)如何影響信息安全保護意愿和行為?是否存在傳導路徑?本文嘗試在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展背景下探究移動設備用戶數(shù)字素養(yǎng)與信息安全保護意愿和行為的關系,以期從自身發(fā)展與內(nèi)生動力視角來為個人信息安全保護提供一些可行的現(xiàn)實指導。

1 文獻綜述

1.1 數(shù)字素養(yǎng)

當前,國內(nèi)外學界關于數(shù)字素養(yǎng)的定義尚未達成一致的觀點。Gilster[4]首次提出數(shù)字素養(yǎng)概念,并將其定義為檢索、認知和利用數(shù)字信息資源的能力。然而隨著數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展,數(shù)字素養(yǎng)的內(nèi)涵也開始變得越來越廣泛,其不再單指數(shù)字技能,還涵蓋了數(shù)字思維方式,如數(shù)字知識、技能和動機的有機整合[5]。曾粵亮[6]將數(shù)字素養(yǎng)定義為公眾對數(shù)字信息與信息技術的獲取、整合、生產(chǎn)、交流和創(chuàng)新等全方位的能力,由多個分支素養(yǎng)構成且具有進階性。在界定數(shù)字素養(yǎng)概念和內(nèi)涵的基礎上,國內(nèi)外學者和相關機構對數(shù)字素養(yǎng)展開有效探索,其研究的方向主要包括:數(shù)字素養(yǎng)教育與實踐[7=8]、數(shù)字素養(yǎng)框架及評價體系構建[9-12〗、數(shù)字包容[13-15]以及數(shù)字素養(yǎng)與社會公眾行為[16-18]等。如歐盟的Dig Comp[19]數(shù)字素養(yǎng)框架,圍繞信息和數(shù)據(jù)素養(yǎng)、溝通和協(xié)作、數(shù)字內(nèi)容創(chuàng)造、數(shù)字安全和問題解決五個方面展開闡述。邱冠文[20]通過分析“雙一流”高校圖書館數(shù)字素養(yǎng)教育現(xiàn)狀,并以元宇宙數(shù)字教育的趨勢為研究論點,構建了訴求驅動性、目標化、協(xié)同式、多元化和體驗性的高校圖書館數(shù)字素養(yǎng)教育模型。楊巧云[21]將數(shù)字包容分析框架劃分為數(shù)字準備、數(shù)字就緒和數(shù)字參與三個層面,并在此基礎上分析了發(fā)達國家數(shù)字包容的政策實施方式。許志紅[22]分析了數(shù)字素養(yǎng)與網(wǎng)絡健康使用的關系,并通過實證研究發(fā)現(xiàn),數(shù)字素養(yǎng)的提升能促進大學生政策法規(guī)認知、情緒智力和網(wǎng)絡健康使用。

1.2 信息安全保護

近些年,國內(nèi)外相關學者針對個人信息安全的影響因素研究主要聚焦于信息技術、社會環(huán)境以及用戶自身因素等層面。在技術層面,區(qū)塊鏈等數(shù)字技術[23]、信息安全技術[24]等的發(fā)展能夠促進公眾的信息安全保護。社會環(huán)境層面,完善個人信息安全的法律規(guī)制[25],構建個人信息安全標準體系[26],推動政府、企業(yè)與社會公眾的協(xié)同治理[27],健全人工智能企業(yè)的安全管理規(guī)范[28]等因素也會對個人信息安全產(chǎn)生影響。在用戶自身因素層面,研究者主要以保護動機理論、技術威脅規(guī)避理論、社會認知理論和計劃行為理論等為理論基礎和基本框架,結合實際研究問題和對象來構建研究模型,從而分析各種因素對于公眾信息安全行為的研究。如Esmaeili[29]以高校智能手機用戶為研究對象,從計劃行為理論視角分析信息安全行為意愿的影響因素,發(fā)現(xiàn)關鍵因素主要是用戶態(tài)度、主觀規(guī)范和用戶感知行為控制等幾個方面。王玥[30]以保護動機理論為基礎,利用扎根理分析得到智能手機用戶信息安全行為主要受到風險認知、應對能力、感知成本等的影響。賈若男[31]研究指出,反應效能、自我效能、反應成本和感知威脅等正向影響用戶的個人信息安全保護意愿。陳昊[32]以技術威脅規(guī)避理論和采納動機理論為理論基礎,實證研究發(fā)現(xiàn)個人信息隱私意識通過感知威脅和感知可規(guī)避性間接促進用戶個人信息隱私保護意愿,好奇心和從眾則負向影響隱私意識。

可以發(fā)現(xiàn),在關于個體信息安全保護意愿和行為的既有文獻中,學者多從計劃行為理論、保護動機理論、社會認知理論等理論層面以及技術水平、社會宏觀等角度預測個體信息安全保護意愿和行為。盡管數(shù)字經(jīng)濟已經(jīng)滲透到經(jīng)濟、社會和生活的方方面面,數(shù)字素養(yǎng)也已成為數(shù)字社會公民的核心素養(yǎng),但尚未有文獻將其納入到個體信息安全保護的分析中,更缺乏以數(shù)字素養(yǎng)為主題,關注移動設備用戶信息安全保護意愿和行為的相關實證研究,這也為本文的研究提供了可以探索的空間。

2 理論機制與研究假設

2.1 數(shù)字素養(yǎng)與信息安全保護意愿和行為

《國際圖聯(lián)數(shù)字素養(yǎng)宣言》指出,公眾具備一定的數(shù)字素養(yǎng)時,數(shù)字技術的作用才能得到有效激發(fā),才能夠滿足社會及專業(yè)領域的信息需求。但在實際中,由于大多數(shù)用戶的認知能力有限,常常低估個人信息隱私泄露的可能性,高估自我的信息保護能力,導致處理信息安全問題的決策無法達到自身最優(yōu)[33]。Barn[34]指出個人通過移動設備訪問數(shù)據(jù)的安全風險管理程度受其信息知識水平的影響。因此,對于用戶而言,保護個人信息安全,防止信息受到威脅的最好方式是提升自身知識水平,成為知識用戶,從而增強對信息的理解、分析、辨別能力,實現(xiàn)信息安全保護。

用戶的信息能力影響其對信息問題處理方法的選擇。信息素養(yǎng)是推動信息安全的有效手段[35],能從源頭上控制和預防可能出現(xiàn)的信息安全威脅[36]。媒介信息處理能力較強的用戶更加重視個人信息隱私安全,對個人信息安全問題的思慮會更多,也更加傾向于信息隱私保護行為來提高個人信息安全[37]。續(xù)繼[38]認為數(shù)字技能與個體隱私保護結果密切相關,熟練掌握數(shù)字技術的用戶更具有隱私保護能力和意識。具有高數(shù)字素養(yǎng)的用戶對于移動設備的使用具有更好的認知,可以更有效地利用數(shù)字工具或平臺,準確地定位和檢索相關安全信息和知識,評估信息和知識的合法性和可靠性,并在此基礎上學習安全信息和知識,進而提升用戶信息安全的保護意愿,推動用戶保護行為的發(fā)生。

基于此,本文提出理論假設:

H1:移動設備用戶數(shù)字素養(yǎng)對信息安全保護意愿和行為起促進作用。

2.2 感知威脅、反應效能和自我效能的傳導作用

感知威脅是指個體對信息技術帶來威脅或者傷害的感知程度。當用戶認為移動設備中存在可能損害個人信息安全的風險時,將進行威脅評估,以判斷是否需要采取適當?shù)男畔踩Ｗo。即用戶必須充分認識到信息安全對自己的威脅時,才能實現(xiàn)對信息安全的保護[39]。高數(shù)字素養(yǎng)用戶能夠對移動設備存在的信息安全威脅或風險進行有效感知和評估,當其風險感知程度較高時會更傾向于采取信息保護行為。

反應效能是一個認知過程,個體處理風險的方式受其對反應效能的最終認知的影響。在使用移動設備情境中,當高數(shù)字素養(yǎng)用戶相信信息安全保護的作用,并認為通過一些安全行為能對移動設備個人信息安全有作用和效果,那么用戶就會愿意進行信息安全保護。即充分意識到這些工具和方法的優(yōu)點或優(yōu)勢,他們將更加傾向采取良好的安全措施[40]。

自我效能是個體對自己能力的評估和信念。在使用移動設備情境中,用戶數(shù)字素養(yǎng)的提升有利于增強數(shù)字技術和工具的使用技能,用戶能夠對自身是否有能力通過信息安全保護行為來保護移動設備有更充分的認識,并產(chǎn)生積極的行為意向來保護個人信息[41]。

基于此,本文提出理論假設:

H2:感知威脅在數(shù)字素養(yǎng)與信息安全保護意愿和行為間起傳導作用。

H3:反應效能在數(shù)字素養(yǎng)與信息安全保護意愿和行為間起傳導作用。

H4:自我效能在數(shù)字素養(yǎng)與信息安全保護意愿和行為間起傳導作用。

3 研究設計

3.1 模型設定

3.1.1基礎模型

被解釋變量為“信息安全保護意愿和行為”,是多分類有序離散變量。因此,選用Ordered Probit模型作為回歸模型,用以下公式表示:

(1)

(2)

在隨機擾動項服從標準正態(tài)分布的情況下,用Ψ(.)表示標準正分布的累積分布函數(shù),X表示所有自變量,由此可得到信息安全保護意愿和行為的條件概率分別是:

Prob=(Yi=M|Xi)=φ(YM-αdli-θXi)-φ(YM-1-αdli-θXi)

(3)

這樣,模型將采用極大似然估計(MLE)對模型的回歸系數(shù)進行估計?？紤]到Ordered Probit模型回歸系數(shù),只能從顯著性和參數(shù)符號方面給出有限的信息,故在基礎回歸中計算邊際效應。

(4)

式(4)計算X內(nèi)某一自變量的單位變化對信息安全保護意愿和行為各取值概率的邊際影響,即自變量變動1單位,信息安全保護意愿和行為取1-5時的概率變化。

3.1.2傳導路徑模型

從以下四個步驟進行傳導模型設計:

步驟一:首先考察移動設備用戶數(shù)字素養(yǎng)對信息安全保護意愿和行為的直接效應,檢驗模型(1)回歸系數(shù)α1顯著性。

步驟二:進一步考察數(shù)字素養(yǎng)與傳導變量的關系,考察傳導變量Vi檢驗回歸系數(shù)β1是否顯著。

Vi=β0+β1dli+βcXi+εi

(5)

步驟三:構建回歸模型(6),研究傳導變量在數(shù)字素養(yǎng)與信息安全保護意愿和保護行為之間可能存在的傳導效應,檢驗回歸系數(shù)λ2是否顯著。

(6)

當β1與λ2不顯著,則表示傳導效應不存在;如果β1與λ2均顯著,表明存在傳導效應。

3.2 變量選取

a.被解釋變量。被解釋變量為移動設備用戶信息安全保護意愿(wpi)和保護行為(ipb)。其中,信息安全保護意愿的題項為“我愿意進行個人移動設備的信息安全保護”,信息安全保護行為的題項為“我在實際使用移動設備時實施了信息安全保護”,選項1～5依次表示非常不同意、比較不同意、不確定、比較同意以及非常同意。

b.解釋變量。核心解釋變量為移動設備用戶的數(shù)字素養(yǎng)(dl)。依據(jù)歐盟Dig Comp2.2數(shù)字素養(yǎng)框架和聯(lián)合國教科文組織的全球數(shù)字素養(yǎng)框架,并結合我國社會數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的特點,對數(shù)字素養(yǎng)題項進行簡化設計(見表1)。不僅關注了傳統(tǒng)研究中狹義的數(shù)字獲取、評估、利用、創(chuàng)建和共享層面,還強調(diào)了數(shù)字認知、責任和意識等內(nèi)容。量表的Cronbach's Alpha值系數(shù)為0.921,表示題項內(nèi)在信度高。在此基礎上利用主成分分析法計算得到用戶數(shù)字素養(yǎng)水平。穩(wěn)健性檢驗中,采用得分加總法來測算用戶數(shù)字素養(yǎng)水平。

c.傳導變量。感知威脅(pt)測量題項為“我認為在使用移動設備時可能會發(fā)生個人信息安全風險情形”。反應效能(re)測量題項為“我認為采取安全保障措施可以有效保護個人信息安全”。自我效能(se)測量題項為“我能夠有效利用數(shù)字技術和工具進行移動設備的信息安全保護”。選項1～5依次從非常不同意到非常同意。

d.控制變量。依據(jù)前人相關研究,選取了性別(gender)、年齡(age)、教育年限(edu)、政治面貌(po)、月平均收入(income)以及是否經(jīng)歷過信息安全事件(isi)作為控制變量。其中,教育劃分為高中及以下、大專、本科和碩士及以上。收入劃分為2000以下、>2000～4000、>4000～6000、>6000～8000、>8000～10000和10000以上。

此外,根據(jù)計劃行為理論,將主觀規(guī)范(sn)、知覺行為控制(pbc)和信息安全態(tài)度(isa)這三個影響因素作為控制變量。主觀規(guī)范測量題項為“我經(jīng)常能在信息平臺上發(fā)現(xiàn)政府、組織和媒體對移動設備個人信息安全的積極宣傳教育”。信息安全態(tài)度測量題項為“我認為在數(shù)字環(huán)境中,保護移動設備的個人信息安全是非常有必要的”。知覺行為控制測量題項為“我認為在數(shù)字環(huán)境中,保護移動設備的個人信息安全是較為輕松的事”。選項1～5依次從非常不同意到非常同意。

3.3 數(shù)據(jù)收集

由于受疫情影響,本研究主要采取線上的問卷調(diào)查方式,以移動設備用戶為研究對象,由本課題組成員向用戶進行問卷鏈接推送。正式發(fā)放問卷時間為2023年1月,共回收了544份問卷。本研究通過一定的預處理,對于漏填、亂填、IP重復填寫的問卷進行剔除,最終保留了502份有效問卷,有效率為92.3%。

4 實證分析

在實證分析前,分析變量之間的相關系數(shù)與方差膨脹系數(shù)來判別變量的多重共線性問題。變量之間的相關系數(shù)小于0.6;方差膨脹系max{vif1,vif2…,vifk}=2.09,mean{vif1,vif2…,vifk}=1.30,均小于10,表明變量之間不存在多重共線性問題。

4.1 基礎回歸

通過逐步回歸法實證檢驗移動設備用戶數(shù)字素養(yǎng)對信息安全保護意愿和行為的影響,結果見表2。第(1)列為移動設備用戶數(shù)字素養(yǎng)對信息安全保護意愿和行為的凈影響,結果顯著為正。第(2)列加入了性別、年齡等個體特征變量,第(3)列進一步加入知覺行為控制、信息安全態(tài)度以及主觀規(guī)范變量。在控制這些變量后,移動設備用戶數(shù)字素養(yǎng)對信息安全保護意愿和行為的影響仍然顯著為正。這表明,移動設備用戶數(shù)字素養(yǎng)水平的提升有助于增強其信息安全保護的意愿和行為。

表2 用戶數(shù)字素養(yǎng)對信息安全保護意愿和行為的影響

從控制變量回歸結果來看:受教育程度對信息安全保護意愿和行為存在顯著正向影響,即移動設備用戶的受教育程度越高,信息安全保護意愿越強;否經(jīng)歷過信息安全事件對其信息安全保護意愿和行為存在顯著正向影響,即發(fā)生過信息安全事件的用戶更愿意進行信息安全保護;主觀規(guī)范、知覺行為控制和信息安全態(tài)度對信息安全保護意愿和行為存在顯著正向影響,即移動設備用戶的主觀規(guī)范、知覺行為控制和信息安全態(tài)度越積極,信息安全保護意愿越強。這與Esmaeili[29]的研究結論相一致,也符合計劃行為理論的觀點。

表3和表4匯報了解釋變量的邊際效應,從結果來看,數(shù)字素養(yǎng)的增強使其信息安全保護意愿“非常不同意”和“比較不同意”的概率分別下降了0.9%、2%,“比較同意”與“非常同意”的概率增加了2%和6%。數(shù)字素養(yǎng)使用戶信息安全保護行為“非常不同意”和“比較不同意”的概率分別下降了3.5%、4.3%,“比較同意”與“非常同意”的概率增加了2.2%和9.8%。邊際效應結果表示,提升移動設備用戶數(shù)字素養(yǎng)能夠降低其信息安全保護意愿和行為處于較低水平的概率,能夠增加其信息安全保護意愿和行為處于較高水平的概率。

表3 信息安全保護意愿邊際效應分析

表4 信息安全保護行為邊際效應分析

4.2 內(nèi)生性問題討論

上述模型在估計過程中還面臨遺漏變量和雙向因果等可能導致內(nèi)生性的問題。對于遺漏變量而言,盡管本文綜合考慮了影響移動設備用戶信息安全保護意愿和行為的各項因素,仍會遺漏部分難以測度及衡量的指標;對于雙向因果關系而言,移動設備用戶的信息安全保護意愿和行為可能會影響其數(shù)字素養(yǎng)。這是因為信息安全保護意愿和行為在一定程度上反映了用戶的信息安全知識水平,而信息安全知識水平與數(shù)字素養(yǎng)存在互補的關系。因而,本文選取工具變量法進行IV-Ordered Probit模型估計來解決可能存在的內(nèi)生性問題。

本文選取“使用移動互聯(lián)網(wǎng)進行工作和學習的頻率”作為數(shù)字素養(yǎng)的工具變量。并把“從不、時長比較少、時長一般、時長比較多以及幾乎每天”分別賦值為1-5分。在實際生活和工作中,用戶的數(shù)字素養(yǎng)水平可以通過其利用數(shù)字技術和工具進行某項活動或完成某項任務來反映。因此,用戶對于數(shù)字工具的使用頻率在一定程度上能夠反映其數(shù)字素養(yǎng)水平[17]。首先,用戶所使用互聯(lián)網(wǎng)進行工作和學習的頻率越多,對于信息技術的了解程度越高,越容易利用數(shù)字工具來進行信息的收集、整理和共享,從而有利于培育其數(shù)字能力。因此,該工具變量滿足相關性條件。其次,用戶使用互聯(lián)網(wǎng)進行工作和學習的頻率與其信息安全保護意愿和行為沒有直接的聯(lián)系,滿足排他性和外生性條件。因而,該工具變量具有較強合理性。

表5為工具變量回歸結果。工具變量一階段的F統(tǒng)計量為48.07,高于10,排除弱工具變量問題[42]。Atanhrho分別在10%和1%的水平上顯著,拒絕數(shù)字素養(yǎng)為外生變量的原假設。因此,該變量作為數(shù)字素養(yǎng)的工具變量是合適的。估計結果可以看出,移動設備用戶的數(shù)字素養(yǎng)對信息安全保護意愿和行為的估計系數(shù)在1%水平下顯著為正,并相比基礎回歸的結果有了一定的增大,控制變量估計結果與基準回歸基本一致。由此可見,在考慮了內(nèi)生性問題后,數(shù)字素養(yǎng)水平對信息安全保護意愿和行為仍然有著顯著的驅動作用,且驅動作用更加明顯,進一步佐證了前文的研究假設。

表5 工具變量回歸結果

4.3 傳導路徑檢驗

前文從感知威脅、反應效能和自我效能的視角,理論分析了移動設備用戶數(shù)字素養(yǎng)對信息安全保護意愿和行為的傳導機制。為驗證該作用機制假設,本節(jié)進行實證檢驗,回歸結果見表6。

表6 傳導機制檢驗

a.數(shù)字素養(yǎng)—感知威脅—信息安全保護意愿和行為的傳導路徑分析。根據(jù)表6的(1)、(2)、(3)所示,數(shù)字素養(yǎng)對感知威脅的影響系數(shù)顯著為正,表明數(shù)字素養(yǎng)對感知威脅具有正向促進效應。在基礎模型上納入感知威脅變量后,感知威脅對信息安全保護意愿和行為的影響效應不顯著,即感知威脅在數(shù)字素養(yǎng)影響信息安全保護意愿和行為中不產(chǎn)生傳導作用。潛在的原因是,用戶的感知威脅更多的是對移動設備的信息安全和隱私的擔憂。而一些其他因素,如用戶保護自身信息安全的能力也決定了他們是否愿意采用信息安全行為。此外,由于僥幸心理和逃避心理作祟,移動設備用戶可能認為其自身遭受信息安全的負面影響的概率較低,從而不愿意處理這些風險。

b.數(shù)字素養(yǎng)—反應效能—信息安全保護意愿和行為的傳導路徑分析。根據(jù)表6的(4)、(5)、(6)所示,數(shù)字素養(yǎng)對反應效能的影響系數(shù)顯著為正,表明數(shù)字素養(yǎng)對感知威脅具有正向促進效應。在基礎模型上納入反應效能變量,數(shù)字素養(yǎng)對信息安全保護意愿和行為的影響顯著為正且系數(shù)絕對值有所下降,說明移動設備用戶數(shù)字素養(yǎng)能通過感知威脅促進信息安全保護意愿和行為的發(fā)生。在反應效能的傳導路徑中,移動設備用戶數(shù)字素養(yǎng)對信息安全保護意愿和行為的總效應分別為0.287和0.388,直接效應值分別為0.187和0.344,通過反應效能影響信息安全保護意愿和行為的間接效應值為0.100和0.044。

c.數(shù)字素養(yǎng)—自我效能—信息安全保護意愿和行為的傳導路徑分析。根據(jù)表6的(7)、(8)、(9)所示,數(shù)字素養(yǎng)對反應效能的影響系數(shù)顯著為正,納入自我效能變量后,數(shù)字素養(yǎng)對信息安全保護意愿和行為的影響顯著為正且系數(shù)絕對值有所下降,說明移動設備用戶數(shù)字素養(yǎng)能通過感知威脅促進信息安全保護意愿和行為的發(fā)生。在自我效能的傳導路徑中,移動設備用戶數(shù)字素養(yǎng)對信息安全保護意愿和行為的總效應分別為0.264和0.387,直接效應值分別為0.228和0.351,通過自我效能影響信息安全保護意愿和行為的間接效應值為0.036和0.036。

4.4 穩(wěn)健性檢驗

4.4.1更換數(shù)字素養(yǎng)測算方式

前文的數(shù)字素養(yǎng)水平是使用因子分析法測算得到,而在穩(wěn)健性檢驗中,通過將各項數(shù)字素養(yǎng)數(shù)據(jù)加總重新測算用戶數(shù)字素養(yǎng)水平,再進行實證。表7中(1)、(2)列為基礎回歸結果,(3)、(4)列為工具變量回歸結果?；貧w結果依然顯著為正。

表7 穩(wěn)健性檢驗及進一步分析

4.4.2替換估計方法

前文主要是以Ordered Probit方法來進行估計。在穩(wěn)健性檢驗中則借鑒Acemoglu等[43]的做法,將被解釋變量作為連續(xù)變量使用OLS進行估計,結果如表7的(5)和(6)列,回歸結果與前文一致。綜上所述,通過更換數(shù)字素養(yǎng)測算方式和替換估計方法后,移動設備用戶數(shù)字素養(yǎng)對信息安全保護意愿和行為依然具有顯著正向影響。因此,研究結論具有穩(wěn)健性。

4.5 進一步分析

前文的研究指出,移動設備用戶數(shù)字素養(yǎng)對其信息安全保護的意愿和信行為具有正向促進作用。但對于兩者的實證分析是割裂開來的,而在實際生活中,移動設備用戶普遍存在信息安全保護意愿和行為不一致的現(xiàn)象。因此,本節(jié)進一步對移動設備用戶數(shù)字素養(yǎng)水平與其信息安全保護意愿和行為差異的作用關系進行實證研究。

信息安全保護意愿和行為差異為兩者作差的絕對值,絕對值越大意味著用戶的信息安全保護意愿和行為之間的差異越大,越存在知行不合一的問題,反之亦然?；貧w結果見表7第(7)列。結果顯示,移動設備用戶數(shù)字素養(yǎng)的提高顯著降低了信息安全保護意愿和行為的差異,有利于用戶將信息安全保護意愿轉化為保護行為,實現(xiàn)用信息安全保護知行合一。

5 結論與建議

移動設備用戶數(shù)字素養(yǎng)的缺乏是制約用戶進行信息安全保護的一個重要內(nèi)生因素。本文基于問卷調(diào)查數(shù)據(jù),實證檢驗了移動設備用戶的數(shù)字素養(yǎng)對信息安全保護意愿和行為的影響,研究結論如下:

a.移動設備用戶的數(shù)字素養(yǎng)顯著促進了信息安全保護意愿和行為,在考慮內(nèi)生性問題之后,研究結論依然成立,且促進效應更為明顯。b.移動設備用戶數(shù)字素養(yǎng)能夠通過增強其反應效能和自我效能間接促進信息安全保護意愿和行為;感知威脅的傳導作用則不顯著。c.提升移動設備用戶的數(shù)字素養(yǎng)能夠明顯縮小信息安全保護意愿與行為之間的差異,有助于用戶將信息安全保護意愿轉化為保護行為。為保證結論的穩(wěn)健性,本文更換了自變量測度方式,替換了回歸方法,回歸結果均支持移動設備用戶的數(shù)字素養(yǎng)正向影響信息安全保護意愿和行為的結論。

基于本文的研究,可能的政策建議如下:

a.完善基礎設施建設,優(yōu)化數(shù)字保障機制。強大的信息和通信技術基礎設施是數(shù)字轉型的基石,在以數(shù)據(jù)和知識核心生產(chǎn)要素的數(shù)字化社會中加快數(shù)字接入的普及性是“數(shù)字革命”的內(nèi)在要求[12]。應加快推進區(qū)域信息基礎設施建設,實現(xiàn)區(qū)域信息網(wǎng)絡全覆蓋,努力推進網(wǎng)絡提速降費,為保障用戶使用數(shù)字技術和工具來進行信息安全保護和數(shù)字知識學習提供有效的基礎設施條件。

b.鼓勵多方協(xié)同,構建數(shù)字素養(yǎng)培養(yǎng)體系。充分調(diào)動多方力量,鼓勵發(fā)展由政府進行頂層設計、行業(yè)協(xié)會設定相應規(guī)范、學校和社會組織協(xié)同的數(shù)字教育系統(tǒng)。通過建立持續(xù)性數(shù)字素養(yǎng)激勵監(jiān)督機制,從而發(fā)揮各要素主體在數(shù)字素養(yǎng)培育中的積極能動性和鮮明作用。充分發(fā)揮教育的主導作用,把學校作為提高學生數(shù)字素養(yǎng)的主陣地,把數(shù)字素養(yǎng)教育統(tǒng)籌于教育規(guī)劃和教學活動中;面向社會群體,有計劃、有步驟地逐步推進數(shù)字素養(yǎng)終身教育服務,推動數(shù)字素養(yǎng)在社會各階層廣泛傳播,從而普及數(shù)字知識;面對外部環(huán)境(社交網(wǎng)絡平臺、法律法規(guī)等)時,將公民數(shù)字素養(yǎng)的發(fā)展與網(wǎng)絡道德和精神文明建設相融合,為數(shù)字素養(yǎng)的發(fā)展保駕護航[44]。

c.針對信息安全問題,構建針對性數(shù)字素養(yǎng)方案。圍繞數(shù)字生活和工作中所遇到的移動設備信息安全現(xiàn)象和問題,進行調(diào)查研究,找到解決辦法,編寫相對應的數(shù)字素養(yǎng)教育方案。如針對某類因自身缺乏數(shù)字工具的使用技巧,使得在利用移動設備時誤點垃圾軟件或詐騙信息從而導致信息安全風險問題的群體,應設計加強數(shù)字設備和工具的基本操作知識和能力的培養(yǎng)體系。利用文字、短視頻、VR等載體形式,舉辦數(shù)字素養(yǎng)專題講座和培訓班、制作印發(fā)宣傳冊、線上直播講授等方式,構建各具特色的數(shù)字素養(yǎng)教育培訓資源。鼓勵政府和科研機構面向社會提供高質(zhì)量和強吸引力的免費數(shù)字教材和在線學習服務,針對不同類型、不同信息需求的群體設計差異化培訓項目和內(nèi)容。