破防的邊界：陌生人社交視域下之世代隱私管理研究

隨著數字技術的發展和普遍應用，社交媒體傳播樣態不斷豐富，小紅書、抖音、陌陌、探探、Soul等新興媒體平臺擴展了陌生人社交功能，開辟出新的社交場景和社交關系。在作為互聯網原住民乙世代用戶媒介使用中，涌現出評論社交、搭子社交、游戲社交等一系列新型社交實踐，這不僅反映出乙世代轉向陌生人社交的新風尚，也表明乙世代在線信息分享行為出現了新特征。陌生人社交平臺中的信息分享一般分為兩種類型，第一種是用戶只關注個人分享的內容以及內容發布的過程，這更多是個人情緒的自我釋放和自由宣泄；第二種是用戶與陌生人之間圍繞著某一話題產生的信息互動與交流。盡管學界對于熟人社交中的信息過載、社交倦怠、隱私監視等現象有較多關注，但陌生人社交視域下乙世代用戶的信息分享行為尚有較大的研究空間，尤其是乙世代用戶的隱私管理意識和觀念對于其信息分享行為的影響更是鮮有涉獵。因此，本文在回顧隱私管理與隱私保護、在線社交和信息分享相關文獻的基礎上，基于傳播學者桑德拉·佩特羅尼奧（SandraPetronio）提出的傳播隱私管理理論的基本假設，結合我國社交媒介平臺的屬性特征，將隱私侵犯經歷和平臺信任作為中介機制，采用問卷調查法，實證分析社交媒體中乙世代用戶在陌生社交情境中的隱私管理意識，以期為在線社交媒體中的隱私管理研究提供學術參考。

一、文獻綜述

本研究將中國知網數據庫作為文獻基礎，分別以“隱私管理”“隱私保護”“在線社交”“信息分享”為主題詞，在新聞與傳媒學科范圍內進行篩選，共選取880篇文獻。運用Citespace可視化工具進行梳理，生成了關鍵詞聚類圖譜，以作為文獻綜述的可靠依據。

（一）隱私管理與隱私保護

在隱私管理與隱私保護的研究領域中，個人信息作為核心關鍵詞，關聯著前后興起的多個研究板塊（見圖1）。隱私首先是作為一種法律意義上的權利，并被予以保護。我國《民法典》第1032條第2款規定，隱私是自然人的私人生活安寧和不愿為他人知曉的私密空間、私密活動、私密信息。隱私權與人格尊嚴、價值協調緊密相關，尤其是在互聯網算法和大數據的影響下，網絡隱私伴隨著更大范圍的信息傳播和更嚴肅的數據共享議題。在新聞傳播學領域，新聞信息采集、新聞報道，甚至網絡輿論也可能會侵害公民的隱私權，學者的研究多聚焦在特定的情境和案例進行現象分析，如短視頻隱私侵權、機器人寫作的新聞倫理以及網絡輿論事件。總體來看，圍繞法律與倫理屬性的隱私保護研究十分豐富。

隱私管理的研究是伴隨著社交媒體研究的不斷豐富而產生的。在社交媒體中，用戶的隱私管理通過場域控制、圈層區隔和編碼加密的途徑得以實現。當前，社交媒體的隱私管理研究主要有四類。一是數字時代家庭成員（含老、中、青三代）隱私邊界的管理，指向構建相互尊重的家庭成員隱私邊界。二是對微信朋友圈的社交場景中“最近三天”可見設置、聊天截圖與朋友圈照片傳播、朋友圈代購等現象的研究。三是平臺隱私或機構隱私的管理。平臺提供的個性化推薦服務讓用戶的隱私安全陷入風險[2]，用戶的隱私管理難以形成有力的抵抗。盡管如此，用戶仍然會采取隱私管理措施，他們的隱私管理行為呈現出跨平臺式、區別化的特征[3]。四是隱私管理的心理特征研究，如隱私震蕩感、角色壓力。這些心理反映出用戶隱私管理中面臨重重困境，隱私管理的效用和具體實踐亟需得到更多的關注。歸根結底，用戶的隱私管理存在多種動因，具體而言，受到用戶個人特質（如情緒狀態、性格）、社交媒體使用行為、自我呈現等因素的影響?？傮w上看，隱私管理的研究需要細化，納入更多的社交情境進行研究。

（二）在線社交和信息分享

早在2000年，厄德勒茲（ErdelezS）就提出：“信息分享是信息使用的一個維度”，是指“由個人獲取信息再傳遞給另一個人的過程?！盵6]后來，隨著互聯網的發展壯大和在線交往的不斷常態化，信息分享被界定為特定關系連接中的雙向行為[5]。瑞奧克斯（RiouxKS）在“網絡環境中的信息獲取與分享理論”中進一步為信息分享行為賦予個人特質，認為分享行為是基于個人的發現，用于吸引他人注意力的互動過程?？梢?，信息分享已不僅僅局限于信息獲取與傳遞本身，更是一種以信息為媒介的社交互動過程。

在現有研究中，社交媒體場域的信息分享研究最為豐富，這也對應著研究重心轉移的過程：從傳統的線下分享到虛擬社群，再到社交媒體[7]?，F有研究可以被歸納為三個方面（見圖2）：

1.信息分享行為的影響因素。有研究發現，社交媒體對用戶辟謠信息分享意愿有顯著的正向影響[8]。不過，在實際情況中，信息分享也可能同時受到多種復雜因素的驅動，包括信任和感知有用性、情緒表達、利他主義、信息本身具備的屬性（如趣味性）和人們對信息的認知、情感態度等。這些因素可能共同驅動著人們的信息分享行為。

2.信息分享的目的。以往多項研究認為，用戶的信息分享是維持現有的線下關系的手段[9]，但也有較新的研究逐漸關注到基于自我的信息分享和獲取需求來進行的自我滿足，這意味線上關系變得更加開放，用戶可以基于自我需求建立不限于線下關系的多元在線社交關系。

3.平臺視角看信息分享。已有研究探究不同平臺所搭建的、不同關系程度的、用戶間的信息分享?？傮w來看，這部分的研究缺乏對用戶隱私管理的深入挖掘，傾向于用戶接收信息而非主動控制和管理信息。

基于此，本研究試圖進一步探討陌生人社交情境下，乙世代用戶的隱私管理意識對信息分享行為的影響，即揭示他們的隱私管理意識是如何作用于信息分享的。本研究擬回答以下問題：第一，在線陌生人社交中，乙世代用戶的隱私管理意識是怎樣的？第二，哪些具體的隱私管理意識能夠切實影響到信息分享行為？第三，是否受到其他中介因素的協調或干擾？具體來說，本文將以傳播隱私管理論為基本理論框架，對新的社交情境遍在化的在線陌生人社交，做進一步的探究。一方面修正和完善傳播隱私管理理論的量表設置；另一方面構建在線陌生人社交中信息分享的隱私管理模型。

二、理論基礎與模型結構

（一）理論基礎

傳播隱私管理理論（CommunicationPrivacyManagement，簡稱CPM）是佩特羅尼奧（SandraPetronio）基于社會滲透的理論框架、人類表露行為規則以及男女開放與沉默的不同標準的研究提出的，歷經了由“傳播邊界管理”理論更名為“傳播隱私管理”理論的過程，現廣泛地運用于人際傳播的隱私研究中。杰弗瑞（JeffreyT.Child，2009）最早將CPM理論用于社交媒體研究，并證明了該理論在社交媒體中的適用性[10]。該理論解釋了人際關系中選擇是否披露隱私信息的微妙協調行為。傳播隱私管理理論通過5個基本原則實現隱私管理的目的：隱私信息、控制與所有、隱私邊界、以規則為基礎的管理系統、管理的辯證法。前三個假設為探討陌生人在線社交情境下的信息分享行為及相應的隱私管理提供了理論參考。其中，隱私信息在信息分享中是隱私風險產生的基礎，而隱私風險在個體感知的角度通常表現為隱私風險意識。控制與所有則指感知隱私控制與感知隱私所有權。隱私邊界包含邊界協調的三個主要過程：邊界連接、邊界滲透、邊界所有權。據此，本研究選取感知隱私風險、感知隱私控制、所有權、感知邊界連接、感知邊界滲透作為研究變量。

（二）研究假設

1.風險意識對信息分享的直接影響

隱私風險感知是指用戶對信息分享時產生的潛在損失或最壞結果的預期。對于隱私風險的感知可能會降低用戶的社交媒體參與行為[12]。也可能會在不影響社交媒體的自我表露的情況下保護自己的隱私[13]。較低的隱私風險感知容易使人形成更為寬松的預防策略，從而阻礙保護行為的發生[14]。在社交媒體中，具備較高風險意識的人可能會更少地在陌生社交媒體環境中進行信息分享。由此，本研究提出研究假設1：

H1：隱私信息風險負向影響信息分享。

2.隱私控制與擁有對信息分享的直接影響

隱私控制即人們覺得自己對有關自己的私人信息享有所有權，因而有權控制還有誰可以知道這些信息，隱私所有權指的是共同擁有隱私信息而產生的權力和特權。隱私所有權或隱私擁有意識會讓用戶在陌生社交媒體環境中分享個人信息時產生隱私顧慮。隱私顧慮會加劇用戶的威脅評估，減少披露個人信息的意圖[15]。然而，一些用戶卻對自己的隱私控制比較自信，樂意進行持續的分享。比如說大學生微博用戶，他們對微博的控制越高，越會使用微博來獲取信息或進行社交[16]?；诖耍狙芯刻岢黾僭O2和假設3：

H2：感知隱私控制正向影響信息分享。

H3：感知隱私所有權負向影響信息分享。

3.隱私邊界對信息分享的直接影響

佩特羅尼奧（1991）將“隱私”視為邊界調節過程。隱私邊界是把私人信息和公共信息區分開的界限；隱私邊界連接指的是人們之間以邊界聯盟的形式產生的聯系；隱私邊界滲透是指有多少信息能夠穿越邊界，有的邊界比較牢固，有的則有一定的滲透性[17。在社交媒體中，一些用戶越開放自己的個人信息邊界，越容易通過陌生渠道獲取信息或進行社交[18。邊界的開放帶來了更多隱私邊界連接的可能性，還可能進一步激發人們的信息分享。因此提出假設4。另外，如前所述，高水平的隱私邊界滲透使人們形成更為寬松的預防策略，從而阻礙保護行為的發生。在此情況下，人們感知的隱私滲透越多，可能越容易向他人分享信息?；诖?，本研究提出假設5：

H4：感知隱私邊界連接正向影響信息分享。

H5：感知隱私邊界滲透正向影響信息分享。

4.隱私侵犯經歷、平臺信任的中介機制

隱私侵犯經歷的中介機制。社交媒體用戶在信息分享的同時或多或少地會受到平臺信任和隱私侵犯經歷的影響。隱私侵犯經歷是指用戶過去經歷過隱私被侵犯的事件[19]。部分用戶經歷了隱私侵犯事件也不一定會改變對信息隱私的保護意愿[20。當用戶個人數據屢遭泄露時，他們認為自身無法采取有效的決策和措施來保護自己的隱私，因此選擇放棄采取措施[21l。不過，隨著隱私侵犯程度的增加，用戶的保護意愿又會上升[22]?；诖耍狙芯空J為隱私侵犯經歷對于用戶的隱私管理意識和信息分享可能存在中介干擾，因此提出假設6，并從隱私管理的各個維度進行劃分（H6a一H6e）。

H6：隱私侵犯經歷中介了隱私管理和信息分享的關系。

平臺信任的中介機制。分享者對目標對象的信任會影響他們的信息披露程度，如果社交媒體平臺提供了透明的隱私服務政策和有效的隱私設置，可以有效緩解用戶對隱私泄露的擔憂，進而鼓勵他們在陌生環境中參與互動。反之，如果社交媒體用戶隱私遭到泄露，會直接引發平臺信任危機[23，觸發社交媒體信任違背，進而影響到他們的信息分享行為。此外，高水平的隱私關注也會削弱信任水平，用戶的隱私風險感知對消費者信任及持續共享意愿均具有顯著負向影響[24]。也即是說，平臺信任中介了用戶的隱私管理意識和信息分享?；诖?，本研究提出假設7，并從隱私管理意識的各個維度進行劃分（H7a-H7e）：

H7：用戶的平臺信任中介了隱私管理和信息分享的關系。

（三）研究模型建構

由于隱私侵犯經歷還會降低用戶對社交媒體平臺的信任感（Poddar，Mostelleramp;Ellen，2009）[25]，本研究試圖進一步地對隱私侵犯經歷、用戶平臺信任兩個中介變量，進行序列中介效應檢驗，以檢驗隱私侵犯經歷和用戶的平臺信任是否同時中介了自變量與因變量的關系。因而提出假設8：

H8：隱私侵犯經歷和用戶平臺信任同時中介了隱私管理和信息分享的關系。

綜合上述研究假設，形成了本研究的研究模型（見圖3）。

三、研究設計與方法

（一）數據收集

本研究采用問卷調查法，通過數據分析，對參與陌生化社交的部分用戶進行深入研究。在中國大陸，乙世代是伴隨著互聯網而生的一代青年人，陌生化社交也主要流行于乙世代群體中，尤其是將社交媒體用于社交動機（例如，發送消息、標記照片和更新狀態）的乙世代，他們可能愿意提供更多的個人信息26]。因此本研究的調查對象聚焦于乙世代群體。在正式發放問卷之前，首先對50名乙世代進行了問卷測試，以確保和提升問卷的質量。參考CNNIC（中國互聯網絡信息中心）第54次《中國互聯網絡發展狀況統計報告》對網民年齡結構的劃分區間，報告顯示，包含乙世代的年齡組共有兩組：10-19歲和20-29歲（分別占比 13.6% 和 13，5% ）。其中，本研究認為18歲以下的群體通常不具備穩定、成熟的網絡使用條件和信息管理能力。因此，本研究向中國大陸的18至29歲左右的乙世代群體作為問卷調查的發放對象，其中南方地區和北方地區人數的占比分別為 51% 和 49% 。一共收回問卷379份，根據作答完整性和合理性的原則（包括作答時長過長或過短、缺失值、選項一致等），篩選后最終保留228份有效問卷。

四、數據分析

（二）變量測量

本研究最終的量表是在借鑒前人的成熟量表的基礎上，結合陌生化社交的特殊情境整合而成的量表。如表1所示，本研究的8個變量（包含5個自變量、2個中介變量、1個因變量）對應著8個量表，均采用李克特七點量表（ 1= 非常不符合，7= 非常符合）進行測量。此外，本次調查還對受訪者的性別、年齡、學歷等人口統計學變量，以及社交媒體使用頻率、使用時長進行了測量。

（一）樣本特征分布和描述性統計

如表2所示，調查對象中女性、男性性別占比分別是 47% 和 53% 。年齡集中分布于18歲到30歲左右，約占 99% 。學歷主要是高中和本科學歷，共占 94% 。他們在社交媒體中參與陌生人社交的頻率主要是：有時（ 31% ），幾周一次（ 29% ），幾個月一次（ 19% ），幾天一次（ 16% ）。他們每天花費在社交媒體平臺的時間主要是1-3小時（ 41% ），3-5小時（ 32% ）。這使得從他們之間獲得的數據更具有代表性。本研究所采用的量表為7點李克特量表，自變量的各個題項的平均值接近4。說明研究對象的隱私管理意識并不特別突出，處于中等偏上水平。此外，本研究中各個測量題項的偏度和峰度系數絕對值均在標準范圍內，說明各個題項數據均滿足近似正態分布。

此外，通過Harman單因子檢驗方法來進一步檢驗共同方法偏差[27]。檢驗結果顯示特征根大于1的因子有4個，最大因子方差解釋率為30.307% ，（ 30.307%lt;40% ，符合標準），由此可證明本研究不存在顯著的共同方法偏差問題。

（二）信效度檢驗

如表3所示，本研究通過Cronbach'salpha檢驗量表各個維度的內部一致性。所獲樣本的Cronbach'salpha均大于0.74，說明該調查樣本的信度比較好。

自變量的結構效度檢驗。根據模型適配度檢驗結果可得， CMIN/DF=2.108 ，在 1-3= Excellent的范圍內；RMSEA ，在 lt;0.08=Good 的范圍內。此外，IFI、TLI和CFI的檢驗結果均達到了0.9以上，十分優秀。綜合以上分析結果可以說明，模型具有良好的適配度和結構效度。此外，在隱私管理意識量表效度檢驗中，量表的AVE值均達到或接近于0.5。CR值均達到了0.7以上，意味著各個維度具有良好的收斂效度和組合信度。

根據表5的區別效度檢驗結果，本研究調整了自變量的維度，以提高區別效度。將感知邊界連接和感知邊界滲透兩個變量合并。隱私所有權的區別效度不達標，予以刪除。調整后，原5個自變量調整為3個：隱私風險意識、感知隱私控制、感知邊界連接與滲透。

因變量量表的效度檢驗。因變量SPI樣本的整體的KMO值為0.724（ 0.724gt;0.7 ），巴特利特檢驗的顯著性水平小于0.000，說明樣本數據聚合效度良好。中介變量的KMO值為0.743（ 0.743gt;0.7 ），巴特利特檢驗的P值小于0.000，說明樣本數據聚合效度良好。

（三）控制變量

在正式模型建立之前，本研究對性別、年齡、教育程度、使用頻率和使用時間在因變量上的差異作了獨立樣本T檢驗和單因素ANOVA檢驗，分析得出：性別差異并沒有顯著影響因變量（ P=0.352gt;0.05 ）。年齡和使用時間則對在因變量上沒有顯著差異（ ）。教育程度和使用頻率對因變量存在顯著的差異（ ）。通過虛擬變量處理后，得出教育程度和使用頻率這兩個控制變量對因變量的回歸系數均不顯著（Pgt;0.05 ，置信區間均包含0）。因此，所有控制變量對因變量均沒有顯著的影響，不予以考慮。

（四）總體SEM模型適配度檢驗與假設檢驗

在對假設理論模型進行不斷地選代與修正后得到最終模型，適配結果見表7。模型的擬合度數據為： CMIN/DF=2.354 ，在 1-3= Excellent的范圍內；RMSEA =0.077 （ 0.077lt;0.079lt;0.08 ），IFI、TLI和CFI的檢驗結果分別為0.903、0.885、0.902，意味著模型適配度較高。

根據路徑分析結果（表8），得出以下變量關系。隱私管理的各個維度在平臺信任的中介下對信息分享產生影響。結構方程模型的路徑系數顯示：感知邊界連接與滲透顯著地正向影響SPI（ β=-0.687 ， Plt;0.01 ），因此假設4和假設5成立。隱私風險意識顯著地負向預測用戶平臺信任（ β=-0.302 ， Plt;0.01 ；感知隱私控制顯著地正向預測用戶平臺信任（ β=0.447 ， Plt;0.01 ）；感知邊界連接與滲透顯著地正向預測用戶平臺信任（ β=0.543 ，Plt;0.01 ，而用戶平臺信任顯著地正向預測信息分享（ β=-0.316 ， Plt;0.01 ，所以用戶平臺信任存在中介效應，與預期相符。

隱私風險意識對信息分享的預測作用不顯著（ β=0.082 ， ），感知隱私控制對信息分享的預測作用不顯著（ β=-0.137 ， Pgt;0.05 ），因此假設1、假設2均被拒絕。隱私風險對于隱私侵犯經歷的預測作用不顯著（ β=-0.052 ，Pgt;0.05 ）；感知隱私控制對于隱私侵犯經歷的預測作用不顯著（ β=-0.049 ， Pgt;0.05 ），則假設6a、假設6b不成立。感知邊界連接與滲透顯著地正向預測隱私侵犯經歷（ β=0.800 ，Plt;0.01 ），但隱私侵犯經歷對信息分享的預測作用不顯著（ β=-0.057 ， Pgt;0.05 ），因此假設6d、假設6e不成立。隱私侵犯經歷對用戶平臺信任的預測作用不顯著（ β=0.064 ， ），假設8不成立。

（五）中介效應檢驗

為了進一步探究變量間的關系，本研究采用Bootstrap方法進行中介效應分析，在AMOS中檢驗研究模型的各個中介路徑（置信區間為95% ）。通過數據分析顯示，直接效應中只有感知邊界連接與滲透－信息分享（PLPP-SPI）顯著（0.328，0.991），置信區間不包含0。兩個中介變量的序列中介效應不存在（表9），因此假設8不成立。單一中介變量隱私侵犯經歷沒有顯著的中介效應，因此，假設6及其下設的假設（H6a、H6b、H6c、H6d、H6e）均不成立。中介變量平臺信任對所有自變量與因變量之間各自均有中介效應，因此假設7a、7b、7d、7e均成立。

五、假設檢驗匯總

根據上述檢驗與分析，假設檢驗結果整理如表10。

六、結論與討論

本研究以傳播隱私管理理論為理論框架，以在線陌生人社交分享為研究情境，提出了社交媒體乙世代用戶的隱私管理對信息分享影響的中介模型，探究了乙世代青年參與在線陌生人社交的心理；通過調查問卷獲取數據，并以結構方程模型進行擬合度檢驗和分析。結果發現（見圖4），乙世代青年的隱私管理受到平臺信任中介后，顯著地影響信息分享行為。隱私侵犯經歷沒有顯著地中介隱私管理對信息分享的影響。感知隱私邊界連接和邊界滲透能直接地、更顯著地影響信息分享行為。這意味著感知邊界連接與滲透是影響信息分享的主要因素，而平臺信任不是直接前因。感知隱私控制和隱私風險意識與信息分享無相關性。

（一）社交破壁：平臺信任助推陌生連接

乙世代陌生人社交關系的破壁依賴于他們對平臺的信任程度，如果他們選擇信任某個社交平臺，他們就更愿意在該平臺中大膽地發起或參與陌生人社交，與其分享信息。從研究模型中看，乙世代青年用戶的平臺信任在各個維度上顯著地中介了隱私管理和信息分享之間的影響關系。具體來說，用戶平臺信任負向干預乙世代青年的感知隱私控制對信息分享的影響；正向干預隱私風險意識對信息分享的影響；正向干預感知邊界連接與滲透對信息分享的影響。

這意味著，平臺信任能夠緩解隱私風險意識、感知邊界連接與滲透帶來的壓力，鼓勵乙世代參與陌生的互動與分享。平臺信任對于Z世代青年參與在線社交的重要性十分突出。但是對于隱私控制感知較好的一部分人來說，平臺信任不會增加他們的信息分享欲。

總的來說，乙世代不會因隱私風險的存在而拒絕與陌生人社交，平臺信任給予了他們極大的安全感。這說明，對平臺信任的感知和搭建，是吸引乙世代青年深入參與新型陌生社交的關鍵因素。因此，社交媒體平臺的設計者在拓展陌生社交功能時應當充分考慮平臺信任搭建，從多重維度塑造用戶的平臺信任感，進而激勵更多的社交互動。

（二）暫態關系：隱私邊界的搭建與消融

研究證明，乙世代青年的感知邊界連接與滲透與信息分享之間呈顯著地、正向地影響關系。需要特別指出的是，這一直接關系的顯著性比平臺信任干預下更高。這意味著：在陌生人社交情境中，參與者彼此之間一旦達成了隱私邊界的連接，就等于為信息分享留出了開放的通道。而隱私滲透的信息越多，他們彼此之間就會產生某種特殊的連接，激發更多的信息分享行為。同時，邊界的連接是暫態而高頻的，乙世代青年頻繁、隨機地與不同的陌生人搭建隱私邊界，然后又將其處理為“一次性”關系，使隱私邊界在總體上消融?？梢哉f，乙世代青年的隱私管理有其個性化的行為特質，其暫態化的關系維持方式是他們對數字世代隱私裸露的反抗和回應。不過，這種動態而巧妙的管理方式也可能因過度的隱私邊界滲透而陷入風險，因為關系的進一步發展可能引誘更多的隱私信息傾注。

（三）隱私容忍：信息分享中的弱隱私侵犯

根據調查結果反饋，乙世代青年普遍認為當前的隱私泄露處于黑箱狀態，長期以來，隱性的隱私泄露被內化為弱隱私侵犯。他們在信息分享中也在適當接納弱性隱私侵犯帶來的潛在負面影響。研究還發現，弱隱私侵犯不會降低用戶對平臺的信任程度。這一方面說明，社交媒體平臺的隱私侵犯程度普遍不嚴重，如果處于用戶所能接受的范圍內，則并不對其使用造成負向影響；另一方面則反映出用戶對于網絡隱私管理和控制的被動，隱私黑箱的問題持續存在，難以破解?？梢哉f，隱私容忍成為了乙世代參與陌生人社交的成本，其所帶來的風險大小亦取決于關系“投資者”對風險的管理與把控。

（四）社交隱身：信息分享中消失的身份標簽

性別、年齡、教育程度、社交媒體使用頻率和使用時間均與乙世代青年的信息分享無相關性。這說明他們與陌生人之間的社交分享并不攜帶身份所賦予的標簽屬性，無論是性別、年齡，還是教育程度。同時，與陌生人分享個人信息更像是信息偶遇事件，不受使用頻率和使用時間的約束。也可以說，這種分享行為是暫態的，調查結果顯示，超七成的乙世代傾向于與陌生人進行“即時地”分享，而不是建立相對穩定的朋友關系。他們不追求關注度和流量，而是更傾向于享受分享信息的過程和儀式。

這種關系可能是潛在的，即他們只在意自己在陌生的平臺環境中分享的內容以及內容發布的過程，這使得他們感覺到沒有熟人監視帶來的自由，感受到壓力的釋放；也可能是顯現的，他們與其他陌生人之間產生了實際的互動與交流，這使得他們感受到匿名和傾訴對象互動的快樂，而且不用顧忌現實環境。

總之，數字時代過度連接的社交網絡已經深刻影響到了人們的社交方式，乙世代的在線社交正在走向陌生化，表現出一定程度上的自由性和普遍性。生人關系變得復雜而多元，不斷地實現著泡沫化的裂變與再生。在線陌生人社交方式的流行不僅反映了乙世代對線上與線下高度重疊社交關系的抵抗，也折射出部分用戶逐漸對社交媒體上過度裝飾與表演社交關系的反感，盡管試圖去追求更為自然、自由的社交方式，但是隱私管理的邊界卻難以掌控、不斷破防，進而產生新的隱私難題，使乙世代用戶陷入更大的隱私威脅之中。這些在發展中產生的問題還需要在未來的隱私管理研究中進一步開拓和深化。

注釋：

① “乙世代”指稱的是1995年至2009年出生的人，是與互聯網相伴而成長起來的一代新人。

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