社會信任與主觀幸福感如何影響公民網絡參與態(tài)度？

摘要：網絡參與態(tài)度是公民對待網絡參與的具體反應，而社會信任和主觀幸福感是影響網絡參與態(tài)度的重要因素?；贑GSS2017數據，對反映公民社會信任、主觀幸福感與網絡參與態(tài)度的數據變量進行回歸分析。研究發(fā)現：社會信任對網絡參與態(tài)度和主觀幸福感具有顯著的正向影響，即社會信任水平越高的公民對待網絡參與的態(tài)度越積極，主觀幸福感越強。主觀幸福感對網絡參與態(tài)度具有顯著的反向影響，主觀幸福感越強的公民對待網絡參與的態(tài)度越消極。在影響網絡參與態(tài)度的同時，主觀幸福感會削弱社會信任對公民網絡參與態(tài)度的正向影響。進一步分析發(fā)現，強主觀幸福感公民對網絡參與的不認可、網絡參與對公民主觀幸福感影響的異質性以及主觀幸福感年齡差異帶來的影響，都是導致主觀幸福感對網絡參與態(tài)度產生削弱效應的主要原因。

關鍵詞：社會信任；主觀幸福感；網絡參與態(tài)度；CGSS2017

中圖分類號：D668文獻標識碼：A文章編號：1674-3652（2023）02-0081-09

DOI：10.19933/j.cnki.ISSN1674-3652.2023.02.010

開放科學（資源服務）標識碼（OISD）：

基金項目：國家社會科學基金重點項目“中國共產黨提高網絡意識形態(tài)治理能力研究”（20AKS019）。

一、問題的提出

隨著互聯網時代的到來，網絡參與已成為公民參與政治生活的重要形式。中國互聯網絡信息中心（CNNIC）發(fā)布的《第50次中國互聯網絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》顯示，截至2022年6月，我國網民規(guī)模為10.11億，互聯網普及率達74.4%[ 1 ]，線上購物、網絡教學、網絡參與等已成為居民網上生活的主要方式。如今，互聯網技術的發(fā)展拓展了傳統(tǒng)政治參與的空間和形式，現實社會中一些難以完成的政治參與行為在網絡信息技術的支持下也得以實現。

網絡參與作為公民政治參與的重要補充，能提升公民參與國家政治生活的質量，一直是學界研究的熱門話題。周小李等對武漢8所高校學生的相關數據分析得出，大學生網絡政治參與跟政治認同有顯著的相關關系，即網絡政治參與越積極，政治認可度越高[ 2 ]。為了進一步分析影響大學生網絡參與的因素，張鋌通過研究我國當前高校大學生網絡參與發(fā)現，參與動機、表達意識和參與效能感是影響大學生網絡參與的主要因素[ 3 ]。關于社會信任與網絡參與的關系，李占樂等整合62篇相關文獻數據后得出了相似的結論，公民對政府的信任度越高，越相信網絡政治參與的平臺有能力保護自身信息安全[ 4 ]。朱永涵等后來的研究也發(fā)現，公民對社會價值交換的渴望也是影響網絡參與的關鍵[ 5 ]。

目前，學界現有研究多集中于分析影響公民網絡政治參與的因素及其之間關系，社會信任對公民網絡參與具有顯著的正向關系也得到了證實。但學者們在研究公民網絡參與時，公民對待網絡參與的態(tài)度卻少有提及。態(tài)度是個體對待某個事物或某個人的一種喜歡或不喜歡的評價性反應，雖然態(tài)度會影響人的行為，但在很多情況下人的行為并不完全取決于態(tài)度。社會信任是否會對公民的網絡參與態(tài)度具有同樣影響？公民的主觀幸福觀對公民網絡參與態(tài)度有無影響？這些因素又是如何影響公民對待網絡參與態(tài)度的？都是急需解決的理論和現實問題，但學界少有相關研究。鑒于此，本文在梳理現有理論成果的基礎上，選取CGSS2017的部分數據，以社會信任為自變量，網絡參與態(tài)度為因變量，引入主觀幸福感作為中介變量考察社會信任對公民網絡參與態(tài)度的影響。

二、文獻回顧與研究假設

（一）社會信任與公民網絡參與的關系

現有研究成果表明，公民的社會信任對政治參與具有顯著的正向影響。社會信任指的是公民個人對其他社會個人或社會機構的信任程度。社會信任作為社會資本的一種，學者們多在社會資本的理論框架下考察社會信任與公民網絡參與的關系。帕特南（Putmam）將社會資本定義為人們之間的關系，包括社會網絡、互惠規(guī)范及信任，并將社會資本劃分為黏結型資本和橋接型資本兩種[ 6 ]，社會信任則屬于社會資本中的橋接型資本。在將社會資本劃分為黏結型資本和橋接型資本的基礎上，國外學者Skoric等通過分析新加坡網民的政治參與狀況，發(fā)現在線橋接型資本對公民線上政治參與具有顯著的正向影響[ 7 ]。此外，基于社會資本理論，黃少華等發(fā)現公民的社會信任對網絡參與中的行動參與和信息獲取有顯著的正向影響，即公民的社會信任度越高，越傾向于使用互聯網參與政治生活[ 8 ]。而將社會信任劃分為特殊信任和普通信任，學者龔憲軍等通過分析我國部分高校大學生互聯網參與現狀后得出相似結論，即社會信任水平越高的大學生越熱衷于使用互聯網參與政治活動[ 9 ]。

可見，社會信任對公民網絡參與具有顯著的正向影響得到了學者們的證實?；诂F有理論和研究成果，考慮到社會信任會對網絡參與態(tài)度產生影響，本文提出研究假設H1。

假設H1：社會信任水平越高，公民的網絡參與態(tài)度越積極。

（二）社會信任與主觀幸福感的關系

主觀幸福感主要指的是人類對生活的態(tài)度和感受[ 10 ]。學者們的研究顯示，現實中影響公民主觀幸福感的因素很多，而社會信任就是其中關鍵的一個。社會信任作為公民對其他個人或整個社會的信任程度，可以從不同的維度進行測量。將社會信任劃分為政府信任、消費者信任、特殊信任、普遍信任四個維度，劉明明發(fā)現社會信任對公眾的主觀幸福感具有正向效應，但代表社會信任的四個維度對公眾主觀幸福感的影響存在較大差異[ 11 ]。陳婉婷等分析CGSS2010數據進一步佐證了以上觀點，她們得出的結論是中國公民越是認為社會上的人值得信任，其主觀幸福感則越強[ 12 ]。社會信任對公民主觀幸福感的影響同時得到了國外研究的證實。湯鳳林等梳理了西方學者關于主觀幸福感的相關文獻，指出社會信任是影響國外公民主觀幸福感的重要因素，社會信任水平的提升能有效提高其主觀幸福感[ 13 ]。綜合以上研究，鑒于社會信任會影響公民主觀幸福感，本文提出假設H2。

假設H2：社會信任水平越高，公民的主觀幸福感越強。

（三）主觀幸福感與網絡參與的關系

有關公民主觀幸福感與網絡參與之間的關系，比利時學者露西亞·韋斯尼奇（Lucia Vesnic-Alu？ jevic）對歐洲16個國家網民的政治參與狀況進行了網絡在線調查，并運用抽樣和相關性方法進行分析后發(fā)現，網民的年齡及受教育水平對其網絡參與熱情有顯著影響，年齡越大、受教育程度越高的公民越傾向于通過互聯網進行政治參與[ 14 ]。龐子玥等的研究對分析主觀幸福感與網絡參與之間的關系也有一定的啟示作用，他們通過分析CGSS2010—2015年的數據發(fā)現，互聯網使用會提高青少年的社會信任感，從而提高青少年的主觀幸福感[ 15 ]。此外，漆光鴻等分析了我國七個中文論壇的相關資料數據，得出青年公民進行網絡參與的主觀意愿以及青年網絡參與過程中的基本素質都是影響青年網絡參與的重要主觀因素[ 16 ]?？梢姡M管學界直接研究公民主觀幸福感與網絡參與之間關系的成果較少，但通過以上相關的研究可以發(fā)現，受教育水平、社會經濟發(fā)展水平及公民主觀因素都是影響公民網絡參與行為的重要因素，同時也是影響公民主觀幸福感的重要因素。據此，考慮到主觀幸福感可能對網絡參與態(tài)度存在正向影響，本文提出研究假設H3。

假設H3：主觀幸福感越強烈，公民的網絡參與態(tài)度越積極。

（四）主觀幸福感作為中介變量的相關研究

在現有研究中，少有學者將主觀幸福感作為中介變量分析社會信任與公民網絡參與態(tài)度之間的關系。為此，本文通過分析主觀幸福感作為中介變量的相關研究，提出適合本文的相關研究假設。在分析教師社會經濟地位和教師關懷行為之間關系的研究中，雷浩等將主觀幸福感作為中介變量，發(fā)現教師的社會經濟地位不但顯著影響教師關懷行為，還能通過教師主觀幸福感這一中介變量加大教師社會經濟地位對教師關懷行為的影響[ 17 ]。而陳梅等則以主觀幸福感為中介效應，分析了大學生的學業(yè)自我效能感與網絡游戲成癮之間的關系，發(fā)現大學生的主觀幸福感能加強學業(yè)自我效能感對網絡游戲成癮的顯著影響[ 18 ]。此外，張亞梅等通過分析1 953名大學生的問卷數據，以大學生主觀幸福感為中介變量，探討認知失敗神經質與手機依賴之間的關系，發(fā)現主觀幸福感作為中介效應會加大神經質對手機依賴的顯著影響[ 19 ]。

綜合主觀幸福感與社會信任和網絡參與之間關系的研究，以及主觀幸福感作為中介變量的研究，筆者發(fā)現社會信任顯著影響主觀幸福感和公民網絡參與的同時，主觀幸福感也對社會信任和網絡參與存在著顯著正向影響。而主觀幸福感作為中介變量，既能加強社會經濟地位對教師關懷行為之間的影響，也能在大學生自我效能感與網絡游戲成癮之間產生正向的推動效應。因此，考慮到主觀幸福感作為中介變量會加強社會信任對公民網絡參與的正向影響，本文提出假設H4。

假設H4：社會信任會通過主觀幸福感加強對公民網絡參與態(tài)度的正向影響。

結合以上假設，本文構建研究模型如圖1所示。

三、數據、變量與模型

（一）數據

為了考察公民社會信任、主觀幸福感與網絡參與態(tài)度之間的關系，本文選取的樣本數據為中國綜合社會調查（CGSS）2020年10月1日公布的CGSS2017數據。中國綜合社會調查項目包含個人、家庭、社區(qū)和社會多個層次的數據，對這些數據進行有效分析可以深入了解我國社會發(fā)展的基本趨勢。值得一提的是，CGSS2017數據的A和C模塊中都包含了居民使用互聯網情況的問題，是目前國內罕見的、具有全國代表性的個體互聯網使用數據。CGSS2017數據共完成有效樣本12 582份，包含783個變量，本文依據研究需要使用的數據變量為A模塊的A3項、A7a項、A34項、A35項，C模塊的C611項、C612項、C613項、C616項以及D模塊的D21項、D31項、D34項。

（二）變量測量

結合CGSS2017問卷數據與現有研究成果，為實現研究目的，本文需要使用的是社會信任、主觀幸福感與公民網絡參與態(tài)度三個量表。

1.自變量

自變量為社會信任。依據現有研究成果，結合CGSS2017公布的數據，本文從社會信任度和社會公平感知兩個維度測量公民社會信任。測量社會信任度的操作化指標為“您是否同意一不小心，別人就會想辦法占您的便宜？”，使用李克特五點尺度量表測量，答案從“非常不同意”到“非常同意”分別賦值1到5分，答案為其他則賦值0分。測量社會公平感知的操作化指標為“當今的社會公不公平？”，答案從“完全不公平”到“完全公平”分別賦值1到5分，其他答案賦值0分，賦值越高說明對社會越信任。

2.因變量

因變量為網絡參與態(tài)度。從CGSS2017公布的數據，本研究可以從公民對保障政治權利的態(tài)度、對討論政府事務的態(tài)度、對理解政治的態(tài)度及對促進社會公平的態(tài)度4個維度測量公民對待網絡參與的態(tài)度。其測量的操作化指標分別為“互聯網可以使人們有更多的政治權利”“互聯網使人們可以更多地討論政府事務”“互聯網使像您這樣的人可以更好地理解政治”和“互聯網能促進社會公平”。每個答案從“非常不同意”到“非常同意”分別賦值1到5分，其他答案賦值0分，得分越高說明公民對待網絡政治參與的態(tài)度越積極。

3.中介變量

中介變量為主觀幸福感。測量的操作化指標為“您對您的身體狀況感到滿意嗎？”“您對您的婚姻狀況感到滿意嗎？”和“您對您的生活狀況感到滿意嗎？”，分別測量的是公民對其身體狀況、婚姻狀況和生活狀況的滿意度。答案從“比較不滿意”到“非常滿意”賦值1到5分，其他答案賦值0分，得分越高說明公民的主觀幸福感越強。

4.控制變量

控制變量包括年齡和受教育程度兩個。鑒于年齡和受教育程度都是影響公民社會信任、主觀幸福感和網絡參與態(tài)度的因素，本文需將其設為控制變量。受教育程度的操作化指標為“您目前的最高教育程度是？”答案從“初中以下”“高中”“大學?？啤薄按髮W本科”“研究生及以上”分別賦值1到5分，答案為“其他”則賦值0分。

（三）分析模型

為了驗證以上提出的研究假設，研究在整理相關數據的基礎上采用多元線性回歸的方法，借助SPSS19.0統(tǒng)計分析軟件進行分析驗證。在SPSS統(tǒng)計分析的具體操作中，分析自變量社會信任和中介變量主觀幸福感對因變量網絡參與態(tài)度的影響，需要將不同維度的測量數據進行處理，以得出總的社會信任度、主觀幸福感和網絡參與態(tài)度。具體的操作可以使用SPSS19.0軟件中的計算變量功能對各維度數據進行加總來實現。本文研究的多元回歸分析的數學模型式可以表示如下：

在該模型中，X代表自變量社會信任，Y代表因變量網絡參與態(tài)度，M代表中介變量主觀幸福感，a、b為偏回歸系數，c代表常數項，e代表隨機誤差項。

四、結果分析

本文將社會信任作為自變量，公民網絡參與態(tài)度作為因變量，主觀幸福感作為中介變量，年齡和受教育程度作為控制變量進行多元線性回歸分析?？疾焐鐣湃?、主觀幸福感、年齡和受教育程度對公民網絡參與態(tài)度的影響，以及社會信任、年齡和受教育程度對主觀幸福感的影響。回歸分析結果如表1所示。

首先，假設H1驗證通過。社會信任水平越高，公民網絡參與態(tài)度越積極。統(tǒng)計結果顯示，自變量社會信任對因變量網絡參與態(tài)度的回歸結果顯著，其中偏回歸系數c=0.23，顯著（p<0.001），99%的置信區(qū)間為（0.137 1，0.320 3），說明公民的社會信任度每增加1個單位，其對待網絡參與的態(tài)度會相應地提升0.23個單位。代表社會信任的兩個維度，社會信任度和社會公平感知對公民的網絡參與態(tài)度均有正向的顯著影響，即公民的社會信任度越高，社會公平感知越強，其對待網絡參與的態(tài)度就越積極。這一結果即驗證了假設H1，也回應了學界現有的研究結論。

其次，假設H2驗證通過。在公民社會信任與主觀幸福感的關系中，公民的社會信任度越高，主觀幸福感越強。社會信任對主觀幸福感的回歸結果顯著，根據統(tǒng)計結果相關的數學分析模型可表示為：

該模型具有顯著意義（p<0.01），其中的回歸系數a=0.09，結果顯著（p<0.01），t值為3.08，99%置信區(qū)間為（0.033 5，0.150 2），當公民的社會信任度增加1個單位時，公民的主觀幸福感會相應地提升0.09個單位。代表社會信任的兩個維度，社會信任度和社會公平感知對公民主觀幸福感具有正向的顯著影響。不管是公民的社會信任度還是社會公平感知度，一旦提升，公民的身體滿意度、婚姻滿意度和生活滿意度都能得到相應的提升。但社會信任度的提升對公民婚姻滿意度和生活滿意度的影響較大，而對身體滿意度的影響則相對較小。

最后，假設H3和H4驗證不通過?；貧w分析結果顯示，主觀幸福感對網絡參與態(tài)度的影響系數為-0.66，意味著公民主觀幸福感越強，其對待網絡參與的態(tài)度會變得越消極，即公民主觀幸福感對網絡參與態(tài)度具有顯著的反作用。同時，主觀幸福感也沒能在社會信任和網絡參與態(tài)度之間產生正向的中介效應。結合分析結果，整體的數學分析模型如下：

該模型具有統(tǒng)計學意義（p<0.01），常數項為8.02，偏回歸系數b=-0.66，檢驗結果顯著（p<0.001），95%的置信區(qū)間為（-0.683 8，-0.621 9），偏回歸系數c=0.23，結果顯著（p<0.01），95%的置信區(qū)間為（0.137 1，0.320 3）。主觀幸福感對網絡參與態(tài)度的影響并沒能隨著公民主觀幸福感的提升而提升，而是出現反向的變化。當公民主觀幸福感提升1個單位時，其對待網絡參與的態(tài)度相應地降低0.66個單位。同時，作為中介變量的主觀幸福感會在社會信任和網絡參與態(tài)度之間產生削弱效應，即個人主觀幸福感的提升會降低公民社會信任對網絡參與態(tài)度的正向影響。

控制變量年齡和受教育程度對中介變量主觀幸福感的影響，以及對因變量網絡參與態(tài)度的影響表現很不一致。其中，年齡對主觀幸福感的影響顯著，對網絡參與態(tài)度的正向影響顯著。受教育程度對主觀幸福感具有顯著的正向影響，對網絡參與態(tài)度則具有顯著的反向影響。這意味著年齡越大的受訪公民主觀幸福感越低，對待網絡參與的態(tài)度越積極。同時，受教育程度越高的受訪公民主觀幸福感越強，對待網絡參與的態(tài)度越消極。

綜上所述，公民社會信任對網絡參與態(tài)度的影響機制如表2所示，在沒有引入主觀幸福感這個中介變量之前，社會信任對網絡參與態(tài)度的直接影響為0.23。隨著中介變量的加入，公民社會信任對網絡參與態(tài)度的正向影響被削弱了0.11，使整個模型對網絡參與態(tài)度的總影響為0.12，其結果模型圖如圖2所示。

五、結論與討論

通過對CGSS2017數據中能反映公民社會信任、主觀幸福感和網絡參與態(tài)度的變量數據進行多元線性回歸分析，依據統(tǒng)計結果本文研究得出的具體結論如下。

（一）研究結論

第一，社會信任對公民網絡參與態(tài)度具有顯著的正向影響。學界現有研究成果已證實社會信任對公民網絡參與行為具有顯著的正向效應，但社會信任是否對公民網絡參與態(tài)度仍具有正向影響尚未得出結論。從分析結果上看，社會信任對公民網絡參與態(tài)度的影響系數為0.23（p=0.000<0.001），結果說明社會信任是影響公民網絡參與態(tài)度的重要因素之一，社會信任影響著公民網絡參與行為的同時也影響著公民對待網絡參與的態(tài)度。研究中選取代表社會信任的兩個維度，“社會信任度”和“社會公平感知”對代表網絡參與的四個維度，“網絡參與能使人們獲得更多政治權利”“網絡參與能使人們更多地討論政府事務”“互聯網能幫助人們更好地理解政治”和“網絡參與能夠促進公平”都有顯著的正向影響。

第二，社會信任對公民的主觀幸福感具有顯著的正向影響。社會信任對主觀幸福感的回歸分析結果顯示，社會信任對主觀幸福感的影響系數為0.09（p=0.000<0.001），公民的社會信任水平越高，主觀幸福感越強。有研究指出，中國公民的公平感知對幸福感的影響日益重要，其影響力要大于個人收入和社會地位[ 20 ]。改革開放40多年來，我國居民的人均可支配收入從1978年的171元增長到2017年的25 974元，實際增長22.8倍，年均增長8.5%[ 21 ]。說明隨著生活水平不斷提升，人們基本溫飽問題得到解決后，對美好生活的需求越來越高，人們也越來越希望生活在一個公平正義的社會里?？梢?，對社會信任與主觀幸福感的回歸分析結論符合我國社會發(fā)展的現狀。

第三，主觀幸福感對公民網絡參與態(tài)度具有顯著的反向影響。通過分析學界有關公民主觀幸福感與網絡參與的關系，本文提出了主觀幸福感對公民網絡參與態(tài)度具有顯著正向影響的假設。但主觀幸福感與網絡參與態(tài)度的回歸分析結果顯示，主觀幸福感對網絡參與態(tài)度只有反向影響。

第四，主觀幸福感會削弱社會信任對公民網絡參與態(tài)度的正向作用?；貧w分析結果表明，社會信任對公民網絡參與態(tài)度具有顯著的正向影響，但引入主觀幸福感這個中介效應后，社會信任對網絡參與態(tài)度的正向影響被削弱。其削弱機制如圖3所示，曲線A代表社會信任對網絡參與態(tài)度的影響，曲線M表示主觀幸福感對網絡參與態(tài)度的影響，當主觀幸福感作為中介變量加入時，社會信任對網絡參與態(tài)度的影響會由A下降到A1。

（二）結果討論

公民網絡參與及其影響因素一直是學界關注的重點，但社會信任與主觀幸福感對公民網絡參與態(tài)度的影響卻少有學者研究。本文對CGSS2017的相關數據進行回歸分析，以考察公民的社會信任、主觀幸福感對網絡參與態(tài)度的影響。結果顯示：社會信任如同影響網絡參與行為一樣，影響著公民對待網絡參與的態(tài)度。但公民主觀幸福感卻對網絡參與態(tài)度具有反向影響，且會削弱社會信任對網絡參與態(tài)度的正向影響。分析其原因主要有以下幾點：

一是主觀幸福感越強的公民，越不認可網絡參與。分析CGSS2017公布的數據發(fā)現，現實生活中主觀幸福感越強的公民，其健康滿意度、婚姻滿意度和生活滿意度都比較高，他們不需要通過網絡參與去提升其獲得感。雖然網絡參與是保證公民基本政治權利得以實現的重要途徑，但在這部分生活條件都比較好的公民中，他們更注重現實的幸福，而不愿通過虛擬的網絡行使政治權利。所以，主觀幸福感越強的公民，他們對待網絡參與的態(tài)度越消極。

二是網絡參與對公民主觀幸福感的影響存在異質性。雖然網絡參與具有快速便捷、開放共享等優(yōu)勢，但網絡參與對不同人群主觀幸福感的影響具有明顯的差異性。陳鑫等通過Logistic模型分析網絡對農村居民主觀幸福感的影響發(fā)現，互聯網的發(fā)展最能提升農村家庭經濟條件較差群體的主觀幸福感[ 22 ]。公民的主觀幸福感與其健康滿意度、婚姻滿意度和生活滿意度密切相關，將主觀幸福感作為中介變量分析社會信任對網絡參與態(tài)度的影響發(fā)現，主觀幸福感越強的公民其各項滿意度也越高，因而主觀幸福感的削弱效果也越明顯。

三是年齡差異會影響公民主觀幸福感。通過計算CGSS2017數據中主觀幸福感與年齡的相關數據發(fā)現，公民主觀幸福感較強的年齡段分布在38～71歲。劉彤等實證分析中國居民營養(yǎng)與健康調查（CHNS）數據也證實，隨著年齡的增加，公民的幸福程度呈現出先下降后上升的特點[ 23 ]。這說明相較于年輕人，中老年人的主觀幸福感往往更強。盡管我國網民數量已達到10.11億且還在增長，但目前網絡參與的主力軍主要集中于年齡在20～40歲之間的公民群體。熱衷于網絡參與的年齡群體主觀幸福感不強，而主觀幸福感較強的年齡群體并不熱衷于網絡參與。因此，統(tǒng)計結果就出現主觀幸福感越強的公民對待網絡參與的態(tài)度越消極。

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How Do Social Trust and Subjective Well-being Affect Citizens’Attitudes Towards Online Participation：Analysis Based on CGSS2017 Data

ZHAO Ru-Ze

（School of History and Politics， Guizhou Normal University， Guiyang 550025， china）

Abstract：Internet participation attitude is a concrete response of citizens to Internet participation， and social trust and sub？ jective well-being are important factors that affect Internet participation attitude. Based on CGSS2017 data， regression analysis was carried out on data variables that reflect civil society trust， subjective well-being and online participation attitude. The re？ sults show that social trust has a significant positive impact on the attitude of online participation and subjective well-being. The higher the level of citizens’social trust is， the more positive their attitude towards online participation will be and the stronger the subjective well-being will be. Subjective well-being has a significant negative impact on the attitude towards online partici？ pation. That is， the stronger the subjective well-being is， the more negative citizens’attitude towards online participation will be. While influencing the attitude of network participation， subjective well-being will weaken the positive influence of social trust on citizens’attitude of network participation. Further analysis shows that the disapprobation of online participation from citizens with strong subjective well-being， the heterogeneity of the influence of online participation on citizens’subjective well-being， and the influence of age difference of subjective well-being are the main reasons that lead to the weakening effect of subjective wellbeing on online participation attitude.

Key words：social trust； subjective well-being； network participation attitude； CGSS2017

（責任編輯：孟超）