摘要：網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度是公民對(duì)待網(wǎng)絡(luò)參與的具體反應(yīng)，而社會(huì)信任和主觀幸福感是影響網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的重要因素。基于CGSS2017數(shù)據(jù)，對(duì)反映公民社會(huì)信任、主觀幸福感與網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的數(shù)據(jù)變量進(jìn)行回歸分析。研究發(fā)現(xiàn)：社會(huì)信任對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度和主觀幸福感具有顯著的正向影響，即社會(huì)信任水平越高的公民對(duì)待網(wǎng)絡(luò)參與的態(tài)度越積極，主觀幸福感越強(qiáng)。主觀幸福感對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度具有顯著的反向影響，主觀幸福感越強(qiáng)的公民對(duì)待網(wǎng)絡(luò)參與的態(tài)度越消極。在影響網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的同時(shí)，主觀幸福感會(huì)削弱社會(huì)信任對(duì)公民網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的正向影響。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，強(qiáng)主觀幸福感公民對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與的不認(rèn)可、網(wǎng)絡(luò)參與對(duì)公民主觀幸福感影響的異質(zhì)性以及主觀幸福感年齡差異帶來的影響，都是導(dǎo)致主觀幸福感對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度產(chǎn)生削弱效應(yīng)的主要原因。

關(guān)鍵詞：社會(huì)信任；主觀幸福感；網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度；CGSS2017

中圖分類號(hào)：D668文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1674-3652（2023）02-0081-09

DOI：10.19933/j.cnki.ISSN1674-3652.2023.02.010

開放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識(shí)碼（OISD）：

基金項(xiàng)目：國家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“中國共產(chǎn)黨提高網(wǎng)絡(luò)意識(shí)形態(tài)治理能力研究”（20AKS019）。

一、問題的提出

隨著互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代的到來，網(wǎng)絡(luò)參與已成為公民參與政治生活的重要形式。中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心（CNNIC）發(fā)布的《第50次中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》顯示，截至2022年6月，我國網(wǎng)民規(guī)模為10.11億，互聯(lián)網(wǎng)普及率達(dá)74.4%[ 1 ]，線上購物、網(wǎng)絡(luò)教學(xué)、網(wǎng)絡(luò)參與等已成為居民網(wǎng)上生活的主要方式。如今，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展拓展了傳統(tǒng)政治參與的空間和形式，現(xiàn)實(shí)社會(huì)中一些難以完成的政治參與行為在網(wǎng)絡(luò)信息技術(shù)的支持下也得以實(shí)現(xiàn)。

網(wǎng)絡(luò)參與作為公民政治參與的重要補(bǔ)充，能提升公民參與國家政治生活的質(zhì)量，一直是學(xué)界研究的熱門話題。周小李等對(duì)武漢8所高校學(xué)生的相關(guān)數(shù)據(jù)分析得出，大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)政治參與跟政治認(rèn)同有顯著的相關(guān)關(guān)系，即網(wǎng)絡(luò)政治參與越積極，政治認(rèn)可度越高[ 2 ]。為了進(jìn)一步分析影響大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)參與的因素，張鋌通過研究我國當(dāng)前高校大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)參與發(fā)現(xiàn)，參與動(dòng)機(jī)、表達(dá)意識(shí)和參與效能感是影響大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)參與的主要因素[ 3 ]。關(guān)于社會(huì)信任與網(wǎng)絡(luò)參與的關(guān)系，李占樂等整合62篇相關(guān)文獻(xiàn)數(shù)據(jù)后得出了相似的結(jié)論，公民對(duì)政府的信任度越高，越相信網(wǎng)絡(luò)政治參與的平臺(tái)有能力保護(hù)自身信息安全[ 4 ]。朱永涵等后來的研究也發(fā)現(xiàn)，公民對(duì)社會(huì)價(jià)值交換的渴望也是影響網(wǎng)絡(luò)參與的關(guān)鍵[ 5 ]。

目前，學(xué)界現(xiàn)有研究多集中于分析影響公民網(wǎng)絡(luò)政治參與的因素及其之間關(guān)系，社會(huì)信任對(duì)公民網(wǎng)絡(luò)參與具有顯著的正向關(guān)系也得到了證實(shí)。但學(xué)者們?cè)谘芯抗窬W(wǎng)絡(luò)參與時(shí)，公民對(duì)待網(wǎng)絡(luò)參與的態(tài)度卻少有提及。態(tài)度是個(gè)體對(duì)待某個(gè)事物或某個(gè)人的一種喜歡或不喜歡的評(píng)價(jià)性反應(yīng)，雖然態(tài)度會(huì)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(huì)信任是否會(huì)對(duì)公民的網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度具有同樣影響？公民的主觀幸福觀對(duì)公民網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度有無影響？這些因素又是如何影響公民對(duì)待網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的？都是急需解決的理論和現(xiàn)實(shí)問題，但學(xué)界少有相關(guān)研究。鑒于此，本文在梳理現(xiàn)有理論成果的基礎(chǔ)上，選取CGSS2017的部分?jǐn)?shù)據(jù)，以社會(huì)信任為自變量，網(wǎng)絡(luò)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(huì)信任對(duì)公民網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的影響。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）社會(huì)信任與公民網(wǎng)絡(luò)參與的關(guān)系

現(xiàn)有研究成果表明，公民的社會(huì)信任對(duì)政治參與具有顯著的正向影響。社會(huì)信任指的是公民個(gè)人對(duì)其他社會(huì)個(gè)人或社會(huì)機(jī)構(gòu)的信任程度。社會(huì)信任作為社會(huì)資本的一種，學(xué)者們多在社會(huì)資本的理論框架下考察社會(huì)信任與公民網(wǎng)絡(luò)參與的關(guān)系。帕特南（Putmam）將社會(huì)資本定義為人們之間的關(guān)系，包括社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、互惠規(guī)范及信任，并將社會(huì)資本劃分為黏結(jié)型資本和橋接型資本兩種[ 6 ]，社會(huì)信任則屬于社會(huì)資本中的橋接型資本。在將社會(huì)資本劃分為黏結(jié)型資本和橋接型資本的基礎(chǔ)上，國外學(xué)者Skoric等通過分析新加坡網(wǎng)民的政治參與狀況，發(fā)現(xiàn)在線橋接型資本對(duì)公民線上政治參與具有顯著的正向影響[ 7 ]。此外，基于社會(huì)資本理論，黃少華等發(fā)現(xiàn)公民的社會(huì)信任對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與中的行動(dòng)參與和信息獲取有顯著的正向影響，即公民的社會(huì)信任度越高，越傾向于使用互聯(lián)網(wǎng)參與政治生活[ 8 ]。而將社會(huì)信任劃分為特殊信任和普通信任，學(xué)者龔憲軍等通過分析我國部分高校大學(xué)生互聯(lián)網(wǎng)參與現(xiàn)狀后得出相似結(jié)論，即社會(huì)信任水平越高的大學(xué)生越熱衷于使用互聯(lián)網(wǎng)參與政治活動(dòng)[ 9 ]。

可見，社會(huì)信任對(duì)公民網(wǎng)絡(luò)參與具有顯著的正向影響得到了學(xué)者們的證實(shí)?；诂F(xiàn)有理論和研究成果，考慮到社會(huì)信任會(huì)對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度產(chǎn)生影響，本文提出研究假設(shè)H1。

假設(shè)H1：社會(huì)信任水平越高，公民的網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度越積極。

（二）社會(huì)信任與主觀幸福感的關(guān)系

主觀幸福感主要指的是人類對(duì)生活的態(tài)度和感受[ 10 ]。學(xué)者們的研究顯示，現(xiàn)實(shí)中影響公民主觀幸福感的因素很多，而社會(huì)信任就是其中關(guān)鍵的一個(gè)。社會(huì)信任作為公民對(duì)其他個(gè)人或整個(gè)社會(huì)的信任程度，可以從不同的維度進(jìn)行測量。將社會(huì)信任劃分為政府信任、消費(fèi)者信任、特殊信任、普遍信任四個(gè)維度，劉明明發(fā)現(xiàn)社會(huì)信任對(duì)公眾的主觀幸福感具有正向效應(yīng)，但代表社會(huì)信任的四個(gè)維度對(duì)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(shù)據(jù)進(jìn)一步佐證了以上觀點(diǎn)，她們得出的結(jié)論是中國公民越是認(rèn)為社會(huì)上的人值得信任，其主觀幸福感則越強(qiáng)[ 12 ]。社會(huì)信任對(duì)公民主觀幸福感的影響同時(shí)得到了國外研究的證實(shí)。湯鳳林等梳理了西方學(xué)者關(guān)于主觀幸福感的相關(guān)文獻(xiàn)，指出社會(huì)信任是影響國外公民主觀幸福感的重要因素，社會(huì)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(huì)信任會(huì)影響公民主觀幸福感，本文提出假設(shè)H2。

假設(shè)H2：社會(huì)信任水平越高，公民的主觀幸福感越強(qiáng)。

（三）主觀幸福感與網(wǎng)絡(luò)參與的關(guān)系

有關(guān)公民主觀幸福感與網(wǎng)絡(luò)參與之間的關(guān)系，比利時(shí)學(xué)者露西亞·韋斯尼奇（Lucia Vesnic-Alu？ jevic）對(duì)歐洲16個(gè)國家網(wǎng)民的政治參與狀況進(jìn)行了網(wǎng)絡(luò)在線調(diào)查，并運(yùn)用抽樣和相關(guān)性方法進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)民的年齡及受教育水平對(duì)其網(wǎng)絡(luò)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(lián)網(wǎng)進(jìn)行政治參與[ 14 ]。龐子玥等的研究對(duì)分析主觀幸福感與網(wǎng)絡(luò)參與之間的關(guān)系也有一定的啟示作用，他們通過分析CGSS2010—2015年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)提高青少年的社會(huì)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(gè)中文論壇的相關(guān)資料數(shù)據(jù)，得出青年公民進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)參與的主觀意愿以及青年網(wǎng)絡(luò)參與過程中的基本素質(zhì)都是影響青年網(wǎng)絡(luò)參與的重要主觀因素[ 16 ]?？梢?，盡管學(xué)界直接研究公民主觀幸福感與網(wǎng)絡(luò)參與之間關(guān)系的成果較少，但通過以上相關(guān)的研究可以發(fā)現(xiàn)，受教育水平、社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及公民主觀因素都是影響公民網(wǎng)絡(luò)參與行為的重要因素，同時(shí)也是影響公民主觀幸福感的重要因素。據(jù)此，考慮到主觀幸福感可能對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度存在正向影響，本文提出研究假設(shè)H3。

假設(shè)H3：主觀幸福感越強(qiáng)烈，公民的網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度越積極。

（四）主觀幸福感作為中介變量的相關(guān)研究

在現(xiàn)有研究中，少有學(xué)者將主觀幸福感作為中介變量分析社會(huì)信任與公民網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度之間的關(guān)系。為此，本文通過分析主觀幸福感作為中介變量的相關(guān)研究，提出適合本文的相關(guān)研究假設(shè)。在分析教師社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和教師關(guān)懷行為之間關(guān)系的研究中，雷浩等將主觀幸福感作為中介變量，發(fā)現(xiàn)教師的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位不但顯著影響教師關(guān)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(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)教師關(guān)懷行為的影響[ 17 ]。而陳梅等則以主觀幸福感為中介效應(yīng)，分析了大學(xué)生的學(xué)業(yè)自我效能感與網(wǎng)絡(luò)游戲成癮之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)大學(xué)生的主觀幸福感能加強(qiáng)學(xué)業(yè)自我效能感對(duì)網(wǎng)絡(luò)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(xué)生的問卷數(shù)據(jù)，以大學(xué)生主觀幸福感為中介變量，探討認(rèn)知失敗神經(jīng)質(zhì)與手機(jī)依賴之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)主觀幸福感作為中介效應(yīng)會(huì)加大神經(jīng)質(zhì)對(duì)手機(jī)依賴的顯著影響[ 19 ]。

綜合主觀幸福感與社會(huì)信任和網(wǎng)絡(luò)參與之間關(guān)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(xiàn)社會(huì)信任顯著影響主觀幸福感和公民網(wǎng)絡(luò)參與的同時(shí)，主觀幸福感也對(duì)社會(huì)信任和網(wǎng)絡(luò)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(qiáng)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)教師關(guān)懷行為之間的影響，也能在大學(xué)生自我效能感與網(wǎng)絡(luò)游戲成癮之間產(chǎn)生正向的推動(dòng)效應(yīng)。因此，考慮到主觀幸福感作為中介變量會(huì)加強(qiáng)社會(huì)信任對(duì)公民網(wǎng)絡(luò)參與的正向影響，本文提出假設(shè)H4。

假設(shè)H4：社會(huì)信任會(huì)通過主觀幸福感加強(qiáng)對(duì)公民網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的正向影響。

結(jié)合以上假設(shè)，本文構(gòu)建研究模型如圖1所示。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

（一）數(shù)據(jù)

為了考察公民社會(huì)信任、主觀幸福感與網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度之間的關(guān)系，本文選取的樣本數(shù)據(jù)為中國綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）2020年10月1日公布的CGSS2017數(shù)據(jù)。中國綜合社會(huì)調(diào)查項(xiàng)目包含個(gè)人、家庭、社區(qū)和社會(huì)多個(gè)層次的數(shù)據(jù)，對(duì)這些數(shù)據(jù)進(jìn)行有效分析可以深入了解我國社會(huì)發(fā)展的基本趨勢(shì)。值得一提的是，CGSS2017數(shù)據(jù)的A和C模塊中都包含了居民使用互聯(lián)網(wǎng)情況的問題，是目前國內(nèi)罕見的、具有全國代表性的個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用數(shù)據(jù)。CGSS2017數(shù)據(jù)共完成有效樣本12 582份，包含783個(gè)變量，本文依據(jù)研究需要使用的數(shù)據(jù)變量為A模塊的A3項(xiàng)、A7a項(xiàng)、A34項(xiàng)、A35項(xiàng)，C模塊的C611項(xiàng)、C612項(xiàng)、C613項(xiàng)、C616項(xiàng)以及D模塊的D21項(xiàng)、D31項(xiàng)、D34項(xiàng)。

（二）變量測量

結(jié)合CGSS2017問卷數(shù)據(jù)與現(xiàn)有研究成果，為實(shí)現(xiàn)研究目的，本文需要使用的是社會(huì)信任、主觀幸福感與公民網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度三個(gè)量表。

1.自變量

自變量為社會(huì)信任。依據(jù)現(xiàn)有研究成果，結(jié)合CGSS2017公布的數(shù)據(jù)，本文從社會(huì)信任度和社會(huì)公平感知兩個(gè)維度測量公民社會(huì)信任。測量社會(huì)信任度的操作化指標(biāo)為“您是否同意一不小心，別人就會(huì)想辦法占您的便宜？”，使用李克特五點(diǎn)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(huì)公平感知的操作化指標(biāo)為“當(dāng)今的社會(huì)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(duì)社會(huì)越信任。

2.因變量

因變量為網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度。從CGSS2017公布的數(shù)據(jù)，本研究可以從公民對(duì)保障政治權(quán)利的態(tài)度、對(duì)討論政府事務(wù)的態(tài)度、對(duì)理解政治的態(tài)度及對(duì)促進(jìn)社會(huì)公平的態(tài)度4個(gè)維度測量公民對(duì)待網(wǎng)絡(luò)參與的態(tài)度。其測量的操作化指標(biāo)分別為“互聯(lián)網(wǎng)可以使人們有更多的政治權(quán)利”“互聯(lián)網(wǎng)使人們可以更多地討論政府事務(wù)”“互聯(lián)網(wǎng)使像您這樣的人可以更好地理解政治”和“互聯(lián)網(wǎng)能促進(jìn)社會(huì)公平”。每個(gè)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(duì)待網(wǎng)絡(luò)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(biāo)為“您對(duì)您的身體狀況感到滿意嗎？”“您對(duì)您的婚姻狀況感到滿意嗎？”和“您對(duì)您的生活狀況感到滿意嗎？”，分別測量的是公民對(duì)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(qiáng)。

4.控制變量

控制變量包括年齡和受教育程度兩個(gè)。鑒于年齡和受教育程度都是影響公民社會(huì)信任、主觀幸福感和網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的因素，本文需將其設(shè)為控制變量。受教育程度的操作化指標(biāo)為“您目前的最高教育程度是？”答案從“初中以下”“高中”“大學(xué)?？啤薄按髮W(xué)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(yàn)證以上提出的研究假設(shè)，研究在整理相關(guān)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上采用多元線性回歸的方法，借助SPSS19.0統(tǒng)計(jì)分析軟件進(jìn)行分析驗(yàn)證。在SPSS統(tǒng)計(jì)分析的具體操作中，分析自變量社會(huì)信任和中介變量主觀幸福感對(duì)因變量網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的影響，需要將不同維度的測量數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，以得出總的社會(huì)信任度、主觀幸福感和網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度。具體的操作可以使用SPSS19.0軟件中的計(jì)算變量功能對(duì)各維度數(shù)據(jù)進(jìn)行加總來實(shí)現(xiàn)。本文研究的多元回歸分析的數(shù)學(xué)模型式可以表示如下：

在該模型中，X代表自變量社會(huì)信任，Y代表因變量網(wǎng)絡(luò)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(shù)，c代表常數(shù)項(xiàng)，e代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、結(jié)果分析

本文將社會(huì)信任作為自變量，公民網(wǎng)絡(luò)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(jìn)行多元線性回歸分析?？疾焐鐣?huì)信任、主觀幸福感、年齡和受教育程度對(duì)公民網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的影響，以及社會(huì)信任、年齡和受教育程度對(duì)主觀幸福感的影響?；貧w分析結(jié)果如表1所示。

首先，假設(shè)H1驗(yàn)證通過。社會(huì)信任水平越高，公民網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度越積極。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，自變量社會(huì)信任對(duì)因變量網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的回歸結(jié)果顯著，其中偏回歸系數(shù)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(huì)信任度每增加1個(gè)單位，其對(duì)待網(wǎng)絡(luò)參與的態(tài)度會(huì)相應(yīng)地提升0.23個(gè)單位。代表社會(huì)信任的兩個(gè)維度，社會(huì)信任度和社會(huì)公平感知對(duì)公民的網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度均有正向的顯著影響，即公民的社會(huì)信任度越高，社會(huì)公平感知越強(qiáng)，其對(duì)待網(wǎng)絡(luò)參與的態(tài)度就越積極。這一結(jié)果即驗(yàn)證了假設(shè)H1，也回應(yīng)了學(xué)界現(xiàn)有的研究結(jié)論。

其次，假設(shè)H2驗(yàn)證通過。在公民社會(huì)信任與主觀幸福感的關(guān)系中，公民的社會(huì)信任度越高，主觀幸福感越強(qiáng)。社會(huì)信任對(duì)主觀幸福感的回歸結(jié)果顯著，根據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果相關(guān)的數(shù)學(xué)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(shù)a=0.09，結(jié)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(dāng)公民的社會(huì)信任度增加1個(gè)單位時(shí)，公民的主觀幸福感會(huì)相應(yīng)地提升0.09個(gè)單位。代表社會(huì)信任的兩個(gè)維度，社會(huì)信任度和社會(huì)公平感知對(duì)公民主觀幸福感具有正向的顯著影響。不管是公民的社會(huì)信任度還是社會(huì)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(yīng)的提升。但社會(huì)信任度的提升對(duì)公民婚姻滿意度和生活滿意度的影響較大，而對(duì)身體滿意度的影響則相對(duì)較小。

最后，假設(shè)H3和H4驗(yàn)證不通過。回歸分析結(jié)果顯示，主觀幸福感對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的影響系數(shù)為-0.66，意味著公民主觀幸福感越強(qiáng)，其對(duì)待網(wǎng)絡(luò)參與的態(tài)度會(huì)變得越消極，即公民主觀幸福感對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度具有顯著的反作用。同時(shí)，主觀幸福感也沒能在社會(huì)信任和網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度之間產(chǎn)生正向的中介效應(yīng)。結(jié)合分析結(jié)果，整體的數(shù)學(xué)分析模型如下：

該模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（p<0.01），常數(shù)項(xiàng)為8.02，偏回歸系數(shù)b=-0.66，檢驗(yàn)結(jié)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(shù)c=0.23，結(jié)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(duì)網(wǎng)絡(luò)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(xiàn)反向的變化。當(dāng)公民主觀幸福感提升1個(gè)單位時(shí)，其對(duì)待網(wǎng)絡(luò)參與的態(tài)度相應(yīng)地降低0.66個(gè)單位。同時(shí)，作為中介變量的主觀幸福感會(huì)在社會(huì)信任和網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度之間產(chǎn)生削弱效應(yīng)，即個(gè)人主觀幸福感的提升會(huì)降低公民社會(huì)信任對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的正向影響。

控制變量年齡和受教育程度對(duì)中介變量主觀幸福感的影響，以及對(duì)因變量網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的影響表現(xiàn)很不一致。其中，年齡對(duì)主觀幸福感的影響顯著，對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的正向影響顯著。受教育程度對(duì)主觀幸福感具有顯著的正向影響，對(duì)網(wǎng)絡(luò)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(duì)待網(wǎng)絡(luò)參與的態(tài)度越積極。同時(shí)，受教育程度越高的受訪公民主觀幸福感越強(qiáng)，對(duì)待網(wǎng)絡(luò)參與的態(tài)度越消極。

綜上所述，公民社會(huì)信任對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的影響機(jī)制如表2所示，在沒有引入主觀幸福感這個(gè)中介變量之前，社會(huì)信任對(duì)網(wǎng)絡(luò)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(huì)信任對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的正向影響被削弱了0.11，使整個(gè)模型對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的總影響為0.12，其結(jié)果模型圖如圖2所示。

五、結(jié)論與討論

通過對(duì)CGSS2017數(shù)據(jù)中能反映公民社會(huì)信任、主觀幸福感和網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的變量數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸分析，依據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果本文研究得出的具體結(jié)論如下。

（一）研究結(jié)論

第一，社會(huì)信任對(duì)公民網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度具有顯著的正向影響。學(xué)界現(xiàn)有研究成果已證實(shí)社會(huì)信任對(duì)公民網(wǎng)絡(luò)參與行為具有顯著的正向效應(yīng)，但社會(huì)信任是否對(duì)公民網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度仍具有正向影響尚未得出結(jié)論。從分析結(jié)果上看，社會(huì)信任對(duì)公民網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的影響系數(shù)為0.23（p=0.000<0.001），結(jié)果說明社會(huì)信任是影響公民網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的重要因素之一，社會(huì)信任影響著公民網(wǎng)絡(luò)參與行為的同時(shí)也影響著公民對(duì)待網(wǎng)絡(luò)參與的態(tài)度。研究中選取代表社會(huì)信任的兩個(gè)維度，“社會(huì)信任度”和“社會(huì)公平感知”對(duì)代表網(wǎng)絡(luò)參與的四個(gè)維度，“網(wǎng)絡(luò)參與能使人們獲得更多政治權(quán)利”“網(wǎng)絡(luò)參與能使人們更多地討論政府事務(wù)”“互聯(lián)網(wǎng)能幫助人們更好地理解政治”和“網(wǎng)絡(luò)參與能夠促進(jìn)公平”都有顯著的正向影響。

第二，社會(huì)信任對(duì)公民的主觀幸福感具有顯著的正向影響。社會(huì)信任對(duì)主觀幸福感的回歸分析結(jié)果顯示，社會(huì)信任對(duì)主觀幸福感的影響系數(shù)為0.09（p=0.000<0.001），公民的社會(huì)信任水平越高，主觀幸福感越強(qiáng)。有研究指出，中國公民的公平感知對(duì)幸福感的影響日益重要，其影響力要大于個(gè)人收入和社會(huì)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(shí)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(duì)美好生活的需求越來越高，人們也越來越希望生活在一個(gè)公平正義的社會(huì)里。可見，對(duì)社會(huì)信任與主觀幸福感的回歸分析結(jié)論符合我國社會(huì)發(fā)展的現(xiàn)狀。

第三，主觀幸福感對(duì)公民網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度具有顯著的反向影響。通過分析學(xué)界有關(guān)公民主觀幸福感與網(wǎng)絡(luò)參與的關(guān)系，本文提出了主觀幸福感對(duì)公民網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度具有顯著正向影響的假設(shè)。但主觀幸福感與網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的回歸分析結(jié)果顯示，主觀幸福感對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度只有反向影響。

第四，主觀幸福感會(huì)削弱社會(huì)信任對(duì)公民網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的正向作用?；貧w分析結(jié)果表明，社會(huì)信任對(duì)公民網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度具有顯著的正向影響，但引入主觀幸福感這個(gè)中介效應(yīng)后，社會(huì)信任對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的正向影響被削弱。其削弱機(jī)制如圖3所示，曲線A代表社會(huì)信任對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的影響，曲線M表示主觀幸福感對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的影響，當(dāng)主觀幸福感作為中介變量加入時(shí)，社會(huì)信任對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的影響會(huì)由A下降到A1。

（二）結(jié)果討論

公民網(wǎng)絡(luò)參與及其影響因素一直是學(xué)界關(guān)注的重點(diǎn)，但社會(huì)信任與主觀幸福感對(duì)公民網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的影響卻少有學(xué)者研究。本文對(duì)CGSS2017的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，以考察公民的社會(huì)信任、主觀幸福感對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的影響。結(jié)果顯示：社會(huì)信任如同影響網(wǎng)絡(luò)參與行為一樣，影響著公民對(duì)待網(wǎng)絡(luò)參與的態(tài)度。但公民主觀幸福感卻對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度具有反向影響，且會(huì)削弱社會(huì)信任對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的正向影響。分析其原因主要有以下幾點(diǎn)：

一是主觀幸福感越強(qiáng)的公民，越不認(rèn)可網(wǎng)絡(luò)參與。分析CGSS2017公布的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)實(shí)生活中主觀幸福感越強(qiáng)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(wǎng)絡(luò)參與去提升其獲得感。雖然網(wǎng)絡(luò)參與是保證公民基本政治權(quán)利得以實(shí)現(xiàn)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(xiàn)實(shí)的幸福，而不愿通過虛擬的網(wǎng)絡(luò)行使政治權(quán)利。所以，主觀幸福感越強(qiáng)的公民，他們對(duì)待網(wǎng)絡(luò)參與的態(tài)度越消極。

二是網(wǎng)絡(luò)參與對(duì)公民主觀幸福感的影響存在異質(zhì)性。雖然網(wǎng)絡(luò)參與具有快速便捷、開放共享等優(yōu)勢(shì)，但網(wǎng)絡(luò)參與對(duì)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(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)村居民主觀幸福感的影響發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展最能提升農(nóng)村家庭經(jīng)濟(jì)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(guān)，將主觀幸福感作為中介變量分析社會(huì)信任對(duì)網(wǎng)絡(luò)參與態(tài)度的影響發(fā)現(xiàn)，主觀幸福感越強(qiáng)的公民其各項(xiàng)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(huì)影響公民主觀幸福感。通過計(jì)算CGSS2017數(shù)據(jù)中主觀幸福感與年齡的相關(guān)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，公民主觀幸福感較強(qiáng)的年齡段分布在38～71歲。劉彤等實(shí)證分析中國居民營養(yǎng)與健康調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)也證實(shí)，隨著年齡的增加，公民的幸福程度呈現(xiàn)出先下降后上升的特點(diǎn)[ 23 ]。這說明相較于年輕人，中老年人的主觀幸福感往往更強(qiáng)。盡管我國網(wǎng)民數(shù)量已達(dá)到10.11億且還在增長，但目前網(wǎng)絡(luò)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(wǎng)絡(luò)參與的年齡群體主觀幸福感不強(qiáng)，而主觀幸福感較強(qiáng)的年齡群體并不熱衷于網(wǎng)絡(luò)參與。因此，統(tǒng)計(jì)結(jié)果就出現(xiàn)主觀幸福感越強(qiáng)的公民對(duì)待網(wǎng)絡(luò)參與的態(tài)度越消極。

參考文獻(xiàn)：

[1]第50次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》發(fā)布[EB/OL].（2021-09-01）[2022-10-25].https：//m.gmw.cn/ baijia/2022-09/01/35993643.html.

[2]周小李，周琪.大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)政治參與對(duì)其政治認(rèn)同影響的實(shí)證研究[J].高教探索，2018（12）：103-108.

[3]張鋌.大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)政治參與的現(xiàn)狀與對(duì)策[J].中州學(xué)刊，2015（8）：10-13.

[4]李占樂，魏楠.中國公民網(wǎng)絡(luò)政治參與影響因素實(shí)證研究的量化整合——基于文獻(xiàn)的權(quán)重分析和元分析[J].公共管理評(píng)論，2020（2）：65-80.

[5]朱永涵，王睿.突發(fā)公共衛(wèi)生事件中網(wǎng)絡(luò)政治參與影響要素的實(shí)證研究——基于公民自愿與社會(huì)價(jià)值交換的視角[J].情報(bào)雜志，2020（6）：164-171.

[6] PUTMAM R D. Bowling alone：the collapse and revival of American community[J]. The social science jour？ nal，2002（12）：357.

[7] SKORIC M，YING D，YING N. Bowling online，not alone： online social capital and political participation in Singapore[J]. Journal of computer-mediated communication，2009（2）：414-433.

[8]黃少華，郝強(qiáng).社會(huì)信任對(duì)網(wǎng)絡(luò)公民參與的影響——以大學(xué)生網(wǎng)民為例[J].蘭州大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2016（2）：68-80.

[9]龔憲軍，吳玉峰.社會(huì)資本與大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)政治參與研究[J].天津行政學(xué)院學(xué)報(bào)，2013（5）：55-61.

[10]伊斯特林，丁云，么瑩瑩.中國的主觀幸福感研究（1990—2010）[J].國外理論動(dòng)態(tài)，2013（7）：24-31.

[11]劉明明.社會(huì)信任對(duì)公眾主觀幸福感的影響研究[J].學(xué)習(xí)與實(shí)踐，2016（1）：87-97.

[12]陳婉婷，張秀梅.我國居民主觀幸福感及其影響因素分析——基于CGSS2010年數(shù)據(jù)[J].調(diào)研世界，2013（10）：9-15.

[13]湯鳳林，甘行瓊.西方主觀幸福感影響因素研究綜述[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2013（11）：163-169.

[14] LUCIA V A. Political participation and Web 2.0 in Europe[J]. Public relations review，2010（1）：2-4.

[15]龐子玥，曾鳴.互聯(lián)網(wǎng)使用影響青年主觀幸福感了嗎？——來自CGSS2020—2015年數(shù)據(jù)的分析[J].西安財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2020（3）：71-77.

[16]漆光鴻，王劍英.青年網(wǎng)絡(luò)政治參與的內(nèi)容、特征及影響因素研究——基于對(duì)七個(gè)中文論壇相關(guān)資料的文本分析[J].中國青年研究，2020（10）：56-61.

[17]雷浩，李靜.社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與教師關(guān)懷行為關(guān)系：主觀幸福感的中介作用[J].教師教育研究，2018（5）：34-40.

[18]陳梅，黃時(shí)華，吳綺琳.學(xué)業(yè)自我效能感與大學(xué)生網(wǎng)絡(luò)游戲成癮的關(guān)系：主觀幸福感的中介作用[J].中國健康心理學(xué)雜志，2022（5）：718-723.

[19]張亞梅，黃海，胡夢(mèng)巖，等.大學(xué)生神經(jīng)質(zhì)人格與手機(jī)依賴的關(guān)系：主觀幸福感和認(rèn)知失敗的中介作用[J].中國臨床心理學(xué)雜志，2020（2）：359-363.

[20]虞新勝，朱佰穎.新時(shí)代農(nóng)民工城市融入影響因素分析——基于2013年中國社會(huì)調(diào)查問卷分析[J].華東理工大學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2018（2）：139-144.

[21]國家統(tǒng)計(jì)局.中國統(tǒng)計(jì)年鑒2018[M].北京：中國統(tǒng)計(jì)出版社，2018：2.

[22]陳鑫，楊紅燕.互聯(lián)網(wǎng)對(duì)農(nóng)村居民主觀幸福感的影響及作用機(jī)制分析[J].農(nóng)村經(jīng)濟(jì)管理學(xué)報(bào)，2021（2）：267-276.

[23]劉彤，胡永健.不同年齡層次收入與主觀幸福感關(guān)系研究[J].首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào)，2016（5）：11-17.

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(zé)任編輯：孟超）