【文章內(nèi)容簡介】 況，我們利用上述公式測算出各區(qū)縣居民主觀幸福指數(shù)，如下圖所示：圖 各區(qū)縣主觀幸福感指數(shù)。排名前五的區(qū)縣分別是宣武、海淀、昌平、崇文和朝陽，其中昌平排在第三，在郊區(qū)區(qū)縣中排名最靠前，可見近幾年政府對于昌平的建設(shè)，比如說地鐵的建設(shè)，對昌平人民主觀幸福感到提升起到很大的促進作用。而大興、通州、平谷和密云等郊區(qū)地區(qū)的主觀幸福感指數(shù)在均值以下。四 首都居民主觀幸福感回歸模型的構(gòu)建（一）研究假設(shè)；，本文僅考慮身心健康、人際關(guān)系、家庭生活和工作滿意度四大因素，并認為他們是影響主觀幸福感最重要的因素。 指標體系，不考慮遺傳因素等特殊因素對主觀幸福感產(chǎn)生的影響。，不考慮信息量損失對模型結(jié)果的影響。下面我們將使用主成份方法，對選取的指標綜合為四大綜合因子，主成份分析也稱為主分量分析，它是將原來眾多具有一定相關(guān)性的指標，重新組合成一組新的互相無關(guān)的綜合指標來代替原有指標，從而在保證信息量丟失較小的同時降低數(shù)據(jù)維度。本文利用主成份分析方法，針對主觀幸福感來源的四個主要方面分別構(gòu)建綜合性指標，為建立模型奠定一定的基礎(chǔ)。即身心健康因子、人際關(guān)系因子、家庭生活因子和工作滿意度因子作為后續(xù)模型的自變量，在此基礎(chǔ)之上加之人口統(tǒng)計特征變量，如性別、年齡、學歷、居住地所在區(qū)縣及收入等變量，也作為模型的自變量，而將主觀幸福感最為因變量，建立帶有虛擬變量的多元回歸模型，并結(jié)合實際情況，具體分析了四大綜合因子以及各人口統(tǒng)計特征變量對主觀幸福感的影響程度。（二）構(gòu)建身心健康綜合因子使用統(tǒng)計分析軟件得到主成份分析結(jié)果如下：特征根和累計貢獻率因子特征根方差貢獻率%累計貢獻率%123456因子載荷矩陣（提取方法：主成份法）因子1因子2因子3因子4b01.040b02b03b04b05b06根據(jù)主成份分析的結(jié)果，最終確定的身心健康綜合因子為：（三）構(gòu)建人際關(guān)系綜合因子使用統(tǒng)計分析軟件得到主成份分析結(jié)果如下：特征根和累計貢獻率因子特征根方差貢獻率%累計方差貢獻率 %123456因子載荷矩陣（提取方法：主成份法）因子1因子2因子3因子4b07b08b09b10b11b12根據(jù)主成份分析的結(jié)果，最終確定的人際關(guān)系綜合因子為：（四）構(gòu)建家庭生活綜合因子使用統(tǒng)計分析軟件得到主成份分析結(jié)果如下：特征根和累計貢獻率因子特征根方差貢獻率%累計方差貢獻率%123因子載荷矩陣（提取方法：主成份法）因子1因子2b14b15b16根據(jù)主成份分析的結(jié)果，最終確定的家庭生活綜合因子為：（五）構(gòu)建工作滿意度綜合因子使用統(tǒng)計分析軟件得到主成份分析結(jié)果如下：特征根和累計貢獻率因子特征根方差貢獻率%累計方差貢獻率%12.9913.8734.6985.524因子載荷矩陣（提取方法：主成份法）因子1因子2因子3因子4c01c02c03c04c05根據(jù)主成份分析的結(jié)果，最終確定的工作滿意度綜合因子為：（六）建立主觀幸福感影響因素模型將身心健康綜合因子、人際關(guān)系綜合因子、家庭生活綜合因子、工作滿意度綜合因子以及代表人口統(tǒng)計特征的性別、年齡、學歷、居住地所在區(qū)縣和收入水平納入到模型中作為自變量，將主觀幸福感作為因變量，并將年齡、學歷、居住地所在區(qū)縣和收入水平設(shè)置成虛擬變量。虛擬變量采用0，1計分，滿足條件者計1分，不滿足條件者記0分。賦值情況如下表所示：性別sex1女0男學歷record11小學以下0其他record21初高中0其他record31大專0其他record41大本0其他居住地所在城區(qū)area11城市功能拓展區(qū)0其他area21城市發(fā)展新區(qū)0其他area31生態(tài)涵養(yǎng)區(qū)0其他收入ine1120004000元0其他ine212000元以下0其他ine316000元以上0其他需要說明的是，由于原問卷中關(guān)于居住地所在城區(qū)涉及北京十八個區(qū)縣，為防止設(shè)置過多的虛擬變量造成模型多重共線性等問題，我們根據(jù)北京市發(fā)展和改革委員會提供的《北京市2005年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展計劃解讀》，將這18個區(qū)縣按照自然條件、發(fā)展環(huán)境、資源稟賦、人口經(jīng)濟發(fā)展基礎(chǔ)等劃分成四大功能區(qū)。其中東城、西城、崇文、宣武和石景山五個區(qū)被確定為首都功能核心區(qū)；朝陽、海淀、豐臺三個區(qū)是北京的城市功能拓展區(qū)；北京市定位的城市發(fā)展新區(qū)包括通州、大興、順義和昌平四區(qū)；門頭溝、房山、平谷、懷柔、密云、延慶六個遠郊區(qū)縣將是生態(tài)涵養(yǎng)區(qū)。由于原問卷中被調(diào)查者的個人月收入被劃分成17個水平，過于細致，同樣我們將收入水平重新劃分成四個水平：2000元以下、20004000元、40006000元以及6000元以上。由此，我們可以得到參照組代表的是：男性、研究生學歷、居住地區(qū)在首都功能核心區(qū)（即東城、西城、崇文和石景山）、月收入水平在40006000元之間。通過第一次逐步回歸，從15個變量中篩選出7個自變量納入回歸方程，依次為：家庭生活綜合因子、人際關(guān)系綜合因子、工作滿意度綜合因子、身心健康綜合因子，人口特征變量為：月收入水平在2000元以下、學歷在小學以下、月收入水平在20004000元。通過分析第一次回歸的散點圖可以看出存在明顯偏離的特異值，所以通過以標準殘差大于3個標準差為標準，選出8個樣本不納入到第二次回歸中進行統(tǒng)計。 特異值診斷表樣本序號標準殘差主觀幸福感預(yù)測值殘差664661012910433532105907033通過第二次逐步回歸，除第一次回歸進入模型的七個變量之外，又加入了3虛擬變量，分別是：學歷在初高中和大專、居住地所在區(qū)縣北京城市功能拓展區(qū)（即朝陽、海淀、豐臺三個區(qū)）。下圖為回歸方程標準化誤差的頻數(shù)直方圖，從圖中可以看到，誤差頻數(shù)分布基本近似符合正態(tài)曲線，滿足多元回歸模型的誤差正態(tài)分布假設(shè)。 回歸方程標準化誤差頻數(shù)直方圖 如下表所示，最終模型是逐步回歸得到的第10個模型，其因變量與自變量之間的復(fù)相關(guān)系數(shù)R=，反映了因變量與自變量之間具有比較明顯的線性關(guān)系。確定系數(shù)R2=，%的總變異，解釋力比較好。修正之后的R2= ?；貧w估計的標準誤差S=，樣本回歸效果較好。DurbinWatson（德賓—沃森），接近中值2，排除了誤差項存在序列相關(guān)的可能，即誤差項彼此獨立，沒有公因子的存在，這也是多元回歸模型得以建立的前提假設(shè)之一。 擬合過程模型RR2修正的R2估計的標準差DurbinWatson10，，統(tǒng)計量F=，且達到Sig.＜，說明納入的10個自變量的變化確實能夠反映首都居民主觀幸福感的線性變化，回歸方程非常顯著。模型平方和自由度均方F值Sig.10回歸平方和10殘差平方和713總體平方和723，即帶虛擬變量的多元回歸方程表達式為： 回歸系數(shù)分析模型非標準系數(shù)B標準化系數(shù)BetatSig.多重共線性統(tǒng)計值容限度方差膨脹因子10常數(shù)項家庭生活綜合因子3E37人際關(guān)系綜合因子2E33工作滿意度綜合因子5E09月收入2000元以下6E05學歷小學以下身心健康綜合因子月收入20004000元學歷初高中學歷大專城市功能拓展區(qū)容限度為多重共線性檢驗指標之一，表示各個變量能夠提供的獨立信息與自身方差的比例，；方差膨脹因子為容限度的倒數(shù)，是多重共線性檢驗的另一指標。從上表可以看出兩類數(shù)據(jù)全部都在可接受范圍內(nèi)，顯示回歸方程不存在明顯的共線性問題。此外，從各自變量偏誤差散點圖可以看出，各自變量分別與因變量滿足線性關(guān)系、均方差性，且基本沒有特異值存在。模型回歸系數(shù)表明，根據(jù)標準化系數(shù)值可以得出10個因素對于首都居民主觀幸福感的影響，這些因素按影響程度從大到小依次為：學歷小學以下、月收入2000元以下、人際關(guān)系綜合因子、學歷初高中、家庭生活綜合因子、學歷大專、工作滿意度綜合因子、月收入20004000元、居住地在城市功能拓展區(qū)、身心健康綜合因子。在引入模型的10個因素中，家庭生活綜合因子、人際關(guān)系綜合因子、工作滿意度綜合因子和身心健康綜合因子與主觀幸福感都是正相關(guān)的，說明當首都居民家庭生活狀況得到改善，人際關(guān)系變得融洽，對工作滿意并且身心越健康時，他們的主觀幸福感就強烈。在引入模型的虛擬變量中，除學歷小學以下會增加市民們的主觀幸福感之外，其它各變量即月收入2000元以下、月