(二)分析方法与变量设置本文通过spss21软件首先进行单因素分析，通过交叉表分析和卡方检验，检验个人特征因素对主观幸福感是否相关。然后，将有关的个人特征因素作为控制变量，将收入(个人收入、家庭收入、分组收入、储蓄)作为解释变量，主观幸福感作为因变量，采用ordinal回归模型进一步检验分析收入对流动人口主观幸福感的影响。本文研究的是流动人口的主观幸福感的影响因素，因变量是五元有序变量，通过问卷调查中“和流出地相比，在本地是否感觉幸福?”的题项来获得，回答类别分别是很幸福、幸福、一般、不幸福和很不幸福，并将幸福感按照从很幸福到很不幸福依次赋予分值1、2、3、4、5。由于原始数据是分数越高代表幸福程度越低，不符合认知习惯，故本文反过来重新赋值，分数越高代表越幸福。解释变量的选取除了重点研究的收入变量外，为排除其它因素的干扰，还需考虑一些其它能影响幸福感的变量，作为控制变量，诸如性别、年龄、受教育程度、婚姻状况等个人特征的因素。

三、实证分析

(一)个人特征因素与幸福感的相关关系检验从图1可以看出，北京市流动人口中有大多数认为，和流出地相比，现在是比较幸福的，主观感觉现在很幸福的有534人，占比重10.93%，感觉幸福的2138人，占比43.77%，感觉一般的(一样幸福)2083人，占比42.64%，即至少感觉不比原来差的占比重达97.34%，感觉比原来不幸福的仅仅102人，很不幸福的只有28人，不幸福的合计还不到3%，由此表明在北京生活工作的流动人口绝大多数是幸福的。通过交叉列联表的卡方检验(表1)可以看出，包含性别、年龄、户口性质、受教育程度和婚姻状况等个人特征因素和主观幸福感的关系都是显著相关的。这表明个人特征因素对主观幸福感有显著的相关关系。为了研究收入对主观幸福感的影响，需排除这些因素的影响，故将这些因素作为控制变量。

(二)收入与主观幸福感的描述性统计从表2可以看出，流动人口的的平均幸福感为3.62(最高分为5，代表很幸福，最低分为1，代表很不幸福)，家庭月收入差距较大，最小值为0，最大为90000元，支出也表现出类似的现象。从分组收入来看(表3)，本文将家庭收入分为低收入组(月收入3000元以下)、中等收入组(3000～8000元)和高收入组(8000元以上)，分布比较均衡，处于低收入组的人口有1484人，占比30.38%，处于中收入组的2380人，占比48.72%，处于高收入组的有1021人，占比20.9%。从储蓄(将家庭月收入减去家庭月支出的差额作为储蓄)来看，将储蓄分为1000元以下、1000～2500元、2500～5000元、5000元以上四组，可以看出(表4)，平均而言，每个流动人口家庭的储蓄为3764元，有极少家庭(仅2.6%)处于入不敷出的状态，绝大多数家庭每个月能有储蓄。其中22.9%的家庭月储蓄额在0～1000元之间，31.3%的家庭月储蓄额在1000～2500元之间，27%的家庭储蓄额在2500～5000元之间，16.2%的家庭储蓄在5000元以上。从表3可以看出收入和主观幸福感的简单关系，低收入组的幸福感平均值为3.44，中收入组为3.63，高收入组为3.88，高收入人群的主观幸福感平均值比低收入人群的主观幸福感要高。这说明收入-幸福悖论不适用北京市的流动人口。本文认为除收入是影响主观幸福感的重要因素外，储蓄也是重要因素。家庭的收入减去消费支出后还能不能有剩余，剩余多少也会对幸福感产生重要影响，故本文在分析收入对主观幸福感的影响的同时，也会考虑储蓄对幸福感的影响。从表4可以看出，随着储蓄的增加，主观幸福感也会更高，从储蓄1000以下到5000元以上，幸福感的均值从3.50上升到3.85，且呈现出单调递增的趋势。

(三)收入与幸福的计量分析根据表1的描述统计可以看出，部分分类变量的样本非常少，少于5%，当某个类别的样本很少时，不具有良好的统计性质。故本文对数据进行如下处理，将户口性质中其它类归入到非农业户口中，将年龄组重新分为15～24岁、25～44岁、45～59岁三组，将受教育程度分为小学及以下，中学(初中、高中和中专)和大学专科及以上三组，将婚姻分为未婚和已婚两组，离婚和丧偶合并为未婚组，初婚和再婚合并为已婚组。在模型1中，控制个人特征因素外，仅考虑了个人绝对收入对主观幸福感的影响。由于个人收入的系数为正，而且显著，表明随着个人绝对收入的提高，幸福感也会增加，但系数非常的小，这说明绝对收入每增加一个单位，幸福感增加的幅度是非常微弱的。在模型2和模型3中，分别考虑了家庭相对收入和绝对收入对主观幸福感的影响。在模型2中，将家庭收入分为低收入水平、中收入水平和高收入水平三组，其中高收入组为参照组。从结果来看，低收入组和中收入组的系数为负，由参数可以计算出低收入组的优势比②为0.366，中收入组的优势比为0.533，表示低收入组收入每提高一个单位，幸福感提高一个等级的概率是高收入组收入每提高一个单位幸福感提高一个等级概率的0.366，中收入组的概率为高收入组的0.533，系数都在0.01显著性水平下显著，即控制了个人特征因素后，收入较高的群体更幸福的可能性大于收入较低的人群。在模型3中，考虑了家庭绝对收入，由计量结果表明，系数为正且高度显著，表明随着家庭绝对收入的提高，幸福感也会增强。和个人绝对收入类似，系数非常小，说明家庭绝对收入对幸福感的影响较小。模型4考虑了个人收入和家庭储蓄对主观幸福感的影响，结果表明，个人收入和储蓄对幸福感都有正向影响，且个人收入系数和家庭储蓄系数分别在0.01、0.05显著水平下显著，但系数非常小。这说明随着个人收入、家庭储蓄的增加，幸福感会增加，但影响非常小。

由表5的回归结果，可以看出个人特征因素对主观幸福感的影响。从性别上看，男性的系数为负且高度显著，表明女性比男性更幸福，其原因可能是男性工作压力大，负担重;从年龄上看，15～24岁、25～44岁年龄组的系数为负，且显著，表明45～59岁年龄的人群比15～24、25～44岁的人群更幸福，25～44岁人群比15～24岁人群更幸福，即在15～59岁的人群中，年龄和主观幸福感是正向相关的，可能的原因是年龄较高的人群工作、家庭都比较稳定，压力相对较小，而15～24岁的人群大多数还没成家，工作也在起步阶段，未来的不确定因素大，心理负担相对较大;从户口性质看，农业户口系数较小，且不显著，表明户口性质对主观幸福感无显著差异，可能的原因是作为外来人口流入北京，农业和非农业户口在政策扶持方面无太大差异;从受教育程度看，中学、小学受教育程度的系数为负，表明大专及以上学历的人群比中小学文化程度的人群幸福感更高，可能的原因是学历高的人群往往有较好的工作和社会地位，以及相对成熟的心理和良好的价值观;从婚姻情况来看，未婚系数为负，且高度显著，说明已婚人群比未婚人群更幸福，由此表明，婚姻状况是影响幸福感的重要因素。

四、结论

流动人口收入与主观幸福感的联系，本文利用国家计生委2012年北京市流动人口监测数据，分析了收入对流动人口主观幸福感的影响。在处理收入变量的问题上，本文分别选取了个人绝对收入、家庭绝对收入、家庭分类收入(相对收入)以及储蓄作为解释变量。分析结果表明，从低收入到高收入，幸福感的均值是单调递增的，收入越高，幸福感就越强。从ordinal计量回归结果看，个人绝对收入和家庭绝对收入对主观幸福感有正向而且显著的影响，只是影响程度较小。相对收入对主观幸福感也有显著影响，且高收入家庭比中、低收入家庭更幸福，储蓄对主观幸福感有显著的正向影响，储蓄越多，幸福感也越强。研究表明，收入只是影响主观幸福感的一个重要因素。除此之外，个人特征因素对主观幸福感也有显著影响。本文的实证分析证实了主观幸福感的综合因素论观点。据很多文献所言，收入对主观幸福感的影响有门槛值，即在某个收入以下，随着收入的增加会提高幸福感，而超过这个临界值后，收入的影响会减小甚至消失。从本文的研究来看，流动人口的收入显然没有达到这个门槛值，即北京市流动人口目前处于随着收入增加会提高幸福感的阶段。所以，在目前阶段，提高流动人口收入水平是提升幸福感的重要途径。

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