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在稳定性和可变性之间的主观幸福感与收入的关系

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21

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在稳定性和可变性之间的主观幸福感与收入的关系
迈科卢曼 一 ,， ，乌尔里希Schimmack b ，和迈克尔开斋节 一 ，
一个 心理学系教育，柏林自由大学，Habelschwerdter阿利45，14195柏林，德国b 心理学系,多伦多大学密市，3359米西索加北路，密西沙加市,安大略省,加拿大L5L 1C6
摘要
实证研究通常发现一）和收入中度正相关关系主观幸福感（幸福感。 在本论文中,我们研究小组调查英国家庭的稳定与流动的决定因素之间的关系在情感福祉和收入（BHPS; ñ = 37041）和认知功能之间的关系福祉和收入的BHPS（ ñ = 31871）和社会经济委员会（SOEP; ñ  = 43565种）的二元潜伏状态，特质。 结果表明，收入之间的关系,主要是主观幸福感的主观幸福感和瞬态变化驱动由个体差异来稳定而短暂的变化，弱相关收入. 因此，必须要考虑稳定的性格和稳定的收入和幸福感的情境中的变量的研究。
关键词： 情感福祉；认知福祉;生活满意度，收入结构方程建模;潜伏状态，特征模型;特质状态之际模型
1。 简介
几个世纪以来，人们拥有的，想知道收入之间的关系，主观幸福感（主观幸福感）,以及广泛的理论辩论和关于这一主题的许多实证调查已经启动(对于评论，见 [比斯瓦斯-迪纳，2008］ , ［康明斯， 2000］ , ［迪纳和Biswas —迪纳,2002] ， [Frey和Stutzer，2002] 和 ［豪威尔和豪威尔,2008］ ）. 两个主要结果已经多次复制：第一，收入与主观幸福感的跨部门的相关性通常是小到中雨（例如， [迪纳和Biswas —迪纳，2002］ , ［Diener和大石,2000] ， ［多兰等人。 ，2008] 和 ［卢卡斯和Schimmack,2009] ）. 在世界价值观调查，在19个国家的平均相关的收入和生活满意度之间的 ř = 0.18（ 迪纳和大石，2000年 ）。 这个系数看起来比较小的心理影响，通常在其他研究发现。 然而,即使是小相关系数可以反映，人们之间水平的差异显着，平均（ ［迪纳等。1985] 和 [卢卡斯和Schimmack，2009] ）。 二，形状的关系往往是非线性的，例如，这种现象称为“边际效用递减”的经济文献( 伊斯特林，2005年 )：该协会收入与主观幸福感强于低收入范围和弱在高收入范围。 在文化研究的跨 Diener和大石（2000年） ，主观幸福感相关的收入和较高的国家是有点差。 在最近的荟萃分析，与主观幸福感之间的相关性平均收入为 ř = .28在低收入发展中国家和 ř 收入= 0。13在高速发展的国家（ 豪威尔和豪威尔,2008 ）。本文为互联网收集，请勿用作商业用途个人收集整理，勿做商业用途
总之，这些研究成果提供令人信服的证据表明，收入与主观幸福感相关：大多数研究者都今天在一特定时间的时刻，更丰富的人往往是个人生活的更快乐更穷. 不过，关键的是要记住,这一发现仅描述之间的关系 一时 主观幸福感和 一时的 收入。 这种关系可以解释，至少在两个方面，数据和横截面，它是无法评估的解释是更合适的：（一）较富裕的人通常更快乐举例说，因为 稳定的 倾向性变量会影响收入和幸福感中类似的方式。 （b）反映的变化呈正相关，收入幸福感变化的原因，就是 短暂的 波动，共同出现在收入和幸福感。 正如我们将在下面的章节讨论，无论是稳定的影响是合理的观点，从理论上讲，但效果稳定，同时纵向研究，研究和瞬态仍然下落不明。
2。 是人们普遍富裕幸福？
经典的设定点主观幸福感的理论假设，习惯性的主观幸福感水平主要是,由稳定（如性格特征 ［Headey与磨损，1989］ 和 [莱肯和特勒根，1996］ ）。 根据这些帐目,外部环境的变化,包括变化中的收入不应该，主观幸福感,因为长期适应任何影响（但参阅 迪纳，卢卡斯和Scollon（2006） 点，设置了一些修改的经典理论）. 这个假设背后是两个重要的(纵向的收入变化影响的研究主观幸福感的变化，其中只有非常小，甚至无 [商标和弗莱明，1999］ 和 [Schyns,2001] ）。 此一效应的解释是，主观幸福感的判断是（基于标准的一个比较短暂的情况（例如，目前的收入与特定) 比斯瓦斯—迪纳，2008年 ）。 这些标准可以是社会（即社会比较像我这样的人； [伊斯特林，1974] 和 [费斯廷格，1954] ） 或时间（即,我以前的收入比较，目前的收入和我的; 帕渠奇,1995 ）. 简而言之,我们是满意的，如果我们的情况是优于标准，我们不满意,如果我们的情况是标准差比。 重要的是，这些标准不是绝对的，而是相对的，也就是说，它们都可能会有变化。 例如，一个年轻的研究员是谁获委任为助理教授将经历一个收入大幅度增加，可能会导致在主观幸福感显着增加。 然而,这个人的标准可能的变化，因为目前的财政状况并不比研究生财务状况了,但对财务状况的助理教授，甚至其他高级教师. 总之，相对标准理论支持的是第一种解释的正截面相关的收入和幸福感，更丰富的人通常更快乐，不是因为任何最近的变化，但由于对这些变量更稳定的影响。本文为互联网收集，请勿用作商业用途本文为互联网收集,请勿用作商业用途
3。 是收入的变化与主观幸福感变化有关？
经济以及一些心理学理论提出了一种对主观幸福感因果收入的影响，这意味着收入的变化应该有一个直接的变化影响主观幸福感。 在大多数经济学教科书，它“似乎很明显，收入和幸福走在一起”（ 弗雷和Stutzer，2002年，第73页 ,但看到弗雷和Stutzer，2002或 莱亚德,2006 次，为更多有区别). 标准经济理论预测，商品和服务的收入因果效应实用程序（通常称为幸福是在经济文献提供），因为个人的钱与消费更多的机会，通过最大限度地发挥主观幸福感. 采取了类似的观点是由心理学家谁强调主观幸福感的作用和目标之间的关系上的收入。 例如， 马斯洛（1954） 提出，食物或住房的某些基本需要，如必须满足之前，人们可以争取更高的目标,如交朋友或自我实现。 钱所带来的手段,以满足人民的这些基本需求。 如今，研究人员区分不同类型的目标。 例如，它已被证明是主观幸福感的影响,体验消费（如要在度假）的效果持续时间超过了新的电视）购买材料的支出（如对主观幸福感（ [卡特和Gilovich,2010] 和 ［范博芬和Gilovich，2003] ）. 此外，人们普遍追求物质谁的目标已经被证明是目标（不快乐的人比不追求物质谁 ［Kasser和瑞安,1993] , ［Kasser和瑞安，1996] ， ［贸易型等。，2000] 和 [索尔伯格等。2004] ）。 总之，这些假设账户衔接,收入变化，应该有一个幸福感的影响，因为它们让人们更加追求和实现人生目标。 支持这一假设的实证彩票中奖者来自一个最近的研究。 )，使用数据来自英国住户小组（BHPS 加德纳和奥斯瓦尔德(2007年） 发现，平均而言，彩票中奖者报一二年大幅增加，情感福祉的胜利后，较前两年的胜利。 这一发现表明了对主观幸福感因果收入效应。 不过，赢家彩票研究探讨大容量的一次性收益，不能一概而论持续收入的变化. 总之，有可能是一个主观幸福感变化的因果变化对收入的影响,但以往的实证研究结果不足以估计这种影响的相对强度.文档为个人收集整理，来源于网络文档为个人收集整理，来源于网络
4. 整合是稳定的潜在的影响状态特质模型
以前的理论和实证的研究表明，无论是稳定的影响，影响到收入和幸福感之间的关系。 然而，尽管以前的一些理论承认，个人之间的差异可能会影响稳定的收入，主观幸福感的联系（例如,个人的价值观和目标， [Kasser和瑞安，1993］ ， ［Kasser和瑞安，1996] ， [Kasser等。2004年] , ［贸易型等。,2000] 和 ［索伯格等。,2004］），一个综合模型，兼顾稳定和瞬态效应，至今下落不明。 具体来说，目前还不清楚这些影响哪些贡献更多的与主观幸福感的整体相关性收入。 要回答这个问题经验，有必要进行分析和瞬态效应，同时稳定。 这可以通过特殊的数据模型，结构方程适用于纵向的。 在这些潜伏状态，特质（乐善堂）模型（ [科尔等人。,2005] , [开斋节，2008］ ， [开斋节和迪纳，2004］ 和 ［Steyer等。1999］ ）， 总变异分解观察方差分量反映到了建立长期稳定的长期（“人格特质”），自回归方差分量反映了温 ​​和稳定，场合的具体反映误差方差分量的结构变异（“国家”）,和测量. 地表温度模型的技术细节将载于方法部分。文档为个人收集整理，来源于网络本文为互联网收集，请勿用作商业用途
如何解释这些组件可以相对于主观幸福感和收入？ 对 于主观幸福感，稳定的方差分量代表着幸福感变异的比例是在长的时间跨度（即习惯性主观幸福感）稳定,自回归方差分量代表温和稳定，从一个可观察到下一次测 量，但不一定在很长的时间跨度，最后的场合特定的方差分量代表着幸福感的短期波动（即主观幸福感的瞬间偏离惯常主观幸福感）. 收入的方差分量的解释非常相似：稳定的方差分量反映了长期稳定的收入,自回归方差分量反映温和稳定，从一个测量场合进行到了下，和场合特定的差异主要反映短期的收入收益或损失.
分解成不同的组件所观察到的变异许可证进一步分析。 首先,它是可以计算的方差比例（解释这些成分的每个 节日,2008年 ）。 例如， 卢卡斯和唐奈伦（2007） 适用于地表温度模型)数据来自英国住户小组调查(BHPS)和德国社会经济委员会（SOEP，发现有34—38％的收视率在主观幸福感的差异是由于稳定方差和29-34％的变异是由于自回归效应。 第二,有可能涉及每一个组成部分,这些变化对其他变量。 这些模型的目标是有用的二元两种方法的研究（例如,以评估建构有效性作为一个构造完成 开斋节和迪纳，1999年 ）和实质性的研究目标。 举例来说， 开斋节和迪纳(2004） 表明,和心情的生活满意度之间的相关性非常稳定的结构成分，这些比更高的场合，特定的组件之间的相关性，表明生活满意度的影响情绪上的判断可能比以前小得多假设（ 施瓦茨和施特拉克,1999年 ). 使用数据从SOEP， Schimmack，克劳斯，瓦格纳和舒普（2010） 的评级相关研究领域的满意度之间的聚合和一个单一的全球性生活满意度。 无论是组件之间的相关性和稳定的组件之间的瞬态非常高，这表明这些变量因素的影响相同。本文为互联网收集，请勿用作商业用途个人收集整理，勿做商业用途
在本论文中，我们将研究主观幸福感之间的收入和稳定的组件的相关性，收入与主观幸福感之间的分别之际,具体内容的相关性。 稳定分量之间的相关性，反映在何种程度上稳定的收入与主观幸福感的个体差异说明这些变量之间的整体关系。 际之间的特定成分的相关反映了瞬时变化程度，收入则与主观幸福感瞬时变化。 最后，它可以分解成它的稳定和场合特定的组件的总观察两个变量之间的协方差，并评估对收入与主观幸福感之间的关系是稳定的影响相对强势。
总之,地表温度模型允许量化的稳定性与变异程度有关这些组件的构造和其他变量. 直到今天，地表温度模型只被应用于心理结构。 本文件是第一个研究之间的一种心理结构（主观幸福感）和非心理结构（收入)协会与这些模型。
5。 收入与主观幸福感在大型面板的研究
分析收入与主观幸福感的稳定性和变异性，涵盖的数据需要数年，以便为收入变化的发生。 此外，最好是检查从获奖者的个人收入水平的彩票种类繁多，而不是一个特定的子群，如获得一种印象,人口和瞬态效应一般在相对 ​​稳定的力量。 这些要求通过两次大规模的全国代表性的数据集，将纸，用于本：英国住户小组调查（BHPS； 泰勒，布赖斯，降压，&普伦蒂斯车道，2009年 ）和德国社会和经济事务委员会(SOEP, 瓦格纳，弗里克，与舒普,2007 ）。 该SOEP和BHPS已用于以往的研究和主观幸福感的收入. 本研究可归纳如下：（1）在所有研究中，有一种幸福感（的收入和积极的关系，例如, [德安布罗西奥和弗里克，2007] , [迪沃和菲弗，2009] ， ［费雷尔- I型Carbonell的,2005] ， [Headey等。，2008］ 和 ［莱亚德等。2009］ ）. （2）大多数研究分析了多波BHPS或从SOEP,但只有少数（例如， [迪特利亚等.,2004］ , [加德纳和奥斯瓦尔德，2007] 和 [Wunder的，2009] ） 明确检查的变化过程。 (3)稳定的个体差异，如果考虑所有，统计控制，但不是直接的解释（例如， 安德斯和Bröckel，2007 ）。 （4）没有研究这些明确稳定的和短暂的分离效果。本文为互联网收集,请勿用作商业用途文档为个人收集整理，来源于网络
6。 本研究
本研究的目的是集成在一个模型对收入与主观幸福感是稳定的影响,并评估这些影响每个相对贡献。 具体来说,我们试图回答下列研究问题：
1。 有多强收入与主观幸福感之间的关联在稳定水平的个体差异,或：更富裕的人一般更快乐吗？
2. 有多强收入与主观幸福感之间的关联上的瞬时波动水平,或：你的收入短期变化与主观幸福感的短期变化关系？
3。 什么是稳定和瞬态效应的相对贡献的总收入与主观幸福感的观察协方差？
我们的研究扩展了以往的工作方法在几个方面的理论和：首先,本文件是第一个来评估地表温度纵向数据模型的二元关系分析收入与主观幸福感的影响相对短暂的稳定和贡献。 第二,我们会同时考虑情感福祉（运单)和认知福祉（中央气象局）。 运单和中环湾仔绕道的幸福是不同的组成部分，变量不同，结果在他们的协会与其他预测( [迪纳等。，1999] 和 [Schimmack等。，2008］ ）。 最近的工作表明,中环湾仔绕道和协会之间的收入可能会强于收入和协会之间的运单（ [迪纳等。,2009] 和 [卡尼曼和Deaton，2010] )。 然而，主观幸福感优势的收入和以前的研究探讨认知福祉。 最后，我们将分析SOEP数据从两个大型面板研究，BHPS和。 这些小组的研究是国家的代表,这意味着，从个人的所有收入和福利水平也包括在内。 正如我们在上面讨论，这些研究已被用于研究收入和幸福感之间的关系，但他们没有影响研究方面的实力和短暂的相对稳定。个人收集整理,勿做商业用途文档为个人收集整理，来源于网络
7。 方法
7.1。 样品
我们分析研究样本从两个大的规模，全国代表性的面板. 在这两项研究，数据收集在年度基础上。 样本1来自BHPS（ 泰勒等。2009年 ），民政事务总署1991年开始研究. 对于运单，我们分析了16波（1991—2006年，样本1A）款。 生活满意度只有评估从10波6波(1996-2000年）和12波16波(2002-2007年），所以我们只用样品1b)向这些中央气象局（十波的分析。 所有波个人谁拥有了这些提供的资料对收入与主观幸福感，至少在一个都包括在内。 样本大小为 ñ = 1a的37041为样本（50.4％为女性，年龄在1991年: M = 32。3， 标准差 = 21.1;参与年: M = 6.0, 标准差 = 3.1)和 ñ = 31871女性为样本1b组(50.5％；年龄在1996年: M = 36.5， 标准差 = 20.8；参与年: M = 6。1， 标准差 = 2。9)。本文为互联网收集，请勿用作商业用途文档为个人收集整理，来源于网络
样本2来自SOEP（ 瓦格纳等。2007年 ）. 这个小组研究始于1984年。 学习的目的就是为了我们，我们分析）数据来自19个波（1990—2008。 我们不包括%的数据从第一次的六波 ​​的研究（1984-1989年），因为这些早期的协方差波覆盖率小于10。 协方差是需要足够的覆盖面来分析数据使用的全部信息的最大可能性。 最后的样本数为 ñ = 43565（50.8％为女性,年龄在1990年： M = 33。7， 标准差 = 19.0；参与年： M = 7。8， 标准差 = 5.8）。 提供的数据量分别参加报道中的每个波 表1 (样本1A）款， 表2 (样本1B）及 表3 (范例2）。文档为个人收集整理，来源于网络文档为个人收集整理，来源于网络
表1。 抽样调查结果为1a的描述。
波
总司令部 一 包裹
ñ b
情感福祉

每周的收入均等化英镑

登录收入

ř ç

M
政府统计处
M
政府统计处
M
政府统计处

1991年
一
8715
3。06
0。45
167。99
106。50
4.95
0。63
.13

乙
8715
3。14
0。41

。14

1992年
一
8266
3。04
0.46
179。61
116.77
5.01
0。65
.10

乙
8263
3.11
0.44

.11

1993年
一
7950
3.04
0。47
187.21
114.93
5。06
0。64
.10

乙
7961
3.12
0.44

.12

1994年
一
7952
3.04
0。46
193。03
123.77
5.08
0。64
。06

乙
7962
3。11
0.45

。09

1995年
一
7716
3.03
0。48
205.22
134.53
5.15
0。64
.07

乙
7710
3.10
0。46

.08

1996年
一
8039
3。03
0。47
215.89
138.54
5.20
0.63
.10

乙
8035
3.10
0。46

。11

1997年
一
9546
3.03
0.49
218。96
155.27
5.21
0。65
。08

乙
9550
3。09
0。47

。09

1998年
一
9398
3.04
0。48
231。47
201。41
5.25
0.64
.08

乙
9393
3.10
0。46

.09

1999年
一
12990
3。05
0。48
231。14
173。59
5.25
0。65
。10

乙
13005
3。10
0。46

.10

2000年
一
13128
3。02
0.48
242.42
152.21
5。33
0。62
。09

乙
13129
3。08
0。47

.11

2001年
一
15202
3.03
0。48
254。55
160.92
5。37
0.62
.09

乙
15195
3.08
0.47

.09

2002年
一
13090
3。04
0。48
270.13
175.09
5.43
0.63
.10

乙
13056
3.09
0。46

.10

2003年
一
12，980
3。05
0。47
280.91
186.93
5。47
0。62
.09

乙
12,950
2。90
0.46

。10

2004年
一
12409
3.05
0.48
293。74
190。77
5。52
0.62
。08

乙
12377
3。09
0.47

。08

2005年
一
12368
3。04
0。48
301。43
一百八十点○三
5。55
0.61
。09

乙
12,350
3.08
0.47

。09

2006年
一
11987
3.05
0。48
317。68
193.56
5。61
0。59
。09

乙
11976个
3.08
0.48

.10
一个 总司令部=一般健康问卷（ 戈德堡,1992 ）。 被推翻原来的编码，使更高的价值反映更高的情感福祉。
b 参加人数谁在这波数据提供两个变量.
ç 总司令部包裹和收入横断面之间的相关性。文档为个人收集整理，来源于网络本文为互联网收集，请勿用作商业用途

表2. 样本1b中描述的结果.
波
ñ 一
生活满意度

每周的收入均等化英镑

登录收入

ř b

M
政府统计处
M
政府统计处
M
政府统计处

1996年
8090
5.24
1.32
215。89
138。54
5。20
0.62
。07
1997年
9566
5。23
1。34
218.96
155。27
5.21
0.62
.07
1998年
9381
5.31
1.26
231。47
201。41
5。26
0。63
。07
1999年
13,025
5。21
1.35
231。14
173。59
5.26
0.65
.11
2000年
13,050
5.17
1.31
242。42
152.21
5.33
0。63
.09
2002年
13091
5。25
1.30
270.13
175。09
5.43
0。62
.07
2003年
13004
5。28
1.29
280.91
186。93
5。47
0。61
。06
2004年
12468
5.24
1.28
293。74
190.77
5.52
0。60
。07
2005年
12374
5.18
1.29
301。43
一百八十点○三
5。55
0。61
。08
一 波数谁参加这个变量的数据提供了两种。
b 生活满意度和收入的横截面之间的相关性。

表3。 样品2描述发现的.
波
ñ 一
生活满意度

月入扳平欧元

登录收入

ř b

M
政府统计处
M
政府统计处
M
政府统计处

1990年
13，440
7。05
1。88
904.69
602.19
6。64
0.51
.20
1991年
13038
6.95
1.90
969。20
497.04
6。74
0。48
.27
1992年
12852
6.91
1.82
1052。14
510。05
6.84
0.45
。26
1993年
12611
6。88
1。89
1134.64
559.40
6。92
0。45
。24
1994年
12851
6。86
1。85
1168.79
560.92
6.95
0。45
。22
1995年
13033
6.89
1.83
1213.22
630.51
7.00
0.43
.20
1996年
12838
6.90
1。78
1249.35
628.95
7。03
0。42
.20
1997年
12751
6.79
1.79
1267.64
602。21
7.04
0.41
。20
1998年
13843
6。95
1.78
1288.79
581。79
7。07
0.42
。21
1999年
13405
6。97
1.78
1335。50
617.37
7。11
0.42
。21
2000年
22772
7。09
1.78
1387.91
686.14
7。13
0.44
。21
2001年
21051
7。11
1。74
1424。73
695。52
7.16
0。43
.22
2002年
22577
7。05
1.74
1731。66
1386.29
7.32
0。54
。27
2003年
21273
6.96
1。78
1699.93
1282.29
7。29
0.53
.26
2004年
20797
6.80
1。83
1721。18
1408。20
7。30
0.53
.25
2005年
37,520
6.95
1.83
1708.23
1098。60
7。29
0.53
.29
2006年
20859
6。91
1.80
1709。67
1109。33
7.30
0.53
。28
2007年
19764
6.95
1。78
1745。12
1148。75
7.33
0.52
。28
2008年
18，530
6。98
1.75
1789.86
1334。04
7。35
0。52
。25
一 波数谁参加这个变量的数据提供了两种。
b 和记录收入横断面生活满意度之间的相关性。

7。2。 措施
7。2.1。 情感福祉
运单只评估了BHPS通过问卷调查方式的一般健康的12项版本（总司令部12； 戈德堡，1992年 ）。 在总司令部经常被用来作为衡量运单（如 卢卡斯，2007 ）. 人被要求对他们是否最近经历1（1天到日常活动范围）上的四点规模从具体症状（例如，享受，感受不快乐 所以比平常多 )到4（ 远低于通常的 ）。 这是后来改变原来的编码，这样高的分数反映提单更高的水平。 对于结构方程分析,12条，随机分配到两个项目的包裹。 该项目地块平均分数计算的六个项目分别得分。 这些指标的平均估计的可靠性为0.87（范围：。79 -。 92;见 表4 )。个人收集整理，勿做商业用途个人收集整理,勿做商业用途
表4。 平均方差分量。
方差分量
主观幸福

收入

1a的样本
第1B样本
范例2
1a的样本
第1B样本
范例2
稳定方差％
33。55
46.​​95
40。80
43。91
46.​​68
57.03
指标的特定变异％
1。93

一阶自回归方差％
3。08
1。72
3.28
8。20
5。72
9.60
二阶自回归方差%
0。47
0。42
0.87
1。01
0。86
1.18
交叉滞后方差％
0.03
0.03
0。17
0.01
0。01
0。02
一次特定的变异％
47。77
50.54
53。69
44.64
45.35
28。74
残差方差％
12。67

注释 。 抽样样本1a和1b中的BHPS取自,样品2取自SOEP. 主观福祉为2评定为情感福祉样品1A和良好的认知和福利在样品1B款. 收入数转换和分析前扳平。

7.2.2。 认知福祉
全球性生活满意度被用作中环湾仔绕道措施。 在BHPS，生活满意度进行了评估与单个项目（“如何生活满意不满意或你与你的整体？”）. 收视率就7点一从规模不等（ 并非所有满足于 （）到7 完全满意 ）。 一个4分中性示满意( 不满意/不满意 ）. 在SOEP,生活满意度也评估与单个项目（“生活的满意程度如何，你与你的，所有的事情考虑？”）. 收视率就11分（比例范围从0 完全不满意 ）到10（ 非常满意 ）。 在这两个BHPS和SOEP，更高的分数反映了较高的中环湾仔绕道。
这是无法估计这些模型的单项指标，在我们的可靠性。 在一个以前的研究中，SOEP可靠性的生活满意度,估计在纵向结构方程模型（ Schimmack等.，2010 )。 作者报告，平均可靠性度量系数是0.63,可以项目，认为是足够的一个。 因为生命BHPS满意地，没有相关的估计.本文为互联网收集，请勿用作商业用途文档为个人收集整理，来源于网络
7.2.3。 收入
家庭净收入为派生变量,包括地方税全部收入来源(例如,劳动收入，投资收益，养老金）减。 在BHPS,收入是衡量英国磅每星期. 在SOEP，月收入为衡量每欧元。 为了说明一个事实，即更大的家庭有较高的经常开支（例如，多食，多租金），我们分成大小收入家庭的平方根。 这个过程称为均衡，通常是在经济上进行研究,得到更充分的个别家庭成员每小节的可用资金数额（例如, 德安布罗西奥和弗里克,2007 ）。 1 此外,收入数转化为事实上，该帐户的收入和幸福感之间的相关性较强，通常在较低的收入范围和收入较高的收入较弱的范围（例如， 克拉克，弗里吉特斯，与盾牌，2008年 )。 在初步分析中，我们比较了这种非线性模型,线性模型，其中收入没有改变。 对于所有样品，收入模式适合日志收入显着好于线性的。 2本文为互联网收集，请勿用作商业用途个人收集整理，勿做商业用途
7。3。 数据分析
这些数据进行了分析与二元潜伏状态，特质（乐善堂）模型。 在原来的地表温度模型，观察到的方差分解为一个稳定的组件（性状）， 三 一可变部分（州），测量误差（ ［Steyer等。，1992] 和 ［Steyer等.1999］ ）。 潜在特质状态之际（祖）模型( 科尔等人。，2005年 ）是一个效果延长原有地表温度模型，其中包括自回归。 在此模型中，观察到的变量 Ÿ 它 （例如,中央气象局观察,观察收入）指标 我 在一次 吨 是要素分解成一个稳定的 笔， 一场合的特定因素 Ø 吨 ，测量误差Ε 它 （参见 图1. ）。 稳定的因素, T 代表稳定的个体差异。 这个场合的特定因素 Ø 吨 包括所有影响是由于既不稳定的因素，也没有测量误差。 这个场合的特定因素 Ø 吨 的 吨 〉 1是进一步分解为一自回归组件 Ø （ 吨 —1） 和“纯粹”的场合，特定的组件 ř 吨 。 效果强度的自回归是代表在路径系数 β 吨 （ 吨 —1） 。 “纯”的场合，特定的组件 ř 吨 的场合表示，具体影响是可预见的测量既不稳定的因素，也由以前的场合.个人收集整理，勿做商业用途文档为个人收集整理，来源于网络

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图。 1。 
潜伏状态，特质模型。两个指标，第一和第二阶自回归单因素影响 Ÿ 它 表现的指标表示 我 在时间 吨 , T 表示稳定的因素， 我 指的指标，具体的因素,是包括改善模型的拟合; Ø 吨 表示的场合，特定因素; ř 吨 是指“纯”的场合，特定的残余因素， é 它 表示的测量误差。

我们在两方面延伸曹模型。 首先，我们增加了2阶自回归的影响 Ø （ 吨 —2） 。 第二，我们增加了一个指标的具体因素 我 (虚线在线路 图1. ) 说解释的变异因素的共同指标之一（在这里：包裹一两个项目）。 这一指标的具体差异不能被解释为稳定因素,这是唯一的指标。 这些修改概念有道理的,但也增加了模型的复杂性. 为了避免过拟合，因此，我们初步分析测试这些修改研究. 对于这两种修改，扩展模型显示复杂的模型明显优于模型拟合比少.文档为个人收集整理，来源于网络文档为个人收集整理,来源于网络
7.3.1。 曹模型单因素单一指标
在我们的研究中，曹模型可以用来模拟运单，因为这个变量的变化是评估指标多. 然而，对于和中环湾仔绕道）收入其他变数的兴趣在我们的研究（即,只有单一指标都已经具备。 因此,有必要修改曹模型（ 图2。 ). 四 在此模型中，特定因素的路径系数是固定的场合,观察指标为1的残差的是固定为零,因此不会显示在的数字。 因此，观察到的变量 Ÿ 吨 的场合 吨 被分解成一个稳定因素， T 和场合特定的因素 Ø 吨 . 请注意，相对于多重指标曹模型，因素解释的场合特定 Ø 吨 已经改变：它现在是一个因素，同时包含残余之际所产生的影响和测量误差。 这个场合的特定因素 Ø 吨 的 吨 > 1是进一步分解为一自回归组件 Ø （ 吨 —1) 和“纯粹"的场合，特定的组件 ř 吨 . 效果强度的自回归是代表在路径系数 β 吨 （ 吨 -1） 。 同样的多项指标曹模型之际特定残余成分 ř 吨 的场合表示，具体影响是可预见的测量既不稳定的因素，也由以前的场合。 不过,现在是错误混淆了测量。 同样，二阶自回归效应又增加了这种模式。个人收集整理,勿做商业用途本文为互联网收集，请勿用作商业用途

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图。 2。 
潜伏状态,特质模型。单一指标为自回归效应与第一和第二顺序单因素 Ÿ 吨 是指在单一时间指标表现 吨 ; T 表示稳定的因素; Ø 吨 表示残余因素及测量系统的场合包括特定变异误差；和 ř 吨 表示残余方差.

7。3.2. 曹二元模型
在接下来的步骤，这两个单变量模型和收入幸福感被纳入一个双变量模型( 图.3 ）。 在这种模式下，收入与主观幸福感之间的关系在各个层次为蓝本。 首先,稳定的因素是相关的，给我们一个幸福感估计收入和稳定的成分之间的相关性潜。 第二，当时 ​​的具体因素是相关的每个测量场合。 这些主观幸福感之间的相关系数代表的短期波动长期和短期收益波动的关系，变控制自回归对每一个稳定和。 呈正相关收入将表明，在短暂的幸福感相关的变化是短暂的变化。 当然，我们不能让这个影响任何推论方向有关因果关系。 最后，我们包括跨际滞后效应在模型中，即收入，其效果 吨 — 1对主观幸福感的场合 吨 ,与主观幸福感的影响之际在 吨 - 1日之际对收入 吨 . 在初步分析,滞后效应的模型与交叉方面均优于模型在适合所有三个样本,滞后效应模型中的无交叉。本文为互联网收集，请勿用作商业用途本文为互联网收集，请勿用作商业用途

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图。 3。 
潜伏状态，特质模型。单一指标的滞后效应和一阶自回归效应和跨二元 工务局 吨 表示的指标体现在单个时间的幸福 吨 ; T 工务局 表示主观幸福感的稳定因素； Ø 重量 是指主观幸福感的残余因素这包括制度的场合特定的变异和测量误差；和 ř 重量 表示的幸福时刻残差方差 吨 . 同样, 在 吨 表示的指标体现在单个时间收入 吨 ; T 中 表示，收入稳定的因素； Ø 它 是指测量误差因素的剩余收入，包括制度的场合特定的方差和，以及 ř 它 指的残余收入方差在时间 吨 。 为了简化图，二阶自回归效果不显示.

7。3.3. 方差和协方差分解
在地表温度模型，观察一个变量的总方差在一特定的测量场合可以分解成不同的方差分量，也就是说，进入变异影响占了稳定,变异占了从前的测量场合（自回归的影响）等等等。 它是那么可以计算的总成分的比例是这些变异占供每个（对公式,见 [开斋节,2008］ 和 ［Steyer等。1999] ）。 它也可以分解方式，即特定的测量场合总协在观察中的一个类似的协方差，进入元件的比例占了稳定，协方差的比例占了当时的特定组件和协方差的比例占了自回归和交叉滞后效应。 协方差分解推导了 附录A .总之，这些系数表明与主观幸福感之间的关系,收入相对强度上是稳定的决定因素。 由于观测到的方差和协方差成分有所不同测量场合,方差和协方差计算分