Ричард Лэйард - Счастье: уроки новой науки

Это искажение в пользу трат, а не создания сбережений, является основным (см.: Layard, 2005). Аргумент предполагает, что существуют корректирующие налоги.

OECD Employment Outlook, 2003, p. 322. Австралийцы работают несколько дольше.

См.: http://cep.lse.ac.uk/layard/annex.pdf, annex 4.2.

См.: Freeman and Schettkat, 2001.

См.: http://cep.lse.ac.uk/layard/annex.pdf, annex 4.2.

По американской покупательной способности (см.: World Bank, World Development Report, 2000–2001, foreword; Всемирный банк, Доклад о мировом развитии 2000/2001, 2001, предисловие).

См.: Economist, April 24, 2004, p. 30.

Это так, если считать средний доход в стране постоянным. См. также: Helliwell, 2003a, но его результаты относятся к ранжированию по доходам и оставляют открытым вопрос, что важнее – доход или разряд по доходам. В данной книге мы исходим из того, что счастье поддается измерению и сравнению. Относительно концепции измеримости см.: http://cep.lse.ac.uk/layard/annex.pdf, annex 4.3.

Если бы значение имел только разряд по доходам, тогда разброс дохода не оказывал бы действия на среднее счастье, поскольку средний разряд был бы фиксированным. Но пока еще нет очевидных свидетельств важности разряда в сравнении с относительным доходом.

Эксперты по здравоохранению также используют оба подхода. Например, высказывается мнение, что относительный доход влияет на здоровье и что неравенство оказывает более широкое «средовое» воздействие на общество (см.: Wilkinson, 1996). Наоборот, другие исследователи (Deaton, 2003) ставят эти выводы под сомнение и утверждают, что социальная составляющая здоровья может объясняться различием в абсолютных уровнях дохода. Факты, приведенные ниже на с. 210, свидетельствуют, что задействовано нечто большее, чем абсолютный доход, как утверждается в: Marmot, 2004.

См.: Graham and Pettinato, 2002; Clark, 2003b; Senik, 2003; см. также: Alesina et al., 2001, 2003.

См.: Helliwell, 2003a.

Из «Эмпедокла на Этне».

См.: Floud, 1998. Два дюйма соответствуют одному стандартному отклонению роста мужчины. Соответствующий анализ коэффициента интеллекта см. в работах психолога Джеймса Р. Флинна.

В каждом генном локусе у меня две «аллели». Одна аллель – от отца, другая – от матери. По той же самой причине у моего отца тоже две аллели в этом локусе. Но я получаю только одну из двух аллелей отца, отобранную случайно. Таким образом, вероятность того, что я унаследую от отца именно эту аллель, – 50/50. То же самое с материнскими аллелями. Тот же набор вероятностей применим к моему ребенку. То есть в 50 % случаев я буду иметь ту же самую аллель, что и мой ребенок. И поэтому обычные дети «имеют примерно половину одинаковых генов». Но идентичные близнецы являются однояйцевыми, и у них все гены общие. (Этот анализ применим к тем генам, которые у людей различаются, – к так называемым полиморфным генам. Эти гены включают около четверти всех генов, остальные три четверти одинаковы для всего человечества.)

См.: Lykken, 1999, p. 56. В этом исследовании для оценки благополучия используется «Многофакторный личностный опросник» Теллегена. Коэффициент корреляции между уровнем счастья рожденного первым и рожденного вторым близнеца составляет 0,44 для идентичных близнецов и 0,08 для неидентичных.

См.: Lykken, 1999, p. 56. То же самое относится к неидентичным близнецам, воспитывавшимся отдельно, в сравнении с теми близнецами, которые воспитывались вместе. См. также: Plomin et al., 2001, p. 236.

Предположим, H = G + E + I (G, E) + e, где H – измеренный уровень счастья; G – гены; E – опыт; I – эффект взаимодействия (G x E); e – погрешность измерения. Тогда Var (H)–Var (E)–Var (e) = Var (G) + Var (I) + 2 Cov (G, E) + 2 Cov (G, I) + 2 Cov (E, I). При оценке «наследственности» обычно учитывается эффект генов всей правой стороны уравнения (см.: Rutter, 2001; Plomin et al., 2001). Дальнейшие подробности измерения наследственности см.: http://cep.lse.ac.uk/layard/annex.pdf, annex 5.1.

Здесь нужно отдать должное Джудит Рич Харрис, настоявшей на том, чтобы данные вопросы принимались всерьез (см.: Harris, 1998; Pinker, 2002). Но ее вывод о том, что воспитание оказывает незначительное действие, противоречит большому числу недавно полученных фактов – см. с. 88–91 ниже.

См.: Tienari et al., 1994, p. 23. Результаты из финского исследования усыновления.

Bohman, 1995, table 1. Результаты из Стокгольмского исследования усыновления.

См.: Cadoret et al., 1995, table 4. Это американское исследование, основанное на данных четырех агентств по усыновлению.

Это особенно хорошо задокументировано для коэффициента интеллекта, где корреляция между парами приемных детей составляет примерно 0,25 в детстве, но затем в зрелом возрасте падает почти до нуля (см.: Plomin et al., 2001, p. 177).

См.: Caspi et al., 2004.

См.: Caspi et al., 2003, рис. 2. Это ген 5-HTT. Похожий результат для склонности к насилию во взрослом возрасте, которое зависит и от плохого обращения в детстве, и от гена, кодирующего моноаминоксидазу A (MAOA), преобразующий в обмене веществ различные нейротрансмитеры, см. в: Caspi et al., 2002, fig. 2.

Чтобы проверить полный набор генов, по-прежнему необходимо пользоваться исследованиями близнецов. Исследователи на примере семилетних британских близнецов показали, как физическое насилие влияет на их поведение с учетом наследственности (см.: Jaffee et al., 2004). Что касается влияния плохого обращения с детьми на мозговое развитие, см.: Teicher, 2002.

См.: Anisman et al., 1998. Они также становятся лучшими матерями.

См.: Suomi, 1997.

См.: Collins et al., 2000, p. 225–226.

Исключение составляют исследования О'Коннора и соавт. (O'Connor et al., 2000), которые использовали проект по усыновлению штата Колорадо, чтобы показать, как развод родителей влияет на поведение двенадцатилетних детей.

См.: Furstenberg and Kiernan, 2001, table 1. То же самое относится к влиянию на уход из школы и подростковую беременность, см.: McLanahan and Sandefur, 1994, p. 70. Сведения по выполнению родительских обязанностей и по депрессии можно найти в: Cherlin et al., 1998, Glenn and Kramer, 1985, а также в исследовании различий между братьями и сестрами: Ermisch and Francesconi, 2001.

См.: Amato et al., 1995. Они интервьюировали родителей в течение 12 лет, а в последний год опрашивали их детей в возрасте от 19 лет.

Не учиться и не работать. Во всех случаях учитывалось образование матери и отца, расовое происхождение, количество детей в семье и место жительства. См.: McLanahan and Sandefur, 1994. В приложении В они утверждают, что измеренные последствия того, что кто-то растет в неполной семье, не зависят от каких-то особенностей родителей, которые могли ускорить распад семьи. Дальнейшее доказательство независимого действия потери одного из родителей – то, как сильно отражается на ребенке смерть одного из родителей. Касательно влияния неполных семей на уровень преступности см.: Sigle-Rushton and McLanahan, 2002; а также: Lykken, 2001.