英語論文の和訳：隣人の収入上昇の影響は、自分の収入の同程度の下落に相当する　　/ Luttmer

人の幸福は、隣人の収入が上がると落ち込み、下がると増すことが発見されている。

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ネガティブとしての隣人：相対的な収益と幸福*
 ERZO F. P. LUTTMER

 この論文は、周りの他の人がより多く稼ぐときに、個人が気分が悪くなるかどうかを調査します。 言い換えれば、人々は相対的な位置を気にし、「ジョーンズに遅れをとる」ことは幸福を損なうのでしょうか？ この質問に答えるために、私は幸福のさまざまな指標を含む個人レベルのデータを地域の平均収益に関する情報と照合します。 個人の収入を管理することで、隣人の収入が増えると、自己申告による幸福のレベルが低くなることがわかりました。 データのパネルの性質と幸福と行動の豊富な測定値は、この関連性が選択や人々が幸福を定義する方法の変化によって推進されていないことを示しています。 隣人の収入の増加が自分の幸福に及ぼす悪影響は、対人関係の好み、つまり絶対消費に加えて相対消費に依存する効用関数を持っている人々によって引き起こされる可能性が最も高いという示唆的な証拠があります。
 I.はじめに
 古典派経済学者は、個人が少なくとも部分的に相対的な位置についての懸念によって動機付けられていることを理解していました。 たとえば、アダム・スミス[1759]は、次のように書いています。 私たちが苦しんでいるものの半分を私たちのために考えています。 いや、私たちが富を追求し、貧困を回避するのは、主に人類の感情に関するこの点からです。」 アーサー・ピグー[1920]は、ジョン・スチュアート・ミルの「男性は金持ちになることを望んでいないが、他の男性よりも金持ちであることを望んでいる」という観察を承認的に引用しています。  1もちろん、人々が自分自身を周囲の他の人と比較するという信念は、はるかに遡ります。 結局のところ、10の命令のフレーマーは、人間が隣人の所有物を欲しがるのを禁止する必要があると明らかに判断しました。 しかし、すべての人間がこの戒めと起こりうる影響を順守しているように見えるわけではありません。
 * Iris Bohnet、Suzanne Cooper、David Cutler、Angus Deaton、Thomas DeLeire、Joseph Doyle、Susan Dynarski、David Ellwood、Amy Finkelstein、Roland Fryer、Edward Glaeser、Caroline Hoxby、Brian Jacob、Christopher Jencks、 マシュー・カーン、ローレンス・カッツ、エリザベス・キーティング、アシム・クワジャ、ブライアン・ナイト、ジェフリー・リーブマン、ヘレン・レヴィ、エレン・メアラ、ベンジャミン・オルケン、マーティン・サンドブ、ジェシー・シャピロ、サイベレ・レイバー、マーク・ローゼンツヴァイク、バスター・ウィール、リチャード・ゼックハウザー、 カーネギーメロン大学、コロンビア大学、NBER労働研究サマーインスティテュート、プリンストン大学、ウォートンスクール、メリーランド大学の3人の匿名のレフリーとセミナー参加者が、有益な議論と有益なコメントを寄せてくれました。 すべてのエラーは私自身のものです。
 1.これは、Graham and Pettinato [2002]で引用されています。
 ©2005ハーバード大学とマサチューセッツ工科大学の学長とフェローによる。
 経済学の季刊誌、2005年8月
 963

 964年四半期経済学ジャーナル
 消費と貯蓄行動に関する社会的比較の分析は、ヴェブレン[1899]とデューセンベリー[1949]の古典的な作品で分析されています。
 現代の経済学者は、個人が相対的な位置を気にする可能性があることを認識していますが、受け入れられている主流モデルは、個人が自分と相対的な消費の組み合わせU（C、C）からではなく、自分の消費U（C）から効用を引き出すと述べています。  /C）。ここで、Cは、関連する他の消費の測定値を示します。2多くのアプリケーションでは、ユーティリティに相対的なコンポーネントがあるかどうかは関係ありません。  Cが固定または指定されている場合は常に、U（C）とU（C、C /C）は同型です。 確かに、個人の行動がCに影響を与えることができない限り、U（C）とU（C、C / C）は、効用関数に追加の構造を配置しない限り、個人の行動によって区別することはできません。 ほとんどのエコノミストが効用の絶対的な定式化に依存する傾向があることはおそらく驚くべきことではありません：U（C）。
 多くの場合、個人は与えられたとおりにCをとることがありますが、ポリシーの決定はしばしばCに影響を与えます。 したがって、Boskin and Sheshinski [1978]、Layard [1980]、Oswald [1983]、Ng [1987]、Seidman [1987]によって分析されたように、効用の絶対的定式化と相対的定式化の区別は、税金と支出の政策に重要な意味を持っています。  ]、Ireland [1998]、Ljungqvist and Uhlig [2000]、およびAbel [2005]。 特に、効用が相対的な消費に依存している場合、ある人の消費の増加は、他の人の相対的な消費を低下させるため、他の人に対して負の外部性を持ちます。 この場合、消費を思いとどまらせる税金は、他者に対する消費の負の外部性を内面化するのにも役立つため、以前考えられていたほど歪曲的ではありません。 効用の相対的定式化と絶対的定式化の違いは、住宅の福祉への影響にも関係しています。
 2. Becker [1974]は、社会的配慮を効用関数に組み込むためのより一般的なフレームワークを紹介しています。  Samuelson [2004]とRayoand Becker [2004]は、相対的な消費効果の進化的説明を提供しています。  Postlewaite [1998]は、相対位置をモデル化することの長所と短所を、将来の消費量を増やすための手段としてではなく、効用関数の引数として説明しています。
 3.相対的な懸念が、他の商品（レジャーや将来の消費など）よりも一部の商品（現在の消費や贅沢な消費アイテムなど）にとってより重要であることを指定する構造は、行動に影響を及ぼします。 たとえば、Pollak [1976]またはFrank [1985,1999]を参照してください。  Dupor and Liu [2003]が明らかにしているように、他者の消費が自分の効用のレベルではなく自分の限界効用に影響を与える場合、他者の消費は資産価格設定、リスクテイク、貯蓄、求職の強度、労働努力、経済成長に影響を与える可能性があります 、および所得の不平等。 たとえば、Abel [1990]、Robson [1992]、Gal'ı[1994]、Carroll、Overland、およびWeil [1997]、Campbell and Cochrane [1999]、Stutzer and Lalive [2004]、およびBecker、Murphy、  and Werning [2005]。

 ネガティブとしてのネイバーズ965
 収入で分類し、貧困ラインを絶対的（固定消費バスケット）にするか相対的（平均または中央値の収入の一部）にするかについての議論に。
 この論文は、効用が相対的な位置に部分的に依存していることを示唆する証拠を提供します。 私は、個人の自己申告による幸福、その他の幸福度、および1987年から1988年および1992年から1994年の全国家族および世帯調査（NSFH）の波からのその他の特性に関するパネルデータを使用します。 私はこれらのデータを地域の収益に関する情報と照合します。地域はいわゆる公共利用マイクロデータエリア（「PUMA」）であり、平均して約15万人の住民がいます。 各PUMAの平均年間収益は、現在の人口調査からの業界、職業、および年ごとの全国収益を、1990年国勢調査からのそのPUMAの業界および職業構成に適用することによって推定されます。  PUMAレベルの収入が高いほど幸福度が低くなり、収入を含む多くの個人特性を制御していることがわかります4。これは仕様の変更に対して堅牢であり、統計的に非常に有意です。 隣人の収入の増加と同様の大きさの自己収入の減少はそれぞれ、ほぼ同じ桁の幸福の減少につながります。
 この論文は、相対的な位置と幸福との関係を経験的に調べた以前の論文に基づいています。5一連の論文で、Easterlin [1974、1995、2001]は、収入と自己申告による幸福は、 国ですが、国が豊かになるにつれて、国の平均的な幸福は時間とともに上昇しないようです。 イースターリンはこれらの発見を絶対収入ではなく相対収入が幸福にとって重要であるという証拠として解釈しますが、他の研究は幸福が純粋に相対的な概念ではないことを発見しました[Veenhoven 1991;  Diener etal。  1993]。 ヨーロッパのミクロデータを使用して、Van de Stadt、Kapteyn、およびVan de Geer [1985]、Clark and Oswald [1996]、Senik [2004]、およびFerrer-i-Carbonell [2005]は、幸福が部分的に親族によって推進されていることを発見しました。 参照グループが人口統計によって定義される位置
 4.概念レベルでは、相対的な収入や収入ではなく相対的な消費が幸福に影響を与えますが、データが利用できるため、経験的セクションでは、収入と収入の測定値を消費のプロキシとして使用します。
 5. Frey and Stutzer [2002]は、この文献の優れたレビューを提供しています。  Layard [2003]はまた、幸福に関する彼の魅力的なライオネルロビンズ記念講演の一部として、この文献の多くについて論じています。

 966年四半期経済学ジャーナル
 特性6。米国のデータを使用して、McBride [2001]とBlanch-flowerand Oswald [2004]はどちらも、相対的な収入が主観的な幸福に影響を与えるという興味深い証拠を見つけましたが、調査結果の統計的信頼性については注意を払っています。
 この論文は、3つの方法でこの文献に貢献しています。 第一に、豊かな地域に住むことは、たとえそれが人の本当のまたは経験豊富な幸福に影響を与えなくても、人の幸福の定義に影響を与えるかもしれないという懸念を真剣に受け止めます。 私は、この懸念を調査し、この懸念が結果を推進している可能性は低いと結論付けるために、隣人の収入に応じて定義が変わる可能性が低い他の結果指標を使用します。
 第二に、この論文は、個人または地域の特性が省略されているために、幸福と隣人の収入との間の逆の関係が偽物である可能性があるかどうかを調べます。  NSFHデータのパネルの性質により、個々の固定効果を使用して仕様を実行でき、その詳細な地理情報により、地域の住宅価格と州の固定効果を含めることができ、地域の収益の予測指標を使用して除外することができます。 同時に幸福に影響を与える可能性のある観察されていない地元の要因によって引き起こされる多くの地元の収益ショック。 結果はこれらの仕様の下で維持され、変数バイアスが省略されていることが原因であるという懸念が軽減されます。
 第三に、この論文は、隣人の収入と幸福の間の負の関係を仲介するメカニズムに関する示唆的な証拠を提供します。 結果は、近所の人ともっと付き合う人にとってはより強いが、近所の外の友達ともっと付き合う人にとってはそうではないという証拠を見つけました。 論文の調査結果は、対人関係の好みが
 6.さらに、クラーク[2003]は、相対的な位置に関する懸念によって説明されるかもしれない幸福に対する地元の失業の影響を発見しました。
 7.総合的社会調査からの324人のサンプルを使用して、McBride [2001]は、自己申告による幸福は、自分の年齢コホートの平均収入に負に依存することを発見しました。 彼の2つの仕様の1つでは5％レベルであり、もう1つでは重要ではありません。  Blanchflower and Oswald [2004]は、自己所得を管理することで、自己申告による幸福に対する1人当たりの州所得の悪影響はかなり大きいが統計的には重要ではないことを発見し、個人が相対的な位置を気にかけていることを示唆する証拠を提供します。 彼らはまた、一人当たりの世帯収入/一人当たりの州の収入として入力された場合、相対的な収入が大幅に入力されることを発見しました。 ただし、この回帰は1人あたりの世帯収入のレベルではなく、1人あたりの世帯収入のログを制御するため、相対所得期間は、州の収入の変動ではなく、自分の世帯収入の代替関数形式を提供するため、重要になる可能性があります。 一人あたり。  Tomes [1986]は、カナダのデータを使用して、自己申告による幸福を自分の収入と地域社会の収入に関連付けています。 彼は、彼の結果は「不平等回避または相対的な経済的地位の観点からの単純な特徴づけに反する」と結論付けています。

 ネガティブとしての隣人967は、相対的な収入の懸念を取り入れて、ネガティブな連想を推進します-
 隣人の収入と自分の幸福の間の関係。
 II。 経験的戦略
 行動に関するデータは、人々の幸福が周囲の他の人々の収入によって影響を受けているかどうかを明らかにすることができますか？ 隣人の収入が商品のサブセットの個人の限界効用に影響を与えると仮定しない限り、影響を受ける唯一の行動は、どこに位置するかについての決定に暗示される準拠集団の個人の選択です。 次に、裕福な地域の住宅所有者は比較的貧しいことを補償する必要があるため、高所得地域の住宅は低所得地域の同様の住宅よりも比較的安価な住宅価格で資本化されます9。もちろん、この予測は次の場合にのみ当てはまります。 個人は、（i）自分の効用が相対的な位置に依存することを認識し、（ii）移動に関連する準拠集団の変化の効用効果を正しく予測します。  Loewenstein、O’Donoghue、およびRabin [2003]は、個人の将来の効用の予測における体系的なバイアスを示す多くの実験について説明しています。 内因性準拠集団に関して、彼らは次のように述べています。
 転職や新しい近所の家の購入など、比較グループを変更する決定を下すと、予測バイアスは、比較グループの変更の影響を過小評価するため、スミスの主張と一致して過大評価することを予測します。 そのような変化に伴う長期的な満足感を味わってください。 その結果、人々は、現在の準拠集団と比較してステータスの感覚を与える準拠集団を変更する決定を下す傾向があるかもしれません。 裕福な近所の小さな家をアパートの建物に一定のステータス値があるという理由で購入した場合、彼女の参照フレームがすぐに新しい隣人よりも大きな家や大きな車になる可能性があることを十分に理解していない可能性があります。 持ってる。
 これらの考慮事項により、モビリティの決定や住宅価格情報からの相対的な収入の懸念を確実に特定することは非常に困難です。
 8.質問票調査からの準拠集団の選択に関する証拠については、Falk and Knell [2004]を参照してください。
 9.この予測は、フランクの[1984]モデルから導き出されたもので、彼は相対的な所得の懸念が賃金分布に与える影響を分析しています。 彼は、参照グループが同僚で構成されていると想定し、高給の労働者に囲まれた労働者は補償を受ける必要があるため、高給の労働者がいる会社の労働者は低生産性の会社の同様の労働者よりも多く支払われる必要があると推測します。 比較的低所得者であることのユーティリティ損失。

 968年四半期経済学ジャーナル
 したがって、相対的な収入の懸念の特定は、おそらく、それに答えるためにユーティリティの代理人に頼る必要がある限られた一連の研究質問に分類されます（Di Tella、MacCulloch、およびOswald [2001]、Gruber and Mullainathan [2002を参照）  ]、またはFrey、Luechinger、およびStutzer [2004]、そのような質問の他の例について）。  Ravallion and Lokshin [2001]）、Frey and Stutzer [2002]は、幸福の尺度として自己申告による幸福の妥当性と信頼性を確認する十分な心理的証拠を引用し、次のように結論付けています。 幸福または報告された主観的な幸福は、個々の有用性に対する満足のいく経験的近似です。」
 幸福が相対的な収入の懸念に部分的に依存しているかどうかを判断するために、次の形式の方程式を推定することができます。
 1幸福自分の収入、平均的な収入の局所性、コントロール。
 経験的戦略の議論をより具体的にするために、従属変数として自己申告の幸福（1〜7スケール）を使用した非常に基本的な線形OLS回帰は、ログ自身の世帯収入に対して0.20（se of 0.014）の係数を生成します。 自分の地域（PUMA）の平均対数世帯収入の係数0.17（se of 0.04）12。この回帰は、以下の結果のセクションで詳細に示されている、より複雑な回帰の一般的な結果をプレビューします。 地方の平均所得に対する負の係数（および自分の所得に対する正の係数）のこの発見は、効用が少なくとも部分的に相対所得によって決定されるという証拠として解釈できますか？ 理想的には、
 10. Zeckhauser [1991]、Solnick and Hemenway [1998]、およびJohansson-Stenman、Carlsson、およびDaruvala [2002]は、絶対所得と相対所得のレベルが異なる仮想シナリオを選択するよう被験者に求めることにより、位置的懸念の証拠を見つけます。  。  Van Praagとさまざまな共著者は、60年代後半から、経済学における主観的な幸福の質問の使用を開拓しました。 この作業の多くは、Van Praag and Ferrer-i-Carbonell [2004]でうまくレビューされています。
 11.この方程式では、地方の平均所得に対する自分の所得の比率ではなく、地方の平均所得を個別に入力します。 これを行うのは、実際には、単一のメジャーではなく、自分の収入のためのプロキシが多数あるためです。
 12.簡単にするために、この例示的な回帰には他のコントロールは含まれていません。 これは、バランスの取れたパネルからのすべてのNSFHの主要な回答者で構成され、自己収入が不足していない（N16280）サンプルを使用したプールされた断面回帰です。  PUMAの平均ログ世帯収入は、1990年国勢調査の公共利用マイクロサンプルから計算され、1989年の収入を参照しています。標準エラーは、PUMAレベルでのクラスタリング用に調整されています。

 ネガティブとしてのネイバーズ969
 効用、そして隣人の収入のすべての変動は、ある地域で過大評価されている産業への国内需要ショックなどの外因性ショックによるものです。 そのような理想的な実験がないので、地域の平均所得の係数の因果的解釈に対する3つの最も深刻な脅威について以下で説明し、それらをテストする方法を検討します。
 最初の別の話は、幸福の定義が変わるということです。人々は、絶対的な言葉ではなく、相対的な言葉で幸福についての質問に答えます[Tversky and Griffin 1991;  Frederick and Loewenstein 1999] .13この場合、自己申告による幸福は、絶対的な経験のある幸福ではなく、相対的な経験のある幸福の代用となるでしょう。 たとえば、各個人の経験した幸福Uiが彼女の収入Yiと等しく、個人が幸せかどうかを尋ねられたとします。 個人は今、経験豊富な幸福をこの質問への答えに変換するという課題に直面しています。  Uiが一定の（ただし、場合によっては個人固有の）カットオフ値を超えるたびに満足していると人々が答えた場合、彼らは絶対的な言葉で質問に答えます。 この場合、同じ要因で全員の収入が増えると、幸せだと答える人の割合が増えます。 ただし、UiがUiの人口分布の関数であるカットオフ値（平均または中央値Uiなど）を超えると、人々が幸せだと答えた場合、彼らは相対的な観点から質問に答えています。 この場合、すべての個人の経験豊富な効用は高くても、同じ要因によるすべての人の収入の増加は、幸せであると答える個人の割合に影響を与えない可能性があります14。 さまざまなトピックに関する夫婦間の意見の不一致の頻度などの定義。
 2番目の代替ストーリーは、結果は、平均的な地域の収入と自己申告による幸福の両方と相関する、観察されていない地域の特性によって駆動されるというものです。 このタイプの省略された可変バイアスのほとんどは、反対方向に進むと予想されるかもしれません。 たとえば、高所得地域では犯罪が少なく、地元の学校が改善され、その他の設備が整っていることが期待されます。
 13.キング他。  [2004]ビネットを使用して主観的な質問の規模を固定し、それによって回答を人々間で比較できるようにする方法を説明します。 ただし、そのようなビネットはNSFHでは使用されていません。
 14.これは、所得が増加しても、自己申告による幸福または生活満足度のレベルが長期にわたって著しく一定であるという多くの研究の結果の潜在的な説明でもあります。

 970年四半期経済学ジャーナル
 幸せを上げる。 結果を駆動するローカルで省略された変数に関する懸念は、3つの方法で対処されます。 第一に、州の固定効果を含めた後も結果が維持される場合、気候、州の政策、地域のショックなど、そのレベルで機能する観測不可能なものによって結果を推進することはできません。 第二に、実際の地方所得を使用する代わりに、私は地方所得の予測された尺度を使用します。 予測因子は、ある時点（1990年）における地域の産業の職業構成と、国内産業の職業収益の傾向（自国のデータを除く）に基づいています15。したがって、予測される地域の収益は、次の2つの理由で地域によって異なります。  （i）ある時点での業界の職業構成、および（ii）業界および職業別の全国的な収益傾向。これは、観察されていない地域のショックと相関していると考える理由はありません。 したがって、この予測子は、産業の職業構成を条件として、幸福と地方の収入の両方に影響を与える地方のショック（地方自治体の質など）を除外します。 私はこの指標をPUMA収益、またはより非公式に隣人の収益と呼び、特に明記されていない限り、このペーパー全体でローカル収益の指標として使用します。 しかし、予測された地方の収入を使用することは、高給の産業や職業が過大に表されている地域が、住宅価格の上昇など、幸福を低下させる観察されない特性を持つ傾向がある可能性を排除しません。 第三に、隣人の収入が単に地方の住宅価格を代用するという懸念に対処するために、結果が地方の住宅価格の測定値を統制として含めることに対して頑健であるかどうか、そして個人の予測実質所得を統制するときに結果が維持されるかどうかを調べます（ 個人の実際の収入ではなく、教育、年齢、および回答者と同じ業界および職業の誰かの平均国民所得に基づいています。
 3番目の代替ストーリーは、結果は、住む場所の決定と自己申告の幸福の両方に影響を与える省略された個々の特性によって駆動されるということです。 特に、比較的低所得の地域に比較的幸せになる（または比較的幸せであると報告する可能性が高い）観察不能な個人を選択すると、その地域の平均所得に負の係数が生じます。 ほとんどの選択は反対方向に進むと予想されるかもしれませんが（高い
 15.この予測子は、Bartik [1991]、Blanchard and Katz [1992]、Bound and Holzer [2000]、およびAutor and Duggan [2003]で使用されている同様の予測子に従います。 この予測子の構築の詳細については、付録3を参照してください。

 ネガティブとしてのネイバーズ971
 自分の地域の収入が、観察されていない自分の収入の増加を代用している場合）、地域の平均収入の偽の悪影響につながる選択効果がある可能性があります。 たとえば、本質的に幸せな人々は、低所得地域のより荒い側面にうまく対処できる可能性があり、したがってそこに住むことを選択する可能性があります。 このホワイトペーパーでは、NSFHデータのパネルの側面を利用して、この懸念に対処します。 個々の固定効果を含めた後でも、その地域の平均所得が重要である場合、時不変の観察されていない個々の特性が結果を左右することはできないことがわかります。
 統計的検出力を維持するために、相対的な収入の懸念をテストするためのベースライン仕様は、次の形式のプールされた断面のOLS回帰です。
 （2）HappinessipstPUMA収益pt1Xit2
 Xp3wavet4sεipst、
 ここで、iは個人にインデックスを付け、pはPUMAにインデックスを付け、sは状態にインデックスを付け、tは調査の波にインデックスを付けます。 幸福は自己申告による幸福であり、PUMAの収益は、回答者のPUMAで予測された平均ログ収益であり、予測はPUMAの業界の職業構成と全国的な収益の傾向に基づいています。 ベクトルXitは、収入のプロキシと基本的な人口統計を含む個人固有のコントロールのセットですが、ベクトルXpには、人種構成などの他のPUMA特性が含まれています。 最後に、wavetは調査の波のダミーであり、sは状態ダミーの完全なセットであり、εipstはPUMA内でクラスター化される可能性のあるエラー項です。 個人が部分的に相対的な位置から効用を引き出す場合、1は負であると予想されます。
 ベースラインサンプルは、NSFHの両方の波で結婚しているか同居している個人で構成されています。 私は2つの理由から、サンプルを既婚者または同棲者に限定しています。 まず、これらの観察結果について、配偶者または配偶者との相互作用に関する情報があります。これは、ベースライン結果のさらに多くのテストに役立ちます。 第二に、既婚者がベースラインの結果を左右することが判明しましたが、未婚者を含む完全なサンプルでは、​​隣人の収入が依然として幸福に悪影響を及ぼし、重大な影響を及ぼしています。
 ほとんどの調査の質問は、主な回答者とその配偶者の両方に尋ねられるため、配偶者の情報を利用することは理にかなっています。 この情報を別のオブジェクトとして追加する

 972四半期経済学ジャーナル
 回答者の誤差項とその配偶者の誤差項は相関している可能性が高いため、回帰への保存は標準誤差を下方にバイアスする可能性があります16。代わりに、主な回答者と彼の個人レベル変数の値を平均します。 または彼女の配偶者、および回帰の単一の観測としてそれらを入力します。 したがって、私は世帯レベルの変動を利用しませんが、関心のある主な説明変数（隣人の収入と自分の世帯収入）は世帯内で変化しないため、これは問題ではありません。17
 結果のセクションでは、このベースライン回帰のさまざまな変更を提示して、ベースラインの結果がスプリアスであるかどうか、堅牢であるかどうか、およびどのメカニズムがそれらを駆動するかを調査します。 これらの変更については後で詳しく説明します。これには、他の結果または制御変数の調査、個々の固定効果の追加、PUMA収益と他の変数間の相互作用の追加が含まれます。
 III。 データ
 III.A. 家族と世帯の全国調査
 主観的な幸福と個人レベルの制御変数に関するデータは、家族と世帯の全国調査から得られます18。NSFHは、19歳以上の個人の全国的に代表的なサンプルで構成されています（結婚しているか、  19歳以上の人がいない世帯に住んでいる）、世帯に住んでいて、英語またはスペイン語を話すことができる。 インタビューの最初の波は1987年から1988年に行われ、インタビューの2番目の波は1992年から1994年に行われました。 質問は両方の波で同一ではありませんが、多くの質問が2回行われ、データを約10,000人のパネルとして扱うことができました。 このデータセットは、詳細な地理情報とマージできるため、このホワイトペーパーに特に適しています。 ベースラインサンプルの回答者は580人に住んでいます
 16.私はすでにPUMAレベル（隣人の収入が変化するレベル）でクラスター化しているため、同時に世帯レベルで簡単にクラスター化することはできません。 報告されていない回帰では、主な回答者と配偶者の情報を別々の観察として入力しました。 これにより、基本的に同じ点推定が得られますが、標準誤差はやや小さくなります。
 17.世帯内の比較効果の研究については、Clark [1996]を参照してください。
 18. NSFHは、主に家族や家庭の問題に関心のある人口統計学者を対象に設計された調査です。  NSFHの詳細については、Sweet、Bumpass、およびCall [1988]、Sweet and Bumpass [1996]、またはNSFH Webサイト（http://www.ssc.wisc.edu/nsfh/home.htm）を参照してください。

 ネガティブとしてのネイバーズ973
  図I
 自己申告による幸福の分布
 第1波では個別の公共利用マイクロデータエリア、第2波では965 PUMA、両方の波では555 PUMAに回答者が住んでいます（PUMAの定義については後で詳しく説明します）。
 主な結果変数は、自己申告による幸福です。これは、次の質問に対する答えです。「次は、自分自身と自分の人生をどのように見ているかについての質問です。 まず、すべてをまとめて、最近の状況はどうですか？」 回答者は7段階で回答し、1は「非常に不幸」、7は「非常に満足」、中間値は明示的に定義されていません。 図Iは、ベースラインサンプルの主な回答者と配偶者からのこの質問に対する回答の分布を示しています。 他の興味深い結果の尺度には、多くのトピックに関する配偶者とのオープンな意見の不一致の頻度、ラドロフの[1977]うつ病尺度の項目、そして第2波でのみ、自分の人生と 経済的な心配の頻度。 付録1と2には、これらの結果変数の詳細な定義と要約統計量、および所得、労働市場への参加、その他の人口統計学的特性の制御変数が含まれています。
 III.B. 国勢調査と現在の人口調査
 1990年国勢調査の5％の公共利用マイクロサンプル（PUMS）で最小の地理的領域は、いわゆる公共利用マイクロデータ領域です。  PUMAは、近隣、町、または

 974年次経済学ジャーナル
 郡は、少なくとも100,000人の住民が含まれるまで、集約または細分化されます。  1990年には米国に1726のPUMAがあり、PUMAの中央値と平均サイズはそれぞれ127,000人と144,000人でした。  1990年国勢調査のマイクロデータは、各PUMAの3桁の業界3桁の職業構成を推定するために使用され、後でPUMAの収益を予測するために使用されます。 さらに、国勢調査を使用して、各PUMAの1989年の平均収入と収入を推定します。これは、予測子のチェックとして機能します。
 1987年から1988年および1992年から1994年の現在の人口調査（CPS）の統合発信ローテーショングループ（MORG）を使用して、3桁の業界別の平均収益を推定します。2つのそれぞれの3桁の職業セル NSFHインタビューが行われた期間。  PUMAごとに、PUMAが存在する州のデータを除いて、期間、業界、職業セルごとにこれらの平均全国収益を計算します。
 各期間の予測PUMA収益は、その期間中の業界の職業セルごとの全国収益の加重平均です。ここで、重みは、1990年のPUMAの各業界の職業セルの雇用シェアです。結果として得られるPUMAの予測子 したがって、1990年のPUMAの業界の職業構成の違いにより、収益はPUMA間で異なります。業界の職業雇用シェアは各PUMA内で一定に保たれているため、予測因子は、業界による国の収益の変化のみによって時間とともに変化します。 職業セル。 この手順の詳細は、付録3に記載されています。
 IV。 結果
 IV.A. 基本的な結果
 表Iの最初の列は、ベースライン仕様全体を示しています。 これは、予測されたPUMAログ収益、個々のコントロール、州の固定効果、およびPUMAの大都市圏のサイズと人種構成のコントロールに関する自己申告の幸福のプールされた断面OLS回帰です。 この回帰の個々のレベル変数は、主な回答者とその配偶者の平均です。 堅牢な標準誤差は、PUMAレベルでクラスター化された誤差項に対して修正され、サンプルには、結婚しているか、両方の波で同居しているすべてのNSFH回答者が含まれています。  NS

 ネガティブとしての隣人
 975
 表Iベースライン回帰
   従属変数：
 自己申告による幸福
 PUMA ln収入（予測）ln世帯収入
 ln家の価値
 借受人
 ln通常の労働時間失業者
 労働力ではない女性
 年
 年齢2/100
 白（省略）
 黒
 ヒスパニック
 アジア人
 その他の人種/民族
 教育の年
 ln世帯規模
 カトリック（省略）
 無宗教
 ユダヤ人
 バプテスト
 聖公会
 ルーテル
 メソジスト
 モルモン
 長老派教会
 会衆派
 プロテスタント、宗派なし他のクリスチャン
 他の宗教/行方不明
 ln大都市圏の人口非大都市圏
 PUMAのフラクションブラック
 固定効果の状態
 調整済みR2
 観測数
 （1）
 ベースライン
 係数。  S.E.
 0.239** 0.066 0.123 ** 0.020 0.068 ** 0.021
 0.172**0.0320.0720.0440.431** 0.126
 0.141 ** 0.043
 0.031** 0.005 0.033 ** 0.006
 0.0440.0600.277**0.0690.0470.1170.1150.2120.0100.0070.180** 0.036
 0.168**0.0600.289** 0.098 0.112 **0.0420.0900.0910.0140.057 0.0350.0460.0410.1080.0180.0740.0180.097 0.052 0.106 0.096 ** 0.0480.0490.1040.0050.0140.0360.040
 はい0.03888944
 （2）主な回答者のみ
 係数。  S.E.
 0.248** 0.083 0.111 ** 0.024 0.073 ** 0.025
 0.209**0.0380.113**0.0360.254** 0.115
 0.0590.0430.0440.0340.029** 0.007
 0.031 ** 0.007
 0.019 0.068
 0.197 **0.0800.1250.1310.1530.3960.0010.0070.199** 0.042
 0.161**0.0620.272** 0.1110.0500.0470.0270.0990.1060.0660.510.5020.0910.1280.1090.0790.0970.1020.0380.078 0.0170.0540.0660.1200.080.008
 はい0.02478023
 （3）
 自己収入のためのIV
 係数。  S.E.
 0.296** 0.076 0.361 ** 0.102
 0.138**0.0520.355** 0.150 0.240 ** 0.065
 0.038**0.0080.040** 0.008
 0.0250.0650.297**0.0710.0110.1170.0720.2060.0060.1020.188** 0.037
 0.162**0.0600.280** 0.098 0.118 **0.0420.0890.0930.00090.057 0.0320.0470.0390.1100.0160.0740.0410.100 0.071 0.106 0.107 **0.0500.0760.1070.0070.0140.0470.040
 はい 。  。  。  8944
       有意水準：*：10パーセント。  **：5パーセント。  PUMAでのクラスタリング用に調整された堅牢な標準エラー（仕様（1）および（3）では1000クラスター、仕様（2）では974クラスター）。 通常の時間、住宅価格、および大都市圏の人口は卑劣です。 すべての回帰には、欠測値のある独立変数および$ 100 /年未満のドル値の対数のダミー変数も含まれます。 自己申告による幸福は1から7のスケールで測定され、7は「とても幸せ」を表します。 サンプルは、結婚しているか、両方のウェーブで同居しているNSFHウェーブ1および2の回答者で構成されています。 仕様（1）および（3）では、変数は回答者の値とその配偶者の値の平均です。 仕様（3）では、世帯収入は、世帯収入の予測によって計測されます。予測収入は、回答者とその配偶者の業界の職業に基づいています。

 976年次経済学ジャーナル
 最初の行は、予測されたPUMAの収益が、自己申告による幸福に著しく悪影響を及ぼしていることを示しています。 言い換えれば、他の要因を制御すると、より豊かな地域に住む個人はあまり幸せではないと報告します。 予想通り、自分の家計収入は幸福にプラスの影響を及ぼしますが、回帰には家の価値や賃貸用のダミー変数など、収入の他のプロキシが含まれるため、その係数は比較的小さい可能性があります19。 わずかなマイナスの影響、失業状態は大きくて重大なマイナスの影響を及ぼしますが、労働力を失ったダミーは幸福に重大なプラスの影響を及ぼします20。他の人口統計学的コントロールは驚くべき洞察をほとんど生み出しません。
 列2は、回答者のデータを配偶者のデータと平均するのではなく、主な回答者からのデータのみを使用した同じ回帰を示しています。 この回帰は、主な回答者と配偶者のデータが平均化されるとパワーが適度に増加するものの、結果がベースライン回帰で使用される平均化手順に敏感でないことを確認します。
 隣人の収入が1標準偏差（0.27）増加すると、自己申告による幸福が0.065、つまり標準偏差の6パーセント減少します。 この効果は小さいように見えるかもしれませんが、自己申告による幸福には多くの特異な変動があることに留意する必要があります。 隣人の収入の効果の大きさを自分の収入の効果の大きさと比較することは有益です。 ベースライン仕様では、収入の測定誤差や他の収入プロキシの包含により、自分の世帯収入の係数が下向きにバイアスされている可能性があるため、この比較は誤解を招く可能性があります。 仕様（3）では、他の2つの収入プロキシ（家の価値と賃貸人のダミー）を削除し、予測された世帯収入によってログ世帯収入を計測することによって、自分の収入の効果をより正確に推定しようとしています。 予測は、回答者と配偶者の業界の職業情報、および産業別の国民所得情報（自国を除く）に基づいています。 世帯収入
 19.ln家の価値は侮辱されました。 したがって、賃貸人のダミーは、平均値の住宅を持つ住宅所有者に関連しています。
 20.ln通常の労働時間は侮辱されました。 したがって、失業と労働力からのダミーは、平均時間数で働いている雇用者に関連しています。
 21.この予測子の構築の詳細については、付録3を参照してください。

 ネガティブとしてのネイバーズ977
 ベースライン仕様の推定値の約3倍の幸福度について22。さらに、この差は統計的に有意ではありませんが、推定値は隣人の収入の推定値の絶対値よりも大きくなっています。 したがって、点推定は、自分の収入と隣人の収入の両方が同じ割合で増加する場合、人は気分が良くなることを意味し、仮説を否定することはできませんが、自分の相対的な位置に加えて、自分の絶対的な経済状況が幸福にとって重要であることを示しています 相対的な位置だけが重要です。
 IV.B. 結果は偽物でしょうか？
 表IIは、省略された領域の特性または選択が結果を促進する可能性があるかどうかを調査します。 表の最初の行は、ベースラインの結果を再現しています。
 2行目には、個人固有の固定効果が含まれているため、すべての時不変の個人特性を制御できます。 隣人の収入の係数は負のままであり、統計的に重要です。 この発見は、断面の結果が、比較的貧しい地域への本質的に幸せな人々の選択によって推進される可能性を軽視しています。 もちろん、この仕様は、観測されていない時変特性に基づく選択を除外するものではありません。 引っ越し業者に観察されていないことが起こったのではないかと心配する人もいるかもしれません。おそらく、この観察されていない要因が彼らの幸福を平均的な隣人の収入に反比例させたのでしょう。  3行目は、別のPUMAに移動したすべての回答者を除外したベースライン回帰を示すことでこれをテストします。 繰り返しになりますが、隣人の収入と自分の収入の係数はほとんど影響を受けず、ベースラインの結果が単に引っ越し業者によって動かされているのではないことを示しています。
 4行目の回帰は、個々の固定効果が含まれていることを除いて、3行目の回帰と同じです。 サンプルは非移動者に限定されているため、個々の固定効果はPUMA固定効果としても機能します（つまり、PUMA固定効果は個々の固定効果によって吸収されます）。 したがって、この回帰における隣人の収入の係数は、異なる業界の収入の異なる全国的な傾向のみに起因する隣人の収入の変化から純粋に識別されます。
 22.住宅価格の管理と賃借人のダミーが削除されると、自己所得の係数は0.16に上昇します。 したがって、自己所得の係数の上昇のほとんどは、商品によるものです。 このホワイトペーパーの残りの部分では、ベースライン仕様として仕様（3）ではなく仕様（1）を使用します。これにより、自分の収入をより豊富に管理できるようになります。

 978年次経済学ジャーナル表II
   従属変数：
 自己申告による幸福
 仕様：
 （1）ベースライン
 （2）個別固定
 効果
 （3）観察
 同じまま
 プーマ
 （4）観察
 同じPUMAと個々の固定効果にとどまる
 （5）世帯収入と住宅価格の代わりに予測世帯収入を使用する
 （6）PUMA ln住宅価格の管理（住宅特性に合わせて調整）
 選択のためのテスト
 PUMA ln PUMAln収入lnHH収入住宅価格
 係数。  S.E. 係数。  S.E. 係数。  S.E.
 調整
 R2 N
 0.0388 8944 0.3133 8944
 0.0423 6894
 0.3172 6894
 0.0333 8944
 0.0387 8944
      0.239**0.369**
 0.224**0.414
 0.164**
 0.225**
 0.066 0.123 ** 0.020 0.165 0.054 0.053
 0.084 0.129 ** 0.024
 1.460 0.046 0.065
 0.066
 0.079 0.123 ** 0.020
 0.0180.507
   有意水準：*：10パーセント。  **：5パーセント。 堅牢な標準エラーは、PUMAレベルでのクラスタリング用に調整されています。 すべての回帰には、表Iの列1で報告されているベースライン回帰と同じコントロールが含まれます。個々の固定効果が含まれる場合は常に、配偶者のIDが両方の波で同じままである場合にのみ配偶者変数が使用されます。
 職業セル。 個々の固定効果は、時不変の個々の特性だけでなく、各PUMAの業界の職業構成に関連する効果も吸収します。 サンプルは移動しない人に限定されているため、時間とともに変化する観察されない特性は、隣人の収益に影響を与えることはできません。 残念ながら、この仕様の標準誤差は大きすぎて、この回帰では選択に関する意味のある証拠を提供できません。
 ベースライン回帰には、州の固定効果、大都市圏の人口サイズのログ、非大都市圏のダミー、および黒であるPUMA人口の割合がすでに含まれているため、結果は、州内で発生する近隣の収益の変動によって駆動されます。 大都市圏の規模やPUMAの人種構成とは無関係です。 それでも、隣人の収入が地域の除外された変数、特に地域の価格水準を代用するのではないかと心配するかもしれません。 この場合、隣人の収入の負の係数は単にそれを反映するでしょう

 ネガティブとしてのネイバーズ979
 価格水準が高いと実質所得が低下する地域では幸福度が低くなります23。近隣諸国の所得は地元産業の職業構成と国の所得データ（自国のデータを除く）に基づいて予測されるため、現地の価格変動のみが選択されます。 近所の人の収入の私の測定値によって、それが地元の産業職業構成と相関している程度まで上昇しました。 私はこの可能性を2つの方法で調べます。
 第一に、隣人の収入が現地の価格水準を代用するためには、平均的な回答者の収入が、より高価な地域に住む回答者の名目でより高い場合でなければなりません。 したがって、回答者の収入を金銭的変数（家計収入や住宅価格など）を使用して測定せず、代わりに地域の賃金レベル（回答者の業界の国民所得職業セル）に応答しないプロキシを使用する場合、 隣人の収入が地方価格の管理として機能することは何の役割もありません。 表IIの5行目は、回答者の名目所得を代用するコントロールから削除されたベースライン回帰を推定しています。  PUMAの収益の係数はサイズが小さくなりますが、負で有意なままであるため、PUMAの収益は現地価格レベルの変動を拾っているだけであることが除外されます。
 第二に、私は住宅価格を直接管理しようとしています。これはおそらく地方価格の最も重要な要素です。 ただし、住宅サービスの価格と物件が提供する住宅サービスの量の両方が変動するため、住宅価格は変動します。 理想的には、住宅サービスは通常の商品であるため、後者のコンポーネントは隣人の収入の代用にもなるため、前者のコンポーネントのみをコントロールとして含める必要があります。 価格要素を数量要素から分離するために、1990年国勢調査の5％PUMSを使用して、一連のPUMA固定効果と利用可能なすべての住宅特性に対してログホーム値のヘドニック回帰を実行します。 測定された住宅特性が住宅サービスの消費を適切に捉えている限り、PUMAの固定効果は価格要素を捉えています。  6行目では、地元の住宅価格を管理しています（これらのPUMAで測定）
 23.ただし、現地価格の上昇が現地のアメニティのプラスを反映している場合、実質所得は減少しないことに注意してください。 事実上、個人は高価な地域に位置することによって地元のアメニティを購入しています。 これは、輸送費または現地生産費による価格の変動のみが調査結果を説明できる可能性があることを意味します。 州の固定効果のため、結果を説明するために、輸送または生産コストの差は州内にある必要があります。 そのような変動の範囲は、国全体の輸送および生産コストの違いの範囲よりもかなり小さいです。

 980年次経済学ジャーナル表III
   従属変数：
 自己申告による幸福
 仕様：
 （1）ベースライン
 （2）コントロールとしての1989年の実際のPUMA ln収益（予測されたPUMA ln収益の代わりに）
 （3）コントロールとしての1989年のPUMA ln収入（予測されたPUMA ln収入の代わりに）
 （4）コントロールとしてのRおよび配偶者のln収入（ln HH収入の代わりに）
 （5）完全にバランスの取れたパネルサンプル（未婚の個人を含む）
 （6）世帯収入の5次多項式の制御
 （7）注文されたプロビット
 堅牢性チェック
 PUMALnの収益
   係数。  0.239**
 0.333**
 0.241**
 0.221**
 0.145**
 0.243**
 0.228**
 lnHH収入S.E. 係数。  S.E.
 0.066 0.123 ** 0.020 0.085 0.123 ** 0.020
 0.069 0.122 ** 0.020
 0.066 0.080 ** 0.017
 0.051 0.127 ** 0.017
 0.066 0.161 ** 0.030
 0.065 0.112 ** 0.020
 調整
 R2 N
 0.0388 8944 0.0390 8944
 0.0387 8944
 0.0387 8944
 0.0655 15568
 0.0391 8944
 0.0126 8944
     有意水準：*：10パーセント。  **：5パーセント。 堅牢な標準エラーは、PUMAレベルでのクラスタリング用に調整されています。 すべての回帰には、表Iの列1で報告されているベースライン回帰と同じコントロールが含まれています。仕様（5）の回帰には、コントロールとして4つの結婚状況ダミーも含まれています。 仕様（6）の多項式の項は意味がありません。 したがって、第1項の係数（表に報告）は、平均ln世帯収入を持つ人のln世帯収入の傾きです。
 固定効果）が、PUMAの収益の係数はサイズが同じで統計的に有意であり、現地の価格変動が近隣の収益の影響を促進しないことを確認しています24。
 表IIIは、ベースライン結果の堅牢性を調査します。 最初の行は、ベースライン回帰を再び再現します。 一つ
 24.地元の住宅価格（住宅特性に合わせて調整）が回帰に大きく入らないという発見は、意外に思われるかもしれません。 これは、地元の住宅価格の尺度として未調整の平均ログハウス値を使用した場合でも当てはまります。 つまり、この結果は、快楽的な住宅価値回帰のいくつかの特異性によって引き起こされるものではありません。 代わりに、州の固定効果と大都市圏のサイズの制御は、住宅価格の変動のほとんどをすでに吸収しているようです。 州の固定効果と大都市圏のサイズの管理がなければ、地方の住宅価格の未調整と調整済みの両方の測定値がマイナスに大きくなります。 その場合、近隣の収益の係数は、調整された地方住宅価格を対照として負で有意なままですが、未調整の地方住宅価格が対照として使用された場合、もはや有意ではありません。 この後者の発見は、隣人の収入の私の予測された測定値と未調整の地元の住宅の価値が高度に相関しており（r0.69）、両方とも隣人の真の収入の不完全な測定値であるため、驚くべきことではありません。

 ネガティブとしてのネイバーズ981
 結果は、PUMAの収益を予測するために使用されるやや複雑な手順によって駆動されることを懸念するかもしれません。  2行目は、この懸念を軽減します。 どちらかといえば、1989年に予測値を実際の値に置き換えると、PUMA収益の見積もりはより負になり、より重要になります。同様に、3行目は、収益の代わりにPUMAログ収入を使用すると同様の結果が得られることを示し、4行目は 結果は、ログ自身の世帯収入をカップルのログ総収入に置き換えることに鈍感であるということ。  5行目は、（両方の波で結婚したものだけではなく）バランスの取れたパネルのすべての観測値に対してベースライン回帰を実行します。 隣人の収入の係数は依然として非常に重要ですが、大きさがいくらか低下しており、推定値が主に既婚のサブサンプルによって駆動されていることを最初に示しています。 この問題については、以下で説明する表Vで詳しく説明します。
 隣人の収入は、自分の収入の影響における非線形性を代用することができますか？ この懸念は6行目で除外されています。これは、対数世帯収入に5次多項式を含めた後、隣人の収入の推定値がほとんど変化しないことを示しています。 結果変数である自己申告の幸福度は、基本的なものではなく通常のものであるため、OLS回帰は適切でない場合があります。 仕様（7）は、順序付けられたプロビットを使用してベースライン回帰を推定し、近隣の収益の係数が負であり、非常に重要であることを示しています。 さらに、隣人の収入の係数と自分の収入の係数の比率はほぼ一定のままです25。幸福の質問の通常の性質に対処する別の方法は、報告された幸福のレベルに対応する5つのダミー変数を作成することです。 隣人の収入に対するこれらのダミー変数の報告されていない回帰とベースライン回帰の残りのコントロールは、効果はあるものの、隣人の収入に有意に負の係数をもたらします。 少なくとも3または少なくとも7の幸福レベルを達成するための回帰では、わずかに有意です。これらの回帰は、隣人の収入の効果が幸福分布全体で機能することを示しています。
 25.順序付けられたプロビットの係数は、ベースライン回帰の二乗平均平方根誤差が1.06であり、したがって1に近いため、ベースライン回帰の係数と大きさが類似していることがわかります。 順序付けられたプロビットは正規化されます。
 26.観察結果のほんの数パーセントがそのような低レベルの幸福を報告しているので、私は幸福分布を2で分割しません。

 982 QUARTERLY JOURNAL OF ECONOMICS IV.C. 隣人の収入は他の結果に影響を与えますか？
 隣人の収入の増加は、本当の根底にある幸福ではなく、個人が幸福を定義する方法を変えるだけであることに懸念を抱くかもしれません。 この懸念を明確に排除することは困難ですが、定義の変化が起こりにくい別の結果指標を使用すると、いくつかの洞察が得られます。 より多くの収入を得ている隣人に囲まれたカップルは、彼らの願望が彼らの周りの人々の支出パターンによって形作られるかもしれないので、物質的な問題についてより多くの意見の不一致があると予想するかもしれません[Stutzer2004]。 表IVの仕様（1）の回帰は、隣人の収入が多いほど、お金についてのより頻繁なオープンな意見の不一致と有意に関連しているが、家事、子供、性別、義理の人についての意見の不一致の頻度とは有意ではないことを示しています。 または一緒に時間を過ごす。 オープンな意見の不一致に関する質問は行動に関するものであるため、隣人の収入に応じて定義が変わる傾向が少ないようです27。したがって、この発見は、自己申告による幸福に対する隣人の収入の推定効果がそうではないという示唆的な証拠を提供します。 単に幸福の定義の変化によるものです。
 表IVの2番目の仕様では、うつ病の尺度を考慮しています。これは、調査の両方の波に含まれるRadloffうつ病スケールの12項目の合計です。 多くの項目には主観的な定義もありますが（たとえば、「孤独を感じる」、「落ち着きなく眠る」）、隣人の行動を参照として使用するのが難しい限り、うつ病の尺度は定義を変える傾向が少ない可能性があります。 一方、うつ病と幸福は相関しているものの、2つの異なる概念であり、隣人の収入の増加がうつ病を増加させることなく真の幸福を減少させる可能性は非常に高いです。 回帰が示すように、隣人の収入はうつ病指数に大きな影響を与えません。 うつ病指数はかなり歪んでいるので、私はまた、うつ病指数の分布の各部分にある確率に対する隣人の収入の影響を調べ、より高い隣人の収入が入る確率を大幅に増加させることを発見しました
 27.不一致の頻度の回答カテゴリ（「まったくない、月に1回未満、月に数回、週に約1回、週に数回、ほぼ毎日」）は、調査機器によって定義されているため、影響を受けにくい。 主観的な解釈に。 ただし、「オープンな不一致」と見なされるものは、ある程度主観的なままです。 この質問は、自己申告による幸福の質問の後に行われるため、以前の回答と一致する回答を与える傾向があるため、この質問に対する回答は自己申告による幸福と相関している可能性があります。 しかし、なぜこのバイアスが他の不一致よりもお金に関する不一致に対してより深刻になるのかは明らかではありません。

 ネガティブとしての隣人

  （5）経済的な心配（ウェーブ2
 のみ）0.082
 （6）労働供給（時間/週）2.224 **
   有意水準：*：10パーセント。  **：5パーセント。 堅牢な標準エラーは、PUMAレベルでのクラスタリング用に調整されています。 すべての回帰には、表Iの列1で報告されているベースライン回帰と同じコントロールが含まれていますが、仕様（6）には、自己収入、労働時間、失業、および労働力参加のコントロールが含まれていません。 オープンな意見の不一致の頻度は、1（「まったくない」）から6（「ほぼ毎日」）のスケールで測定されます。 うつ病指数は、NSFHの両方の波に現れる12のRadloffアイテムの合計です。 各項目は、回答者がうつ病に関連する症状を感じた、または経験した過去1週間の日数です。 このような症状の例としては、「ぐっすり眠っている」、「いつもより話が少ない」、「悲しんでいる」などがあります。 仕様（2）は、うつ病の質問がすべての波で主な回答者にのみ尋ねられたため、主な回答者からのデータのみを使用します。 自己申告による健康状態は、「あなたの年齢の他の人と比較して、あなたの健康をどのように説明しますか？」という質問に対する答えです。 ここで、1は「非常に悪い」に対応し、5は「優れている」に対応します。 自己申告による満足度は7段階で測定され、1は「非常に不満」、7は「非常に満足」を示します。 変動する経済的心配は第2波にのみ存在し、「家族の総収入が家族の費用と請求額を満たすのに十分ではないことをどのくらいの頻度で心配しますか？」という質問に対する答えです。 ここで、1は「まったくない」に対応し、5は「ほぼ常に」に対応します。
 うつ病指数の上位4つの五分位ですが、うつ病指数の上位3つ、上位2つ、または上位5分の1に入る確率には大きな影響はありません。 したがって、隣人の収入の影響は、うつ病指数の底に限定されているようです。

 984年次経済学ジャーナル
 分布（つまり、落ち込んでいる状態から最も遠いものだけが、落ち込んでいる状態にいくらか近づきます）。 全体として、うつ病を結果変数として使用した調査結果は、幸福の定義の変化に関する懸念をわずかに軽減するだけですが、うつ病は、相対的な位置効果を拾うための幸福とは十分に異なる概念である可能性があります。
 大規模な文献では、相対的な位置が健康転帰に及ぼす影響を調べているため、3番目の仕様では、自己申告による健康状態（年齢層に対する）を転帰測定として使用しています29。平均的な隣人の収入との間に有意な関係は見つかりません。 と自己申告の健康。 もちろん、この発見は、そのような関係が存在する可能性があることを排除するものではありませんが、私のベースライン仕様を使用しても表示されません。
 IV.D. 隣人の収入と幸福の間の関連の背後にあるメカニズム
 全体的な自己申告による幸福は、家族生活、経済状況、友情など、人生のさまざまな領域に対する満足感で構成されていると考えることができます[Van Praag、Frijters、およびFerrer-i-Carbonell2003]。 ウェーブ2では、NSFHは回答者に、そのような11のドメインに対する満足度を7段階で評価するように求めています。 仕様（4）は、幸福のどの要素が幸福と隣人の収入との関係を促進するかを理解するために、これらの満足度を結果変数として使用しますが、もちろん、これらの満足度の質問でカバーされていない幸福の推進力があるかもしれません。 仕様（4）に示すように、満足度の各尺度は自分の収入とともに増加し、近隣および市または町の満足度を除いて、すべての満足度の尺度は隣人の収入とともに減少します。 しかし、
 28.ランダム化されたMovingto Opportunity実験の研究において、Kling etal。  [2004]貧困率の低い国勢調査区に移動する個人は、心理的苦痛のレベルが低いと報告していることがわかりました。 したがって、うつ病や心理的苦痛などのメンタルヘルス対策の場合、より豊かな領域（犯罪の減少など）に関連する利点は、相対的な位置効果を明らかに上回ります。
 29.自己申告による健康状態は、「あなたの年齢の他の人と比較して、あなたの健康状態をどのように説明しますか？」という質問によって測定されます。 考えられる答えは、「非常に悪い」、「悪い」、「普通」、「良い」、「優れている」です。 健康に関する質問では、回答者に同年代の他の人々と自分自身を比較するように明示的に求めているため、この結果を使用して、幸福の定義の変化に関する懸念に対処することはできません。
 30. Deaton [2003]は、この文献の調査で、社会階級の増加が健康を保護できるという説得力のある生物学的証拠があると信じているが、所得の不平等と健康との関係に関する証拠は懐疑的に扱う必要があると結論付けている。  。  EibnerとEvans [近日公開]は、米国では相対的剥奪（ランクの尺度であり、裕福な人々との所得格差）が死亡率を増加させるという証拠を発見しました。

 ネガティブとしてのネイバーズ985
 近隣住民の収益との関係が5％レベルで統計的に有意であるのは3つのケースだけです。 近所の人の収入は、自分の街や町への満足度を大幅に高めます。これは、回答者がより裕福な地域に住むことの具体的なメリットを認識していることを示しています。 隣人の収入は、余暇の量に対する満足度（労働力の参加と労働時間の回帰制御にもかかわらず）と友情に対する満足度を大幅に低下させます。
 隣人の消費パターンが自分の願望を形作る場合、隣人の収入が増えると、経済状況や家などの重要な結果に対する満足度が大幅に低下すると予想されたかもしれません。 これは当てはまらないようであり、仕様（5）で確認されています。これは、経済的な心配の頻度が隣人の収入によって大幅に増加しないことを示しています。 代わりに、人々は、おそらく隣人の物質的な生活水準を模倣しようとして、余暇をあきらめ、友情を苦しめ、より多くの仕事をしているように見えます31。これは、Frey and Stutzer [2004]と一致しています。 消費の外的属性からの将来の効用の予測は体系的に上向きに偏っているため、人々は外的満足（物質的所有、地位）をもたらす商品を内的満足（家族、友情、趣味の時間）をもたらす商品に置き換えると主張する。