CC BY
139
ш ш
о
СП 3
о
www.hjournal.ru DOI: 10.17835/2076-6297.2016.8.3.072-090
ВЛИЯНИЕ ПОЛИТИКИ ОГРАНИЧЕНИЯ НОЧНОЙ ПРОДАЖИ КРЕПКОГО АЛКОГОЛЯ НА ПОТРЕБЛЕНИЕ И ЗЛОУПОТРЕБЛЕНИЕ АЛКОГОЛЕМ В РОССИИ
СКОРОБОГАТОВ АЛЕКСАНДР СЕРГЕЕВИЧ,
кандидат экономических наук, профессор департамента экономики, НИУ ВШЭ, г. Санкт-Петербург, e-mail: skorobogat@mail.ru
С 2006 г. регионы России в разное время постепенно вводили и ужесточали ограничения на ночную продажу алкогольных напитков. В силу институциональных и социально-экономических особенностей России действенность этих ограничений изначально была неясна. Речь идет о таких особенностях, как давняя традиция злоупотребления крепким алкоголем, плохое
5 соблюдение законов и большое предложение суррогатных алкогольных напитков. В 8 статье на основе данных РМЭЗ за период 2005-2012 гг. обсуждается влияние этих
06 мер на потребление как тех алкогольных напитков, которые подпадали под действие этих ограничений, так и тех, которые под них не подпадали. Взрослые
°о респонденты были разбиты на экспериментальную и контрольную группы на о основе допущения, что первая отличается потенциально большей щ чувствительностью к указанному ограничению. Оценивалось потребление водки, ^ самогона, пива и вина по тому, потребляет ли их респондент, потребляет ли в '! избыточном количестве и сколько потребляет. Выбор этих напитков обусловлен пз тем, что водка была основным объектом ограничения, а самогон, пиво и вино ° являлись потенциальными заменителями. Соответственно, исследование было < нацелено на оценку того, являются ли эти напитки взаимозаменяемыми или
взаимодополняемыми. Использовалась эконометрическая спецификация разности
^ в разностях. Она предполагает действенность политики в случае обнаружения
5 динамического эффекта в отношении экспериментальной группы, который бы
5 отсутствовал для контрольной группы. Согласно результатам исследования,
о ограничения ночной продажи алкоголя привели к сокращению потребления водки
^ и ее частичной замене самогоном у экспериментальной группы.
рЕ Ключевые слова: ночная продажа алкоголя; алкогольная политика; эффект
| замещения; разности в разностях.
THE EFFECT OF CLOSING HOUR RESTRICTIONS ON ALCOHOL USE AND ABUSE IN RUSSIA
3 ALEXANDER S. SKOROBOGATOV,
< Candidate of Economic Sciences (PhD), Professor,
National Research University Higher School of Economics, St. Petersburg,
e-mail: skorobogat@mail.ru
Since 2006 onward various regions have been putting and toughening local regulations for alcohol sale hours. The effect of these policies is uncertain in a specific social and o economic environment featured by poor observance of the law; long tradition of the < excessive consumption of strong spirits; and significant supply of home-made or surrogate
© Скоробогатов А. С., 2016
alcoholic beverages. This paper uses on the data from the RLMS for 2005-2012 to discuss the effect of the restriction of trading hours on the use of alcoholic beverages falling under the restriction, as well as the substitution effect for the beverages not under the restriction. The adult respondents were broken into the treatment group and control group assuming that the former was more sensitive to the hour restriction. The hypotheses tested are that these policies decrease the use of factory-made vodka and increase the use of home-made vodka (samogon) and factory-made light beverages. Overall use, binge drinking, and the consumption of vodka, samogon, beer, and wine were examined. The paper discusses the existing estimates of the econometric specification difference-in-differences designed for testing the hypotheses. The conclusions are that the sales restrictions led to a decrease of factory-made vodka consumption and its partial substitution by samogon for people most exposed to the restriction. Keywords: closing hours; alcohol policy; substitution effect; differences-in-differences.
JEL: I18, J60, K42, L66, P51.
Введение
В настоящей статье обсуждаются результаты нашего исследования эффектов ограничения времени продажи крепкого алкоголя в отношении употребления
алкоголя в вышеупомянутых особых условиях. С учетом давней традиции о
домашнего производства алкоголя уделялось внимание также определению того, ^
имел ли место эффект замены алкоголя, подлежавшего ограничениям. Выдвигалось о три гипотезы относительно ограничительной политики: эта политика уменьшает использование крепкого алкоголя заводского производства, такого как водка;
увеличивает употребление самодельного крепкого алкоголя, такого как самогон; >
увеличивает потребление легких напитков заводского производства, таких как пиво ®
и сухое вино. ^
По сравнению с другими работами в этой области данное исследование имеет 1
свою специфику в избранном методе и используемых данных. Эффект ограничений g
времени исследовался на панельных данных за период 2005-2012 гг., т. е. начиная с ^
года, предшествовавшего введению первых местных ограничений на продажу о
алкоголя, и кончая временем, когда во всех регионах стали действовать подобные ^
ограничения. Изначально было неизвестно, станут ли массово нарушать или з
обходить ограничения времени продажи ритейлеры и покупатели. Если бы <
ограничение систематически нарушали, эффект должен был бы отсутствовать. х
В отличие от большинства работ, в данном исследовании изучается эффект замены со стороны алкоголя, не подпадающего под ограничение, в частности
самогона и легких напитков. В свете распространенного мнения многих практиков, о
что ограничения должны увеличивать потребление различных заменителей ^
алкоголя, подпадающего под ограничения, таких как самогон, этот эффект мог 5
значительно ухудшить алкогольную ситуацию. Е^
В данном исследовании используется анализ разностей в разностях. Этот метод часто используется для оценки эффектов политики различного рода
(например, (Green et al., 2014)) и хорошо зарекомендовал себя в качестве способа о
установления причинной связи. н-т
оо
Алкогольная политика в России и в других странах z
Россия последних десятилетий хорошо известна «легендарным» р потреблением алкоголя (Baltagi and Geishecker, 2006. P. 893). Исследователи этой
темы неоднократно указывали на чрезмерное употребление алкоголя (Nemtsov, w 2000; Pomerleau et al., 2005; Yakovlev, 2013) и на связанную с алкоголем смертность в
России (Денисова, 2010; Leon et al., 2009; Nemtsov, 2002; Nemtsov and Ogurtsov, 2005; о
Norström, 2011; Yakovlev, 2012). Эти проблемы значительно усугубились в течение <
постсоветского периода (Yakovlev, 2013). С одной стороны, это отражает общие q^
негативные тенденции в самосохранительном поведении в это время. Среди причин о
этих тенденций в литературе предлагались, в частности, низкая востребованность человеческого капитала (Скоробогатов, 2010; Skorobogatov, 2012) и сильная неопределенность будущего, снижающая стимулы к долгосрочным инвестициям, в том числе в здоровье (Розмаинский, 2011).
Были и более конкретные причины, связанные с алкогольным рынком. Алкоголь, особенно крепкий алкоголь, стал доступен так, как никогда прежде. Изменение в доступности крепкого алкоголя произошло после того, как горбачевская антиалкогольная кампания была остановлена и прежние советские ограничения в сфере производства и продажи алкоголя были отменены (Denisova, 2010). Катастрофические последствия такого смягчения алкогольной политики побудили государство к выработке новых антиалкогольных мер. Начиная с 2006 г. различные регионы вводили и ужесточали местные правила относительно времени продажи алкоголя. До 2012 г. соответствующие ограничения использовались только применительно к крепкому алкоголю. Важным в данном случае является тот факт, что в России, по крайней мере до последнего времени, были широко распространены 24-часовые магазины. Еще одним важным обстоятельством является то, что люди главным образом пьют дома, а не в барах (Фонд «Общественное мнение», 2014). Поэтому недавно введенные ограничения со фактически снизили доступность крепкого алкоголя в магазинах, препятствуя о таким образом тому, чтобы люди начинали и/или продолжили акты приема
алкоголя ночью. Однако положительный эффект этих мер был подвергнут сомнению большинством российских граждан (ВЦИОМ, 2009). Этот скептицизм связан с укоренившимися привычками пьянства, плохим соблюдением законов и
5 значительными объемами неофициального производства алкоголя, включая
0
— самогон.
® Результаты исследований в других странах обычно указывают на
^ эффективность антиалкогольных ограничений в предотвращении злоупотребления
1 алкоголем и его последствий. Плант и Плант (Plant and Plant, 2005) в своем обзоре g работ, в которых исследовались эффекты ограничения времени закрытия ф заведений, торгующих алкоголем, указывают на эффективность этих ограничений в
плане предотвращения злоупотребления алкоголем. Попова и соавторы (Popova et al., 2009) на основе своего обзора 15 исследований, которые анализировали эффект ограничения времени продаж алкоголя, также пришли к заключению, что большинство этих исследований подтвердило эффективность ограничения времени. Хан и соавторы (Hahn et al., 2010) пришли к похожим результатам в их исследовании влияния разрешенных часов продаж алкоголя на избыточное ^ потребление алкоголя и на связанные с этим негативные последствия. Хотя о небольшие изменения в разрешенных часах, согласно их результатам, не имеют ^ значимого эффекта.
го Дуглас (Douglas, 1998) исследовал эффект ограничения часов продажи
^ алкоголя на потребление алкоголя и на связанные с ним заболеваемость, о- смертность и преступления. Специфика его исследования была в том, что он 03 рассматривал этот эффект на специальной группе, а именно, на туземных о австралийцах, которые были более склонны к чрезмерному употреблению алкоголя. ¡^ Как результат политики он отметил тенденции сокращения употребления алкоголя ^ и связанного с ним вреда. Наконец, существует множество исследований, которые g говорят в пользу эффективности ограничений времени продажи алкоголя в F предотвращении последствий пьянства, таких как дорожно-транспортные tz происшествия, насильственные преступления и т. д. (см., например, (Chikritzhs and ш Stockwell, 2009; Duailibi, 2007; Vingilis et al., 2005)). Среди такого рода работ
— отметим недавнее исследование Россоу и Норстрома (Rossow and Norström, 2011), в о котором была обнаружена значимая статистическая связь между небольшими < изменениями в часах открытия заведений, продающих алкоголь, и тяжкими сс преступлениями.
Колосницына с соавторами (Kolosnitsyna et al., 2014) исследовали российскую политику ограничения продажи алкоголя. Их результаты также подтвердили эффективность такой политики как средства уменьшить потребление алкоголя. При этом они не обнаружили значимого увеличения употребления тех алкогольных напитков, которые не подпадали под ограничения. Следует, однако, отметить, что в их исследовании сравнивались 2009 и 2010 гг., хотя, как уже отмечалось, исследовавшиеся авторами ограничения постепенно вводилось с 2006 г. Это означает, что в их исследовании не различались краткосрочные и долгосрочные эффекты ограничения. Кроме того, они просто оценивали статистическую связь между политикой и потреблением алкоголя, не пытаясь решить хорошо известные проблемы эндогенности, в частности, проблему смещения из-за пропущенных переменных.
Как отмечают в своем обзоре литературы Россоу и Норстром (Rossow and Norström, 2011. P. 531), требуются «более изощренные методы исследования». Даже хотя исследования ограничений времени по большей части подтверждали их эффективность, некоторые исследования давали противоположные результаты (например, (Green et al., 2014; Humphreys and Eisner, 2014)). В то же время многие выводы были основаны на исследовании тенденций или простом регрессионном анализе. В таких случаях соответствующие статистические связи могут быть ^ объяснены ненаблюдаемыми факторами. Все это означает необходимость в ^ дополнительных и более тонких доказательствах эффективности ограничений ^ времени. о
Изучение эффекта этих ограничений представляет особый интерес, когда -
речь идет об их реализации в специфических социально-экономических и институциональных условиях. В постсоветский период появилось большое предложение суррогатного алкоголя. Важен и «культурный контекст» (Williamson, ® 2000) России, к которому нередко относят традицию чрезмерного потребления крепкого алкоголя и плохое соблюдение законов. Если значительная часть общества х по каким-то причинам заинтересована в неограниченной торговле каким-либо g
о >
товаром, то вводимое государством ограничение рынка будет стимулировать ф
развитие теневых форм торговли (Olson, 2000; Скоробогатов, 2011). С точки зрения о
французской школы институционализма, плохое соблюдение законов может
приводить к «касанию» подсистем общества - в данном случае рыночной и ^
гражданской, - когда у людей возникает неопределенность относительно того, <
пз
правила какой подсистемы следует применять (Тевено, 2001). Наконец, как и другие институциональные нормы, ограничения рынка создают аллокативные и
дистрибутивные эффекты (Buchanan, 1987; Скоробогатов, 2015). Последние, будучи рГ
результатом политики государства, могут быть относительно невыгодны для о
основного населения в отличие от элиты (Acemoglu, 2006), либо же этот эффект s
может различаться для групп внутри элиты с различным потенциалом влияния на го
общество. Неоднородность элиты означает отсутствие у нее возможности ^
сознательного решения о разделении власти и доходов с массами (North et al., 2009). о
Это, в частности, касается фактического применения законов об ограничении рынка. ш
Таким образом, в силу соображений общего порядка и институциональных о
особенностей России изначально неизвестно, каким должен быть эффект политики ¡^
ограничения торговли алкоголем в нашей стране. ^
z о
Эмпирический анализ \—
Анализ разностей в разностях (Angrist and Pischke, 2009) позволяет tu
I—
относительно надежно устанавливать причинную связь между политикой и ш
результатом. Данный метод предполагает разграничение между экспериментальной —
и контрольной группами, т. е. между людьми, подверженными влиянию изучаемой о
политики, и теми людьми, которые не подвержены или слабее подвержены ее <
влиянию. Если политика имеет эффект, между группами должна наблюдаться ее
систематическая разница в динамике целевой переменной проводимой политики. о
В настоящей работе в качестве экспериментальной группы были выбраны безработные. Соответственно, контрольная группа состояла из остальных респондентов из нашей базы данных (см. ниже). Сравнение занятых и безработных респондентов было продиктовано известной эмпирической зависимостью, состоящей в том, что потеря рабочего места заставляет людей злоупотреблять алкоголем (см., например, (Catalano, 1993; Dee, 2001; Eliason, 2014)). Эта зависимость наблюдается и в России (см. Панель A Табл. 2: результаты по употреблению, злоупотреблению и количественному потреблению водки со стороны безработных). Кроме того, злоупотребление алкоголем сильно коррелирует с употреблением алкоголя ночью (Злоупотребление алкоголем в Российской Федерации, 2009. C. 47). Наконец, безработные располагают относительно большим досугом и обычно не должны вставать рано утром. И то, и другое может способствовать относительно большей склонности у безработных к ночной активности, включая попойки.
Чтобы проконтролировать систематические различия между группами в их ненаблюдаемых особенностях, которые могут коррелировать с подверженностью влиянию рассматриваемой антиалкогольной политики, мы использовали метод разности в разностях. С помощью соответствующих спецификаций регрессий оценивалась разница в динамике целевых переменных между экспериментальной и контрольной группами. Этот метод позволяет использовать объединенные кросс -секции (квази-панельные данные), что особенно важно, когда отсутствуют полноценные панельные данные. Простого сравнения средних разностей в целевых переменных до и после введения ограничений достаточно, чтобы проверить, имела ли место систематическая разница в соответствующих изменениях между экспериментальной и контрольной группами как результат проведения политики.
Отталкиваясь от доступных данных и алкогольных традиций России, для построения наших зависимых переменных мы использовали следующие четыре алкогольных напитка: водка, самогон, пиво и сухое вино. За рассматриваемый период главной целью политики ограничения времени продажи алкоголя, m фактически, была водка как самый популярный из крепких напитков и связанный с наибольшим ущербом для общества. Самогон был вторым по популярности крепким напитком. Однако, будучи напитком домашнего изготовления, он не подпадал под ограничение, поэтому можно было ожидать, что он будет главной заменой для водки з при уменьшении доступности последней. Пиво и вино были наиболее популярными < из легких напитков, и они не подпадали под ограничение в течение большей части i периода. Поэтому в отношении них также можно было ожидать, что они заменят водку, хотя и в гораздо меньшей степени, потому что эти напитки являются ^ несовершенными заменителями для водки и в расчете на единицу чистого алкоголя о они гораздо дороже.
s Для каждого алкогольного напитка мы использовали следующие три
5 переменные в качестве зависимых переменных: фиктивные переменные использования и злоупотребления и непрерывную переменную потребления. Эти переменные потенциально коррелируют с проблемами как тяжело, так и умеренно ¡2 пьющих (Danielsson et al., 2011). Регрессии фиктивных переменных были оценены с о помощью пробит-функции оценивания, а потребление было оценено с помощью bj порядковой пробит-функции. Использование последней диктовалось характером анализируемых данных. Респонденты обычно сообщали о типичных объемах g потребления, так что общие количества значений потребления для каждого напитка р были относительно маленькими. Например, количество значений потребления в волне 2005 г. для водки составляло 35, для самогона 21, а для пива и сухого вина по ¡л 27. Для остальных лет распределение этих значений было приблизительно таким же. Во всех случаях мы получили робастные оценки стандартных ошибок с учетом о внутригрупповой автокорреляции.
<с Регрессии для латентных переменных, относящихся к целевому алкоголю и к
q^ потенциальным алкогольным заменителям, имеют следующий вид:
3
ait = «0 + «1Uit + a2C,t-1 + a3C,t-1 Х Uit + «4Xit + «5W + SU
Sit =ßo + Mt + ß2Cit-1 + ß3<Vl * Uit + ß4Xit + AW + % '
где ait и Sit - зависимые переменные, относящиеся к целевому алкоголю и к потенциальным алкогольным заменителям; uit - фиктивная переменная статуса безработного, она позволяет проконтролировать систематические различия между безработными и занятыми респондентами; Cit-i - временной лаг количества часов закрытия в регионе i-го респондента в году t, эта переменная позволяет проконтролировать общие тенденции в динамике зависимых алкогольных переменных, которые потенциально идут рука об руку с динамикой часов закрытия; Xit - вектор контрольных переменных; yrt - фиксированный эффект t-го года; Sit и ци -случайные возмущения. Мы использовали лагированные переменные для часов закрытия, чтобы учесть тот факт, что в некоторых регионах ограничение было введено ближе к концу года, из-за чего эффект ограничения мог проявиться не ранее, чем в следующем году. Данная стратегия также находится в согласии с экономической теорией рационального привыкания, которая предлагает более сильную отрицательную ценовую эластичность в длительном периоде по сравнению с коротким периодом (Becker and Murphy, 1988; Baltagi and Geishecker, 2006). То же самое должно быть верным и для любого другого ограничения поведения, реализующего вредные привычки.
Главной интересующей нас переменной была перекрестная переменная
(переменная взаимодействия), которая позволяет проверить, имело ли место о
изменение в целевой переменной после введения ограничений, которого бы не -
наблюдалось для остальных респондентов. Первая гипотеза подтвердилась бы, если _
бы выполнялось аз<0. Это бы означало, что безработные систематически отличались
от остальных респондентов тем, насколько они снизили употребление алкоголя в ®
результате введения ограничения. Вторая и третья гипотезы подтвердились бы при ^
ß3>0. Последнее бы означало, что после введения ограничения безработные 1
увеличили свое потребление алкогольных напитков, которые не подпадали под g
ограничение, больше, чем остальные респонденты. Таким образом, с помощью ф
предложенной спецификации мы устанавливали, имели ли место уменьшение о
потребления напитков, подпадающих под ограничение, и увеличение потребления
напитков, не подпадающих под ограничения, что наблюдалось бы в случае ^
безработных, но не наблюдалось для остальных респондентов. <
пз
о
Данные
Наше исследование было основано на данных Российского мониторинга экономического положения и здоровья ВШЭ (РМЭЗ-ВШЭ). Имеется подробное о
описание этих данных (Russian Longitudinal Monitoring Survey, 2005). Этот ^
<
национально репрезентативный опрос начал проводиться с самого начала пз
CL
постсоветского периода для обеспечения анализа переходных процессов в России.
Первая выборка после проведения четырех волн опросов была заменена. Начиная с ^ 1994 г. на основе обновленной выборки опрос проводился ежегодно.
Выборка была организована в виде разделяющейся панели. Каждая волна о
содержит данные по репрезентативной выборке мест проживания (квартир, домов и ¡^
т. д.). Фактический размер выборки увеличивался в результате добавления новых ^
жилых единиц без потери репрезентативности для возмещения износа выборки. ^
Люди, фактически проживающие по репрезентативным адресам, — это не всегда Р1
одни и те же лица при переходе от одного года к другому, что главным образом Ь;
связано с переездами. Интервьюеры опрашивают как тех, кто жил по ш репрезентативным адресам в предыдущие годы, так и новых людей, которые в
результате переезда вновь поселились по адресам, входящим в репрезентативную о
выборку. В то же время у людей, которые жили по репрезентативным адресам и <
переехали оттуда, также берут интервью по мере возможности, хотя они и не ее
включены в репрезентативную выборку текущего года, а их новые адреса недоступны. Исследователь может использовать или объединение репрезентативных кросс-секций (квази-панель) по годам или панельные данные, однако включение региональных характеристик респондента в последнем случае уже не имеет смысла. В случае использования панельных данных износ выборки был бы весьма значительным. Так, если взять репрезентативную выборку для 2005 г., и на ее основе построить панель до 2012 г., то ежегодный износ выборки в среднем будет составлять больше 10% и к 2012 г. от первоначальной выборки останется 47% респондентов. Поскольку регион проживания имел ключевое значение для нашего анализа, а метод позволяет использовать квази-панельные данные, мы использовали последние в нашем анализе.
Так как наши данные представляли собой квази-панель, у нас не было проблем с изменением среднего возраста респондентов, которое бы имело место в случае с панельными данными. Средний возраст респондентов и его стандартное отклонение во все годы составляли 37 и 11 соответственно.
На момент проведения исследования набор данных состоял из 17 волн, 5-21 за 1994-2012 гг. Мы использовали данные восьми волн за 2005-2012 гг., т. е. за период, в течение которого были введены местные ограничения продажи алкоголя. со Мы применяли выборку взрослых респондентов трудоспособного возраста, т. е. о мужчин в возрасте 18-59 лет и женщин в возрасте 18-54 лет. Мы также не включали женщин-респондентов, которые были в декретном отпуске. В результате объемы % выборок по годам были 4596, 5993, 5774, 5460, 5237, 9325, 9214 и 9033 наблюдения для 2005-2012 гг. соответственно. Общее количество респондентов, участвовавших в этих волнах опросов, составило 18217. Из них приблизительно 74% отвечали на вопросы об употреблении алкогольных напитков, по крайней мере, однажды за период. Для отдельной репрезентативной выборки доля отвечавших на вопросы об употреблении алкоголя составляла 61% в среднем по волнам.
Как и другие опросы, РМЭЗ имеет тенденцию преуменьшать потребление алкоголя (Leon et al., 2009; Nemtsov, 2003; 2004). Однако используемые нами данные
оо
5 О
содержат значения алкогольных переменных, которые сопоставимы или даже выше,
<
чем соответствующие значения в других опросах (Perlman, 2010). Кроме того, как явствует из литературы, указанные преуменьшения не оказывает серьезного 2 влияния на статистические связи между алкогольными переменными и другими < характеристиками индивидов (Jukkala et al., 2008; Pomerleau et al., 2005; Treisman, i 2010). Наконец, используемая спецификация регрессии, большой набор =§■ контрольных переменных и значительная внутригрупповая вариация (Massin and ^ Kopp, 2014) дают основания принимать результаты, основанные на этих данных, как о вполне надежные. РМЭЗ активно использовался для исследования употребления ^ алкоголя и связанных с ним последствий в России (Baltagi и Geishecker, 2006; го Денисова, 2010; Denisova, 2010; Leon et al., 2009; Roshchina, 2013; Yakovlev, 2012;
2013), также как и для оценки влияния ограничений ночной продажи алкоголя в 5- постсоветской России (Kolosnitsyna et al., 2014).
ш По региональным ценам на алкоголь мы использовали данные Росстата
о (2014). Данные о региональных законах, ограничивающих время продаж алкоголя, ^ были взяты из системы Консультант плюс (2014).
^ Анализ описательных статистик и результаты оценивания
р: На рис. 1 и 2 показана общая динамика местных ограничений для
Ь; экспериментальной и контрольной групп из нашей выборки. После 2005 г. оба
со графика показывают восходящую динамику. Имело место два сильных скачка.
Первый скачок относится к 2006 г., когда ограничения были впервые введены во
о многих важных регионах, включая Москву, Санкт-Петербург и их соседние области.
<с Второй скачок имел место в 2011 г., когда был принят соответствующий
ее федеральный закон. В результате введения первых местных законов
о приблизительно 39% респондентов из нашей выборки оказалось в условиях
ограничений времени продажи алкоголя. Между 2006 и 2010 гг. регионы, которые уже ввели ограничения, ужесточали или иногда ослабляли их, тогда как другие регионы вновь вводили подобные ограничения. Поэтому доля респондентов, проживавших в регионах с ограничивающими законами, как и среднее количество часов запрета продажи алкоголя, со временем увеличивались. С 2011 г. все респонденты проживали в регионах с ограничением часов продажи алкоголя, хотя фактическое количество часов запрета различалось по регионам и, соответственно, по респондентам.
&0
0> >
о
а> ш
ф х>
ф ОС
2005
2006
2007
2008 Year
2009
2010
2011
Unemployed
ТИе гез1
Рис. 1. Доли респондентов, которые проживали в регионах с законами, ограничивающими время продажи алкоголя, в экспериментальной и контрольной группах
2005
2006
2007
2008 2009 Year
2010
2011
2012
Unemployed
Т11е геэ1
Рис. 2. Среднее количество часов запрета продажи алкоголя для респондентов в экспериментальной и контрольной группах
со ■н о см
00
о
С
0CD
о >
х
пз ш
о <
ф <
о о
X
X
<
ПЗ X
О
< tD
>у
Ш Ш
ш <
О I— 3 Ь; I—
ш z
LL-
о <
СП 3
о
Графики также позволяет заметить важное различие между группами в степени их фактического охвата ограничениями в период между 2005 г. и 2011 г. Безработные обычно проживали в регионах, в которых еще не были введены ограничения. Например, в 2010 г. доля проживающих в регионах с ограничениями среди безработных составляла 39%, тогда как среди остальных респондентов аналогичная доля была равна 81%. Примерно такая же разница между группами имела место и в количестве часов запрета торговли алкоголем. Таким образом, самое сильное изменение в ограничениях для группы безработных произошло в 2011 г., в то время как в отношении остальных респондентов из нашей выборки наблюдалось более постепенное введение ограничений.
Таблица 1
Описательные статистики, 2010 и 2012 гг.
со ■н о см
00
00 о
пз ш
о <
ф <
о
о ^
X
х
л
<
ПЗ
о
х
<
пз х о.
СО Ш
СО <
О I— 3 Ь; I— СО
о <
СП 3
о
2010 2012
Все респонденты Безработные Все респонденты Безработные
оЪБ mean sd obs mean sd obs mean sd obs mean sd
Зав ис имые переменные
Пьет водку 5,681 0,497 0,500 102 0,706 0,458 5,012 0,405 0,491 65 0,338 0,477
Злоупотребляет водкой 5,652 0,365 0,482 102 0,647 0,480 4,993 0,306 0,461 63 0,286 0,455
Объем потребления водки 5,652 130,0 194,4 102 331,1 299,4 4,993 108,6 171,6 63 107,8 197,6
Пьет самогон 5,653 0,0451 0,208 102 0,0196 0,139 5,012 0,0435 0,204 65 0,169 0,378
Злоупотребляет самогоном 5,646 0,0399 0,196 102 0,0196 0,139 5,008 0,0383 0,192 64 0,156 0,366
Объем потребления самогона 5,646 13,09 78,02 102 4,902 35,54 5,008 14,65 91,52 64 114,1 301,2
Пьет пиво 5,686 0,608 0,488 102 0,363 0,483 5,012 0,577 0,494 65 0,369 0,486
Злоупотребляет пивом 5,654 0,0543 0,227 102 0,0392 0,195 4,984 0,0630 0,243 63 0,0159 0,126
Объем потребления пива 5,654 534,7 664,8 102 312,7 538,3 4,984 530,4 670,3 63 249,2 489,9
Пьет вино 5,677 0,338 0,473 102 0,235 0,426 5,012 0,295 0,456 65 0,200 0,403
Злоупотребляет вином 5,662 0,0362 0,187 102 0,0294 0,170 5,000 0,0342 0,182 65 0,0769 0,269
Объем потребления вина 5,662 79,87 179,0 102 67,65 236,0 5,000 71,85 166,2 65 62,31 187,1
Личные характеристики
Пол (мужской) 9,325 0,495 0,500 213 0,446 0,498 9,033 0,496 0,500 191 0,419 0,495
Возраст 9,325 37,13 11,63 213 39,58 10,55 9,033 37,35 11,45 191 36,86 11,85
Семейное положение
Офици альный брак 2,316 0,580 0,494 114 0,623 0,487 8,994 0,530 0,499 190 0,479 0,501
Неофициальный брак 2,316 0,105 0,307 114 0,0439 0,206 8,994 0,132 0,338 190 0,0421 0,201
В разводе 2,316 0,0898 0,286 114 0,0526 0,224 8,994 0,0812 0,273 190 0,0789 0,270
Вдовец/вдова 2,316 0,0419 0,200 114 0,0263 0,161 8,994 0,0260 0,159 190 0,0158 0,125
Социальный статус
Логарифм личного дохода 8,983 8,159 3,108 208 6,816 2,488 8,647 8,413 3,177 187 6,912 2,481
Высшее образование 9,325 0,240 0,427 213 0,141 0,349 8,979 0,251 0,434 190 0,142 0,350
Безработный 9,325 0,0228 0,149 213 1 0 9,033 0,0211 0,144 191 1 0
Пенсионер 9,325 0,0951 0,293 213 0 0 9,033 0,0896 0,286 191 0,00524 0,0724
Положение на шкалах (1-9 уровней)
Богатый 9,165 4,089 1,398 210 4,038 1,241 8,851 4,175 1,470 188 4,388 1,285
Влиятельный 9,115 3,906 1,605 211 4,033 1,405 8,818 4,106 1,631 188 4,441 1,317
Уважаемый 8,990 6,260 1,636 202 5,218 1,527 8,679 6,396 1,581 187 5,449 1,411
Здоровье
Проблемы со здоровьем 9,312 0,261 0,439 213 0,192 0,395 9,013 0,290 0,454 191 0,188 0,392
Индекс массы тела 9,053 25,43 4,943 207 26,01 4,625 8,775 25,62 5,081 191 25,45 4,845
Типа населенного пункта
Крупный город 9,325 0,390 0,488 213 0,169 0,376 9,033 0,417 0,493 191 0,131 0,338
Окончание Табл. 1
2010 2012
Все респонденты Безработные Все р еспонденты Безработные
obs mean sd obs mean sd obs mean sd obs mean sd
Небольшой город 9,325 0,268 0,443 213 0,117 0,323 9,033 0,251 0,434 191 0,136 0,344
Поселок 9,325 0,0627 0,242 213 0,291 0,455 9,033 0,0641 0,245 191 0,288 0,454
Региональные условия
Количество часов запрета торговли 9,325 7,812 4,425 213 3,798 4,961 9,033 10,92 1,949 191 11,27 1,421
Местная цена обычной водки 9,325 227,4 23,85 213 232,6 20,01 9,033 310,5 28,16 191 319,8 23,46
Местная цена пива 9,325 55,03 4,381 213 55,80 3,482 9,033 67,99 5,536 191 69,52 4,703
Местная цена вина 9,325 204,4 44,46 213 229,3 41,19 9,033 242,3 53,45 191 268,8 45,09
В 2010 г. употребление водки среди безработных было гораздо больше, измеряется ли это в долях потребителей и злоупотребляющих или в среднем потреблении. В 2012 г. употребление водки среди безработных наоборот стало
оо
Табл. 1 содержит описательные статистики для всех переменных, которые мы использовали в нашем анализе. Поскольку наиболее резкое изменение в фактическом количестве часов запрета торговли для респондентов ^ экспериментальной группы произошло в 2011 г. (рис. 1 и 2), мы сравнили группы до ^ и после этого изменения. Для этого описательные статистики мы представили на ^ 2010 и 2012 гг. для всей выборки и подвыборки безработных. о
Для каждого из четырех алкогольных напитков мы использовали фиктивные переменные, определяющие то, потреблял ли респондент соответствующий напиток или нет. Мы также построили фиктивные переменные для злоупотребления этими напитками, исходя из того, что содержание алкоголя в водке, самогоне, пиве и вине ® составляет 40%, 60%, 5% и 14% соответственно. В качестве критерия злоупотребления были выбраны 80 и 60 грамм чистого алкоголя при разовом 1 употреблении для мужчин и женщин соответственно (NHS Choices Website, 2012). g
Наконец, в качестве зависимых переменных мы использовали потребление этих ^
<
четырех напитков, измеренных в граммах в день. о
го
меньше, чем среди остальных, опять-таки, если измерять его теми же самыми х переменными. С самогоном наблюдается противоположная картина: безработные
употребляли меньше самогона, чем остальные респонденты в 2010 г. и намного Р?
больше в 2012 г., опять-таки, при его измерении теми же переменными. о
Употребление пива и вина среди безработных было меньше и в том, и в другом году; ^
однако, в 2012 г., доля злоупотребляющих вином среди безработных стала выше, чем из среди остальных респондентов. В целом употребление водки уменьшилось в обеих
группах, но больше в группе безработных. Потребление самогона увеличилось в о-
обеих группах, но этот рост был существенно выше среди безработных. По пиву и £2
вину подобной относительной динамики не наблюдается. о
Другие переменные по большей части обнаруживают существенные ¡^
различия между группами, что дает основание для их использования в качестве ^
контрольных переменных. Социально-демографические и семейные характеристики ^
включают пол и возраст; фиктивные переменные для официального и р:
неофициального брака и для положения разведенного и овдовевшего; логарифм Ь;
личного дохода, фиктивную переменную для высшего образования и фиктивные ш
переменные для статусов пенсионера и безработного. Кроме того, мы включили три ^
субъективных переменных статуса, основанных на вопросах респондентам о том, о
каково их положение на шкалах богатства, власти и уважения от других людей. <
Состояние здоровья было измерено субъективным наличием проблем со здоровьем и о;
индексом массы тела. Последний определяется как mass/height2, где mass — масса, а height — рост. Этот показатель традиционно используется в качестве одного из объективных показателей состояния здоровья. Региональные условия, в дополнение к часам запрета торговли крепким алкоголем, включают местные цены за алкогольные напитки. Мы их использовали, поскольку цены — это очевидные рыночные факторы спроса на соответствующие товары. Другими пространственными характеристиками, которые мы использовали, были фиктивные переменные для типа населенного пункта респондента. Существует большая теоретическая и эмпирическая литература относительно всех использованных нами контрольных переменных как факторов, тесно связанных с употреблением алкоголя (Andrienko and Nemtsov, 2006; Baltagi and Geishecker, 2006; Dee, 2001; Denisova, 2010; Roshchina, 2013; Skorobogatov, 2012; Stockwell et al., 2011; Treisman, 2010; Yakovlev, 2012).
Отталкиваясь от того, в какие годы вводились местные ограничения ночной торговли крепким алкоголем, мы использовали периоды времени 2005-2012 гг. для оценки эффекта влияния политики для водки и самогона и 2005-2011 гг. для пива и вина.
Результаты регрессионного анализа в целом соответствуют этим со предварительным оценкам (их подробное описание см. в (Skorobogatov, 2014)). о Главная для данного исследования перекрестная переменная была значимо ^ отрицательной во всех спецификациях для водки, положительной во всех спецификациях для самогона, положительной в коротких спецификациях для фиктивной переменной употребления и непрерывной переменной потребления пива и сухого вина. Дополнительный час запрета торговли уменьшал вероятности употребления водки и злоупотребления ею в экспериментальной группе на 3,01% и 2,66%; для самогона те же вероятности увеличились на 0,41% и 0,43%. Это означает, что для людей, наиболее подверженных влиянию ограничения, сокращения часов торговли крепким алкоголем уменьшили вероятности употребления водки и злоупотребления ею в среднем на 33% и 29% и увеличили эти вероятности для
оо
5 О
О
ф самогона приблизительно на 5% (см. табл. 1). <
Эффект запрета торговли в отношении контрольной группы для водки был значимо отрицателен во всех спецификациях, за исключением длинной регрессии ^ употребления водки. Эффект был значимо отрицателен во всех спецификациях для
< самогона. Для пива данный эффект был значимым только в коротких регрессиях g для фиктивной переменной его употребления и объемов потребления. Эффект был
значимо положительным во всех спецификациях для вина, за исключением длинной регрессии злоупотребления. о Также для экспериментальной группы наблюдались систематические
s постоянные отличия в употреблении алкоголя: группа больше употребляла водку го (значимо положительный соответствующий коэффициент во всех спецификациях); ^ для самогона не было никаких систематических различий; а для пива и вина о- значимые различия имели место в пользу контрольной группы в долях 03 употребляющих и объемах потребления.
о Контрольные переменные в основном имеют значимые коэффициенты, а их
¡^ знаки соответствуют результатам других подобных исследований (см., например, ^ Cook and Peters, 2005; Dee, 2001; Gibb et al., 2011; Isabel and Molina, 2007; g Skorobogatov, 2012; Stockwell et al., 2011). Мужчины были более вовлечены в F употребление алкоголя. Доля употребляющих и объемы потребления водки и Ь самогона увеличились с возрастом, в то время как в случае тех же переменных для сЪ пива и вина возраст был отрицательным фактором (Yakovlev, 2012). Употребление — алкоголя было меньше у обладателей высшего образования. Логарифм дохода по о большей части был незначимым фактором для водки, но был значимо
< отрицательным для самогона. Последнее означает, что самогон потребляется ее относительно бедными людьми. Интересно, что местные цены на водку не оказались
значимо связаны с употреблением водки (срав. Kolosnitsyna et al., 2014). При этом они значимо отрицательно связаны с употреблением самогона. Этот результат может быть объяснен некоторой взаимозависимостью между водкой и самогоном, а также тем, что потребителями последнего являются в основном бедные люди. Включение контрольных переменных существенно повысило качество регрессий, как это видно при сопоставлении псевдо R-квадратов в коротких и длинных спецификациях для всех зависимых переменных.
Обсуждение
Местные ограничения в отношении ночной продажи крепкого алкоголя имели предсказуемые прямой и косвенный эффекты в отношении употребления алкоголя респондентов, наиболее подверженных влиянию этих ограничений. Прямой эффект в отношении водки состоял в уменьшении процента употребляющих и злоупотребляющих, как и ее общего потребления. Остальные респонденты также обнаружили тенденцию к снижению тех же показателей по водке, но в гораздо меньшей степени. Этот результат согласуется с другими исследованиями, в которых подтверждается эффективность ограничений ночной продажи алкоголя (Plant and Plant, 2005; Popova et al., 2009; Hahn et al., 2010; Chikritzhs and Stockwell, 2009; Duailibi, 2007; Vingilis et al., 2005; Rossow and Norström, 2011; Kolosnitsyna et al., ^ 2014). Однако, помимо всего прочего, наш результат предполагает, что ограничение ^ ночной продажи главным образом влияет на определенную группу людей, а не на ^ всех людей, что соответствует результату схожего исследования Дугласа (Douglas, о 1998).
Косвенным эффектом было увеличение процента потребляющих и
злоупотребляющих, а также общего потребления самогона среди респондентов
экспериментальной группы. Однако чистый эффект ограничений в отношении ®
употребления и злоупотребления для любого вида водки (включая в это понятие
самогон) в экспериментальной группе был однозначно отрицательным. К 2012 г. 1
среднее число часов запрета торговли предполагало чистые оцениваемые эффекты, g
равные -28,6% и -24,6% для употребления и злоупотребления любой водкой среди ¡g-
людей, наиболее склонных участвовать в ночных попойках. Респонденты из о
экспериментальной группы могли заменить водку легкими напитками. И имеются
некоторые результаты в пользу того, что такая замена произошла, но эти результаты ^
не так надежны, как те, что говорят в пользу замены водки самогоном, потому что <
го
оо
соответствующие переменные взаимодеиствия значимы только в коротких спецификациях.
Политика ограничения ночной продажи не повлияла на употребление пива
в контрольной группе. Это можно объяснить тем, что контрольная группа главным о
образом состояла из людей, которые не пьют по ночам. Менее ожидаемый результат ^
состоит в том, что эта политика положительно повлияла на употребление ими вина го и, что особенно интересно, отрицательно повлияла на их употребление самогона.
Причина, видимо, связана с побочным продуктом политики ограничений. Многие о-
магазины, торгующие 24 часа, закрылись, потому что ночные продажи алкоголя ш
были одним из главных источников их дохода. Эти магазины могли неофициально о
продавать самогон по ночам, и их закрытие лишило производителей самогона их ¡^
дистрибьюторов. Такое перераспределение розничного рынка алкоголя изменило ^
доступный диапазон алкогольных напитков в пользу вина, поскольку в ^
супермаркетах его ассортимент гораздо больше. В отношении употребления пива Р1
такой косвенный эффект политики не наблюдался, потому что оно в равной степени Ь;
доступно в маленьких и больших магазинах. ш
Наши результаты относительно замены крепких напитков в результате ^
введения ограничения соответствуют результатам Колосницыной с соавторами о
(КоЬовтЬвупа еЬ а1., 2014) по пиву, но отличаются по самогону. Относительно <
последнего наши результаты скорее подтверждают то, что самогон используется в о;
качестве заменителя водки при ее удорожании (Andrienko and Nemtsov, 2006). В результате введения ограничений ночной продажи алкоголя среди респондентов, наиболее подверженных влиянию этой политики, существенно увеличилась доля употребляющих самогон и злоупотребляющих им, как и его общие объемы потребления, в то время как среди остальной части респондентов те же показатели использования самогона уменьшились. По сравнению с предыдущими исследованиями наши результаты предполагают, что ограничение стимулировало замену водки самогоном, но этот эффект обнаруживается только в особой группе, в то время как остальная часть людей даже уменьшила свое потребление самогона и злоупотребление им наряду с водкой.
Главные результаты нашего исследования состоят в том, что непосредственным эффектом политики ограничения ночной продажи алкоголя было уменьшение потребления водки заводского производства и ее частичная замена самодельной водкой (самогоном); однако, чистый эффект в отношении водки (любой — как заводского производства, так и самогона) для экспериментальной группы был все же отрицательным. Кроме того, побочным продуктом ограничения было перераспределение рынка алкоголя в пользу крупных магазинов, что способствовало падению продаж самогона и повышения продаж вина. со Эти результаты позволяют сделать ряд практических выводов. Во-первых,
о ограничения ночной продажи алкоголя являются эффективным средством борьбы с ^ пьянством и просто с умеренным употреблением крепкого алкоголя даже в стране с плохим соблюдением законов и значительного неофициального производства алкоголя. Во-вторых, такие ограничения побуждают людей больше потреблять алкоголь, который не подпадает под ограничения. Наконец, ограничения могут вызвать перераспределение розничного рынка алкоголя, что в свою очередь влечет за собой изменения в ассортименте доступного алкоголя. Эти косвенные последствия ограничений следует учитывать лицам, которые принимают практические решения, связанные с алкогольным рынком и проблемами пьянства.
оо
5 О
CD Ш
О <
ф <
о о
X
Заключение
Настоящее исследование имеет ряд особенностей, отличающих его от других исследований в той же области. В нем оценивается эффект ограничений ночной продажи алкоголя для определенной аудитории; результаты получены в отношении
< как прямого влияния, так и косвенных воздействий политики; и это сделано го
^ посредством анализа разности в разностях.
Использованный в данном исследовании метод обеспечивает надежные
^ результаты, робастные к изменению выборки и включению большого числа
о контрольных переменных. Использованный анализ позволяет нам учитывать
■ систематические различия между людьми, подверженными влиянию ограничений,
го и людьми, на которых эти ограничения не влияют (или слабо влияют). Тем самым,
^ мы контролируем важнейший потенциальный источник смещения из-за
о- пропущенных переменных. Полученные оценки робастны к включению
ш фиксированных годовых эффектов и множества контрольных переменных.
о Стандартные ошибки робастны к изменению допущений относительно
¡^ ковариационной матрицы ошибок. Мы их оценивали с учетом автокорреляции на
^ уровне индивидов, что обеспечивает надежность выводов относительно значимости
^ оценок параметров. Последние были получены с помощью наиболее подходящей для
Р1 наших данных функции оценивания, хотя альтернативные функции, МНК, Тобит-
Ь регрессия и Пуассоновская регрессия, дают очень близкие результаты.
ш Вместе с тем данная работа содержит и ряд ограничений, на основании
— которых можно было бы оспорить ее результаты. Выбор экспериментальной группы
о основан на предположении, что безработные были наиболее подвержены влиянию
< ограничения. Поэтому правомерность наших выводов зависит от того, соответствует ее ли поведение в отношении алкоголя у выделенных нами групп этому
предположению. Имеется также проблема с доступными данными. Последние не позволяют нам различать респондентов, которые потребляют только один тип алкогольных напитков за раз, и тех, кто смешивает различные напитки. Это может преуменьшить фактические количества злоупотребляющих алкоголем. Для того чтобы исключить влияние износа выборки на результаты, мы использовали панельные спецификации без учета индивидуальных эффектов. Для учета автокорреляции на уровне индивидов были только посчитаны кластерные робастные стандартные ошибки. Один из результатов, состоящий в том, что потребление самогона в контрольной группе отрицательно связано с введением ограничительной политики, является неожиданным, и в настоящей работе ему дано сугубо гипотетическое объяснение. Наконец, ограничения ночной продажи в регионах вводились параллельно с другими законами, потенциально затрагивавшими торговлю алкоголем, такими как законы о минимальном размере уставного капитала для предприятий розничной торговли. Отсутствие готовых данных об этих законах не позволило в этой работе отделить эффект вводимых законов о ночной продаже алкоголя от эффектов одновременно вводимых законов. Все это открывает возможности для дальнейших исследований ограничений ночной продажи и других ограничительных мер в отношении алкоголя.
со
СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ о
ВЦИОМ (2009). Пента 34/2009. (http://sophist.hse.ru/dbp/S=2336/Q=54/ - Дата „ обращения: 12.07.2014). о
Денисова И. (2010). Потребление алкоголя в России: влияние на здоровье и -
смертность. М.: ЦЕФИР и РЭШ. _
Злоупотребление алкоголем в Российской Федерации: социально-экономические последствия и меры противодействия (2009). Доклад Общественной ® Палаты Российской Федерации, 13 мая 2009.
Консультант плюс (2014). (http://www.consultant.ru/ - Дата обращения: 1 20.05.2016). §
Розмаинский И. В. (2011). Почему капитал здоровья накапливается в
<
развитых странах и "проедается" в постсоветской России? (опыт посткейнсианского о
о
анализа) // Вопросы экономики, № 10, с. 113-131.
Скоробогатов А. С. (2010). Зависимость между человеческим капиталом и самосохранительным поведением // Terra Economicus, № 4, с. 20-36.
Скоробогатов А. С. (2011). Дары, дарообмен и рыночный обмен на шкале организационных форм // Вопросы экономики, № 11, с. 38-56.
Скоробогатов А. С. (2015). Социальный порядок как контракт между f^
сильными и слабыми // Terra Economicus, № 1, с. 43-60. о
Тевено Л. (2001). Рациональность или социальные нормы: преодоленное s
противоречие // Экономическая социология, № 1, с. 88—122. из
Фонд «Общественное мнение» (2014). Потребление алкоголя: привычки и
предпочтения. Что и почему пьют россияне? ФОМнибус 31.03.2014. (http://fom.ru/ о
Obraz-zhizni/11431 - Дата обращения: 12.07.2014). ffi
Acemoglu D. and Robinson J. A. (2006). Economic Origins of Dictatorship and о
Democracy. Cambridge: Cambridge University Press. ¡^
Andrienko Y. and Nemtsov A. (2006). Estimation of individual demand for
alcohol. CEFIR/NES WP No 89. g
Angrist J. and Pischke J.-S. (2009). Mostly Harmless Econometrics: An f
Empiricist's Companion. Princeton, NJ: Princeton University Press. tz
Baltagi B. H. and Geishecker I. (2006). Rational alcohol addiction: evidence from w
the Russian longitudi-nal monitoring survey // Health Economics, vol. 15, pp. 893-914. —
Becker G. S. and Murphy K. M. (1988). A theory of rational addiction // Journal о
of Political Economy, vol. 96, pp. 675-700. <
Buchanan J. M. 1987). The Constitution of Economic Policy // Science, vol. 236, cr
pp. 433-1436. о
Catalano R., Dooley D., Wilson G. and Hough R. (1993). Job loss and alcohol abuse: a test using data from the Epidemiologic Catchment Area project // Journal of Health and Social Behavior, vol. 34, pp. 215-225.
Chikritzhs T. and Stockwell T. (2006). The impact of later trading hours for hotels on level of impaired driver road crashes and driver breath alcohol levels // Addiction, vol. 101, pp. 1254-1264.
Cook P.J. and Peters B. (2005). The myth of the drinker's bonus. NBER WP
11902.
Danielsson A. K, Wennberg P., Hibell B. and Romelsjo A. (2011). Alcohol use, heavy episodic drinking and subsequent problems among adolescents in 23 European countries: does the prevention paradox apply? // Addiction, vol. 107, pp. 71-80.
Dee T. S. (2001). Alcohol abuse and economic conditions: evidence from repeated cross-sections of individual-level data // Health Economics, vol. 10, pp. 257-270.
Denisova I. (2010). Adult mortality in Russia. A microanalysis // Economics of Transition, vol. 18, pp. 333-363.
Douglas M. (1998). Restriction of the hours of sale of alcohol in a small community: a beneficial impact // Australian and New Zealand Journal of Public Health, vol. 22, pp. 714-719.
cd Duailibi S. (2007). The effect of restricting opening hours on alcohol-related
0 violence // American Journal of Public Health, vol. 97, pp. 2276-2280.
^ Eliason M. (2014). Alcohol-related morbidity and mortality following involuntary
^ job loss: evidence from Swedish register data // Journal of Studies on Alcohol and Drugs, ^ vol. 75, pp. 35-46.
s Gibb S. J., Fergusson D. M. and Horwood L. J. (2011). Working hours and
° alcohol problems in early adulthood // Addiction, vol. 107, pp. 81-88. ® Green C. P., Heywood J. S. and Navarro M. (2014). Did liberalizing bar hours
decrease traffic accidents? // Journal of Health Economics, vol. 35, pp. 189-198.
1 Hahn R. A., Kuzara J. L., Elder R., Brewer R., Chattopadhyay S. Fielding J., g Naimi T. S., Toomey T., Middleton J. C. and Lawrence B. (2010). Effectiveness of policies
restricting hours of alcohol sales in preventing excessive alcohol consumption and related harms // American Journal of Preventive Medicine, vol. 39, pp. 590-604.
Humphreys D. and Eisner M. P. (2014). Do flexible alcohol trading hours reduce violence? A theory-based natural experiment in alcohol policy // Social Science & Medicine, vol. 102, pp. 1-9.
Isabel G. and Molina A. (2007). Human development and alcohol abuse in adolescence // Applied Economics, vol. 39, pp. 1315-1323.
Jukkala T., Mäkinen I. H., Kislitsyna O., Ferlander S. and Vägerö D. (2008).
0 Economic strain, social relations, gender, and binge drinking in Moscow // Social Science
1 & Medicine, vol. 66, pp. 663-674.
ro Kolosnitsyna M., Sitdikov M. and Khorkina N. (2014). Availability restrictions
^ and alcohol consumption: a case of restricted hours of alcohol sales in Russian regions // o- International Journal of Alcohol and Drug Research, No. Special Issue on International uj Perspectives on Alcohol Control Policies in Low- and Middle Income Countries. o Leon D., Shkolnikov V. M. and McKee M. (2009). Alcohol and Russian mortality:
¡^ a continuing crisis // Addiction, vol. 104, pp. 1630-1636.
^ Massin S. and Kopp P. (2014). Is life satisfaction hump-shaped with alcohol
g consumption? Evidence from Russian panel data // Addictive Behaviors, vol. 39, pp. 803-F 810.
t Nemtsov A. V. (2000). Estimates of total alcohol consumption in Russia, 1980-
cö 1994 // Drug and Alcohol Dependence, vol. 58, pp. 133-142.
— Nemtsov A. V. (2002). Alcohol-related harm losses in Russia in the 1980s and
o 1990s // Addiction, vol. 97, pp. 1413-1425.
< Nemtsov A. V. (2003). Alcohol consumption level in Russia: a viewpoint on
or Monitoring Health Conditions in the Russian Federation (RLMS) // Addiction, vol. 98, o pp. 369-370.
Nemtsov A. (2004). Alcohol consumption in Russia: is monitoring health conditions in the Russian Federation (RLMS) trustworthy? // Addiction, vol. 99, pp. 38687.
Nemtsov A. V. and Ogurtsov P. P. (2005). Alcohol-related Mortality in Russia. In: Preedy V. R. editor // Comprehensive Handbook of Alcohol Related Pathology, vol. 1, pp. 441-463.
NHS Choices Website (2012). Binge drinking. The Information Standard Member Organisation. (Access Date: 31.12.2012).
Norstrom T. (2011). The role of alcohol in the Russian mortality crisis // Addiction, vol. 106, pp. 1957-1965.
North D. C., Wallis J. J. and Weingast B. R. (2009). Violence and Social Orders: A Conceptual Framework for Interpreting Recorded Human History. Cambridge: Cambridge University Press.
Olson M. (2000). Power and Prosperity. Outgrowing Communist and Capitalist Dictatorships. NY: Basic Books.
Perlman F. J. (2010). A. Drinking in transition: trends in alcohol consumption in Russia 1994-2004 // BMC Public Health, vol. 10, p. 691.
Plant E. J. and Plant M. (2005). A "leap in the dark?" Lessons for the United Kingdom from past extensions of bar opening hours // International Journal of Drug ^ Policy, vol. 16, pp. 363-368. °
Pomerleau J., McKee M., Rose R., Haerpfer C. W., Rotman D. and Tumanov S. ^^ (2005). Drinking in the Commonwealth of Independent States — evidence from eight o countries // Addiction, vol. 100, pp. 1647-1668.
Popova S., Giesbrecht N., Bekmuradov D. and Patra J. (2009). Hours and days of sale and density of alcohol outlets: impacts on alcohol consumption and damage: a systematic review // Alcohol Alcohol, vol. 44, pp. 500-16. ®
Roshchina Y. (2013). To drink or not to drink: the microeconomic analysis of alcohol consumption in Russia in 2006-2010. WP BRP 20/SOC. 1
Russian Longitudinal Monitoring Survey (2005). Chapel Hill: University of g North Carolina. (http://www .cpc.unc.edu/projects/rlms). Jjj
Rossow I. and Norstrom T. (2011). The impact of small changes in bar closing hours on violence. The Norwegian experience from 18 cities // Addiction, vol. 107, pp. 530-537.
Skorobogatov A. S. (2012). The value of human capital and health behavior // Economics Bulletin, vol. 32, pp. 1785-1796.
Skorobogatov A. S. (2014). The effect of closing hour restrictions on alcohol use and abuse in Russia. Higher School of Economics Research Paper No. WP BRP 63/ f? EC/2014. S
Stockwell T., Auld M. C, Zhao J. and Martin G. (2011). Does minimum pricing ^ reduce alcohol consumption? The experience of a Canadian province // Addiction, no vol. 107, pp. 912-920. |
Treisman D. (2010). Death and prices. The political economy of Russia's alcohol o-crisis // Economics of Transition, vol. 18, pp. 281-331. oj
Vingilis E. McLeod A. I., Seeley J., Mann R. E., Beirness D. and Compton C. P. o (2005). Road safety impact of extended drinking hours in Ontario // Accident Analysis & ¡^ Prevention, vol. 37, pp. 549-556. ^
Williamson O. E. (2000). The New Institutional Economics: Taking Stock, g Looking Ahead // Journal of Economic Literature, vol. 38, pp. 596-600. F
Yakovlev E. (2012). USSR babies: who drinks vodka in Russia? CEFIR/NES WP E= No 183. w
Yakovlev E. (2013). Alcohol consumption and mortality. FREE Policy Brief Series. May. o
oo
REFERENCES
Acemoglu D. and Robinson J. A. (2006). Economic Origins of Dictatorship and Democracy. Cambridge, Cambridge University Press.
Alcohol Abuse in the Russian Federation: Social and Economic Consequences and Alcohol Policies (2009). Report of Public Chamber of the Russian Federation. 13.05.2009. (In Russian).
Andrienko Y. and Nemtsov A. (2006). Estimation of individual demand for alcohol. CEFIR/NES WP No 89.
Angrist J. and Pischke J.-S. (2009) Mostly Harmless Econometrics: An Empiricist's Companion. Princeton, NJ, Princeton University Press.
Baltagi B. H. and Geishecker I. (2006). Rational alcohol addiction: evidence from the Russian longitudi-nal monitoring survey. Health Economics, vol. 15, pp. 893-914.
Becker G. S. and Murphy K. M. (1988). A theory of rational addiction. Journal of Political Economy, vol. 96, pp. 675-700.
Buchanan J. M. 1987). The Constitution of Economic Policy. Science, vol. 236, pp. 433-1436.
Catalano R., Dooley D., Wilson G. and Hough R. (1993). Job loss and alcohol abuse: a test using data from the Epidemiologic Catchment Area project. Journal of co Health and Social Behavior, vol. 34, pp. 215-225.
o Chikritzhs T. and Stockwell T. (2006). The impact of later trading hours for
■ hotels on level of impaired driver road crashes and driver breath alcohol levels. Addiction, vol. 101, pp. 1254-1264.
Consultant Plus (2014). (http://www.consultant.ru - Access Date: 20.05.2014). (In s Russian).
° Cook P. J. and Peters B. (2005). The myth of the drinker's bonus. NBER WP
• 11902.
Danielsson A. K, Wennberg P., Hibell B. and Romelsjo A. (2011). Alcohol use, heavy episodic drinking and subsequent problems among adolescents in 23 European countries: does the prevention paradox apply? Addiction, vol. 107, pp. 71-80.
Dee T. S. (2001). Alcohol abuse and economic conditions: evidence from repeated cross-sections of individual-level data. Health Economics, vol. 10, pp. 257-270.
Denisova I. (2010a). Adult mortality in Russia. A microanalysis. Economics of Transition, vol. 18, pp. 333-363.
Denisova I. (2010b). Alcohol consumption in Russia: the health and mortality effects. Moscow, CEFIR and NES. (In Russian).
Douglas M. (1998). Restriction of the hours of sale of alcohol in a small ^ community: a beneficial impact. Australian and New Zealand Journal of Public Health, | vol. 22, pp. 714-719.
s Duailibi S. (2007). The effect of restricting opening hours on alcohol-related
ro violence. American Journal of Public Health, vol. 97, pp. 2276-2280.
Eliason M. (2014). Alcohol-related morbidity and mortality following involuntary o- job loss: evidence from Swedish register data. Journal of Studies on Alcohol and Drugs, S3 vol. 75, pp. 35-46.
o Fund "Obshchestvennoye Mnenie" (2014). Alcohol consumption: habits and
¡^ preferences. What and why do Russians drink? FOBnibus 31.03.2014. (http://fom.ru/ ^ Obraz-zhizni/11431 - Access Date: 12.07.2014). (In Russian).
g Gibb S. J., Fergusson D. M. and Horwood L. J. (2011). Working hours and
F alcohol problems in early adulthood. Addiction, vol. 107, pp. 81-88. t Green C. P., Heywood J. S. and Navarro M. (2014). Did liberalizing bar hours
w decrease traffic accidents? Journal of Health Economics, vol. 35, pp. 189-198. ^ Hahn R. A., Kuzara J. L., Elder R., Brewer R., Chattopadhyay S. Fielding J.,
o Naimi T. S., Toomey T., Middleton J. C. and Lawrence B. (2010). Effectiveness of policies < restricting hours of alcohol sales in preventing excessive alcohol consumption and cc related harms. American Journal of Preventive Medicine, vol. 39, pp. 590-604.
Humphreys D. and Eisner M. P. (2014). Do flexible alcohol trading hours reduce violence? A theory-based natural experiment in alcohol policy. Social Science & Medicine, vol. 102, pp. 1-9.
Isabel G. and Molina A. (2007). Human development and alcohol abuse in adolescence. Applied Economics, vol. 39, pp. 1315-1323.
Jukkala T., Makinen I. H., Kislitsyna O., Ferlander S. and Vagero D. (2008). Economic strain, social relations, gender, and binge drinking in Moscow. Social Science & Medicine, vol. 66, pp. 663-674.
Kolosnitsyna M., Sitdikov M. and Khorkina N. (2014). Availability restrictions and alcohol consumption: a case of restricted hours of alcohol sales in Russian regions. International Journal of Alcohol and Drug Research, No. Special Issue on International Perspectives on Alcohol Control Policies in Low- and Middle Income Countries.
Leon D., Shkolnikov V. M. and McKee M. (2009). Alcohol and Russian mortality: a continuing crisis. Addiction, vol. 104, pp. 1630-1636.
Massin S. and Kopp P. (2014). Is life satisfaction hump-shaped with alcohol consumption? Evidence from Russian panel data. Addictive Behaviors, vol. 39, pp. 803810.
Nemtsov A. V. (2000). Estimates of total alcohol consumption in Russia, 19801994. Drug and Alcohol Dependence, vol. 58, pp. 133-142. ^ Nemtsov A. V. (2002). Alcohol-related harm losses in Russia in the 1980s and ^ 1990s. Addiction, vol. 97, pp. 1413-1425. ^ Nemtsov A. V. (2003). Alcohol consumption level in Russia: a viewpoint on o Monitoring Health Conditions in the Russian Federation (RLMS). Addiction, vol. 98, pp. 369-370.
Nemtsov A. (2004). Alcohol consumption in Russia: is monitoring health conditions in the Russian Federation (RLMS) trustworthy? Addiction, vol. 99, pp. 386- ® 87.
Nemtsov A. V. and Ogurtsov P. P. (2005). Alcohol-related Mortality in Russia. In: i Preedy V. R. editor. Comprehensive Handbook of Alcohol Related Pathology, vol. 1, g pp. 441-463.
NHS Choices Website (2012). Binge drinking. The Information Standard Member Organisation. (Access Date: 31.12.2012).
Norstrom T. (2011). The role of alcohol in the Russian mortality crisis. Addiction, vol. 106, pp. 1957-1965.
North D. C., Wallis J. J. and Weingast B. R. (2009). Violence and Social Orders: A Conceptual Framework for Interpreting Recorded Human History. Cambridge, Cambridge University Press. f:
Olson M. (2000). Power and Prosperity. Outgrowing Communist and Capitalist o Dictatorships. NY, Basic Books. s
Perlman F. J. (2010). A. Drinking in transition: trends in alcohol consumption in tc Russia 1994-2004. BMC Public Health, vol. 10, p. 691. |
Plant E. J. and Plant M. (2005). A "leap in the dark?" Lessons for the United o Kingdom from past extensions of bar opening hours. International Journal of Drug iS Policy, vol. 16, pp. 363-368. o
Pomerleau J., McKee M., Rose R., Haerpfer C. W., Rotman D. and Tumanov S. ¡^ (2005). Drinking in the Commonwealth of Independent States — evidence from eight ^ countries. Addiction, vol. 100, pp. 1647-1668. g
Popova S., Giesbrecht N., Bekmuradov D. and Patra J. (2009). Hours and days of F sale and density of alcohol outlets: impacts on alcohol consumption and damage: a tz systematic review. Alcohol Alcohol, vol. 44, pp. 500-16. w
Roshchina Y. (2013). To drink or not to drink: the microeconomic analysis of alcohol consumption in Russia in 2006-2010. WP BRP 20/SOC. o
Rossow I. and Norstrom T. (2011). The impact of small changes in bar closing < hours on violence. The Norwegian experience from 18 cities. Addiction, vol. 107, pp. 530— cr 537. o
oo
Rozmainsky I. V. (2011). Why is health capital accumulated in developed countries and "wasted" in post-Soviet Russia? (Post-Keynesian analysis). Voprosy Ekonomiki, no. 10, pp. 113-131. (In Russian).
Russian Longitudinal Monitoring Survey (2005). Chapel Hill: University of North Carolina. (http://www.cpc.unc.edu/projects/rlms).
Skorobogatov A. S. (2010). Relationship between human capital and health behavior. Terra Economicus, no. 4. pp. 20-36. (In Russian).
Skorobogatov A. S. (2011). Gifts, Gift-Exchange, and Market Exchange as Organizational Alternatives. Voprosy Ekonomiki, no. 11, pp. 38-56. (In Russian).
Skorobogatov A. S. (2012). The value of human capital and health behavior. Economics Bulletin, vol. 32, pp. 1785-1796.
Skorobogatov A. S. (2014). The effect of closing hour restrictions on alcohol use and abuse in Russia. Higher School of Economics Research Paper No. WP BRP 63/ EC/2014.
Skorobogatov A. S. (2015). Social order as a contract between the powerful and the weak. Terra Economicus, no. 1, pp. 43-60. (In Russian).
Stockwell T., Auld M. C, Zhao J. and Martin G. (2011). Does minimum pricing reduce alcohol consumption? The experience of a Canadian province. Addiction, vol. 107,
cd pp. 912-920.
0 Tevenot L. (2001). Rationality and social norms, overcome contradiction.
^ Ekonomicheskaya Sociologiya, no. 1, pp. 88-122. (In Russian).
.oj Treisman D. (2010). Death and prices. The political economy of Russia's alcohol
- crisis. Economics of Transition, vol. 18, pp. 281-331.
s Vingilis E. McLeod A. I., Seeley J., Mann R. E., Beirness D. and Compton C. P.
° (2005). Road safety impact of extended drinking hours in Ontario. Accident Analysis &
• Prevention, vol. 37, pp. 549-556.
VTsIOM (2009). Penta 34/2009. (http://sophist.hse.ru/dbp/S=2336/Q=54 - Access
1 Date: 12.06.2014). (In Russian).
g Williamson O. E. (2000). The New Institutional Economics: Taking Stock,
Looking Ahead. Journal of Economic Literature, vol. 38, pp. 596-600.
5 Yakovlev E. (2012). USSR babies: who drinks vodka in Russia? CEFIR/NES WP
* No 183.
| Yakovlev E. (2013). Alcohol consumption and mortality. FREE Policy Brief
< Series. May.
o
X
■
<
CD X
CO LU
CO <
o
I— 3 h; I—
CO z
Ll_
o <
cc
3
o
