prop · GO0397D1 · 2001-01-01 00:00:00 — Innan vi går in på de empiriska skattningarna av lördagseffekten skall vi först teoretisk diskutera frågan: hur stora skadeeffekter kan vi förvänta oss av en försäljningsökning på , och vilka är möjligheterna att upptäcka dem statistiskt? Enligt resultat från tidigare studier leder en försäljningsökning på till en ökning i rattfylleri på (, 1999); effekten på misshandel totalt är av samma storleksordning (, 1990; , 1998). Detta innebär att en försäljningsökning på väntas leda till en ökning på i dessa två skadeindikatorer. Den procentuella ökningen väntas vara större, eftersom den konsumtionsökning som lördagsöppet genererar bör vara koncentrerad till . Enligt m.fl. (2000, s. 73) utgör konsumtionen under lördag-söndag hälften av den totala konsumtionen. En försäljningsökning på totalt skulle då representera en konsumtionsökning . Förutsatt att de alkoholeffekter som nämndes ovan också gäller för , skulle man förvänta sig en ökning i rattfylleri och misshandel på . En viktig fråga är om utvärderingens design förmår att fånga upp effekter av denna storleksordning. Frågan gäller alltså vilka felmarginaler man har att räkna med vid skattningen av lördagseffekten, och om dessa är mindre än de förväntade effekterna. Minimivärdet på den förväntade felmarginalen bestäms av antalet försöksmånader och skadeindikatorns bastal (antalet fall /månad). Ju färre fall, desto större är de slumpmässiga variationerna från månad till månad, vilket leder till större felmarginaler. Beräkningar (se teknisk bilaga A) visar att för misshandel totalt (den indikator som har störst bastal) ger enbart denna felkälla en felmarginal på givet 10 försöksmånader. Till detta kommer andra källor till osäkerhet. Vi kan alltså konstatera att de förväntade effekterna på misshandel och rattfylleri ligger inom ramen för de statistiska felmarginalerna. Under dessa premisser kan man kan fråga sig om det är motiverat att gå vidare med analyserna. Ja, det finns det skäl till; forskningen visar att de sociala skadeeffekterna av en given konsumtionsökning påverkas av vilka det är som dricker och i vilket sammanhang. (1990) visar t.ex. att effekten av en liters ökning i alkoholkonsumtionen har starkare effekt på misshandel om det är restaurangkonsumtion jämfört med hemkonsumtion. De alkoholeffekter vi har utgått ifrån är genomsnittseffekter, och man kan inte utesluta att den konsumtionsökning som lördagsöppet genererar har starkare effekter på sociala skadeindikatorer. Data Indikatorerna på misshandel och rattfylleri bygger på polisrapporterade fall (källa: , Brå). Data innehåller uppgifter om brottsdatum (dock ej klockslag) och tidsfönstren är sålunda dygnsspecifika: veckodagar () respektive veckoslutsdagar (). Positiva utandningsprov (källa: ) är en kompletterande indikator på rattfylleri som baseras på de prov som polisen tar vid nykterhetskontroller. Positivt innebär att alkoholhalten överstiger den legala gränsen för rattfylleri. Indikatorn är ej heltäckande; i av fallen tas i stället blodprov för vilket det saknas statistik av det slag som krävs i detta sammanhang. Serien för utandningsprov täcker . Data innehåller uppgifter om brottsdatum och klockslag, vilket möjliggjort smalare tidsfönster. I analyserna har vi sålunda använt följande tidsfönster: 1: söndag 14.00-lördag 09.59; 2: lördag 10.00-13.59; 3: lördag 14.00-söndag 13.59; 4: tidsfönster 2+3, dvs. lördag 10.00-söndag 13.59. Om det finns en reell lördagseffekt bör den uppträda i tidsfönster 3, medan den eventuella effekten av förändrad inriktning på polisens kontrollinsatser bör uppträda i tidsfönster 2 (Systembolagets normala öppethållandetid ). Ursprungsdata är länsspecifika vilka aggregerats till ett kontrollområde, ett gränsområde och de tre experimentområdena. Resultat Tabell 3.1-3.2 har det rent deskriptiva syftet att ge en uppfattning om bastalen för de olika indikatorerna (i den tekniska bilagan ges även uppdelning på de enskilda experimentområdena). Bastalen för barnmisshandel visade sig vara alltför små som underlag för vidare analyser (se den tekniska bilagan B). Figur 3.1-3.7 visar resultaten från den grafiska metoden, där den faktiska utvecklingen i respektive indikator jämförs med den utveckling som prognostiseras utifrån kontrollområdet. Vi tittar först på tidsperioden före lördagsöppningen. Man kan då notera en mycket sämre överensstämmelse mellan faktisk och prognostiserad utveckling än vad som gällde vid motsvarande analyser av försäljningsdata. Detta gäller särskilt indikatorer med små bastal, t.ex. utandningsprov. Detta är ett uttryck för att experiment- och kontrollområde är svagare synkroniserade i skadeindikatorernas förändringar jämfört med alkoholförsäljningens variationer . Vi får alltså räkna med större felmarginaler och mer statistisk osäkerhet i de aktuella analyserna. Om vi så tittar på försöksperioden finner vi inga systematiska avvikelser mellan faktisk och prognostiserad utveckling i de olika formerna av misshandel (figur 3.1-3.3). För kvinnomisshandel noteras att fler månader ligger över än under prognos, men mönstret ger inget tydligt utslag. När vi kommer till rattfylleri och positiva utandningsprov (lördag 10.00-söndag 13.59) finner vi däremot faktiska värden som ligger över prognosen för flertalet av månaderna. Figur 3.6 ger stöd för resonemanget ovan att detta åtminstone delvis kan bero på mer riktade kontrollinsatser från polisen under de timmar Systembolaget har lördagsöppet; som vi ser har antalet positiva utandningsprov ökat markant i experimentområdet . När tidsfönstret snävas in till lördag 14.00-söndag 13.59 minskar sålunda de systematiska skillnaderna mellan utfall och prognos. Vi övergår till modellskattningarna, där resultaten ligger i linje med utfallet från den grafiska metoden. (Detaljerad redovisning av modellskattningarna ges i den tekniska bilagan B.) Tabell 3.3 visar att den skattade lördagseffekten inte är statistiskt signifikant för någon av misshandelsindikatorerna. För rattfylleri (tabell 3.4.a) är effekten klart signifikant i , och på gränsen till signifikant för alla experimentområden sammantaget. Resultaten för utandningsprov lördag 10.00-söndag 13.59 uppvisar samma mönster (men med klar signifikans för alla experimentområden). Om vi utesluter utandningsproven lördag 10.00-13.59, dvs. då Systembolaget har lördagsöppet, halveras den skattade lördagseffekten och är inte längre statistiskt säkerställd. Tabell 3.4b visar den beräknade totaleffekten på rattfylleriindikatorerna, där effekten för relaterats till veckans som bas. Uttryckt på detta sätt blir den skattade effekten naturligtvis lägre (dessa beräkningar har endast gjorts för indikatorer där vi fått signifikanta effekter). Genomsnittligt antal fall av kvinnomisshandel inomhus, misshandel utomhus och misshandel totalt i månaderna i kontroll- och experimentområde före (1995-1999) och efter (2000) lördagsöppningen. Kvinnomisshandel Misshandel utomhus Misshandel totalt Kontroll Experiment Kontroll Experiment Kontroll Experiment Före 93.6 153.1 307.0 434.3 557.3 830.2 Efter 78.3 143.1 322.1 442.8 547.8 821.6 Ändring (%) -16 -6 +5 +2 -2 -1 Genomsnittligt antal fall veckodagar () av kvinnomisshandel inomhus, misshandel utomhus och misshandel totalt i månaderna i kontroll- och experimentområde före (1995-1999) och efter (2000) lördagsöppningen. Kvinnomisshandel Misshandel utomhus Misshandel totalt Kontroll Experiment Kontroll Experiment Kontroll Experiment Före 165.6 291.2 323.3 508.4 696.1 1168.9 Efter 133.3 240.0 297.2 492.2 618.1 1041.0 Ändring (%) -20 -18 -8 -3 -11 -11 Genomsnittligt antal fall av rattfylleri, positiva utandningsprov lördag 10.00-söndag 13.59 och positiva utandningsprov lördag 14.00-söndag 13.59 i månaderna i kontroll- och experimentområde före (1995-1999) och efter (2000) lördagsöppningen. Rattfylleri Utandningsprov lö 10.00-sön 13.59 Utandningsprov lö 14.00-sön 13.59 Kontroll Experiment Kontroll Experiment Kontroll Experiment Före 164.6 212.0 86.5 96.9 76.4 86.3 Efter 180.0 239.9 72.5 104.8 62.9 83.9 Ändring (%) +9 +13 -16 +8 -18 -3 Genomsnittligt antal fall veckodagar () av rattfylleri och positiva utandningsprov i månaderna i kontroll- och experimentområde före (1995-1999) och efter (2000) lördagsöppningen. (För utandningsprov endast t.o.m. ). Kontroll Experiment Kontroll Experiment Före 248.2 309.6 241.2 296.6 Efter 277.3 312.3 211.3 270.5 Ändring (%) +12 +1 -12 -9 Skattad effekt (%) av lördagsöppet på kvinnomisshandel inomhus, misshandel utomhus och misshandel totalt under lördag-söndag i experimentområdena , och under lördagsöppningens första fas (). Alla experimentområden Särskilda experimentområden Kvinnomisshandel 0.9NS 1.2NS 5.3NS 11.3NS Misshandel utomhus -5.1NS -8.0NS -5.2NS 8.5NS Misshandel totalt 0.2NS -2.6NS 1.2NS 13.0NS * p < 0.05 ** p < 0.01 NS Ej statistisk signifikant (p > 0.05) Skattad effekt (%) av lördagsöppet på rattfylleri under lördag-söndag, positiva utandningsprov lördag 10.00-söndag 13.59 och positiva utandningsprov lördag 14.00-söndag 13.59 i experimentområdena , och under lördagsöppningens första fas (). (För utandningsprov endast t.o.m. ). Alla experimentområden Särskilda experimentområden Rattfylleri 14.8NS 22.1* 8.8NS 4.0NS Utandningsprov lö 10.00-sön 13.59 18.6* 30.7* -0.7NS 23.7NS Utandningsprov lö 14.00-sön 13.59 9.1NS 12.2NS 0.8NS <0.1NS * p < 0.05 ** p < 0.01 NS Ej statistisk signifikant (p > 0.05) Skattad effekt (%) av lördagsöppet på det totala antalet fall av rattfylleri och positiva utandningsprov i experimentområdena , och under lördagsöppningens första fas (). Alla experimentområden Särskilda experimentområden Rattfylleri 6.0NS 8.8* 3.6NS 1.6NS Utandningsprov lö 10.00-sön 13.59 4.5* 6.9* -0.2NS 6.8NS * p < 0.05 ** p < 0.01 NS Ej statistisk signifikant (p > 0.05) TEKNISK BILAGA A Låt Mk och Me vara det genomsnittliga antalet fall i. kontroll- respektive experimentområdet före interventionen (lördagsöppningen). Vi observerar så antalet efter interventionen och betraktar de månatliga antalen som oberoende Poisson-variabler med forväntning Mk och Me. Då är variansen till en månadobservation lika med väntevärdet. Vi beräknar det genomsnittliga antalet fall för de N månaderna efter interventionen, och betecknar detta genomsnittet m. Standardfelet till detta genomsnitt blir då: Vi antar nu for enkelhetens skuld att vi har tillräckligt antal observationer före interventionen för att kunna estimera M med full precision och beräknar genomsnittet efter interventionen i förhållande till M i procent, dvs. kvoten 100Om/M. Vi vill nu jämföra kontroll- med experimentområdet med avseende på denna kvot och avgöra om den är lika eller olika i de två områdena. Standardfelet till differensen mellan dessa två storheter ges då av: När N=10, Mk =550, Me =800 blir detta standardfel lika . Om vi väljer signifikansnivå, måste med andra ord ändringen i experimentområdet vara minst 3.6 procenteheter större än ändringen i kontrollområdet för att vara signifikant. (De valda siffrorna gäller misshandel totalt. Med mindre bastal följer större standardfel.) I denna förenklade beräkning har vi bortsett från alla andra källor till osäkerhet. De reelle felmarginalerna måste därför antas vara betydligt större. TEKNISK BILAGA B Tabell B1. Genomsnittligt antal fall av barnmisshandel, kvinnomisshandel inomhus, misshandel utomhus, och misshandel totalt i månaderna i kontroll- och experimentområde före (1995-1999) och efter (2000) lördagsöppningen. KVINNO-MISSHANDEL Kontroll-område Alla experi-mentområden Särskilda experimentområden Före 93.6 153.1 88.0 38.6 26.6 Efter 78.3 143.1 82.3 33.5 27.3 Ändring (%) -16 -6 -6 -13 +3 MISSHANDEL UTOMHUS Kontroll-område Alla experimentområden Särskilda experimentområden Före 307.0 434.3 236.5 121.7 76.1 Efter 322.1 442.8 236.3 120.3 86.2 Ändring (%) +5 +2 0 -1 +13 BARNMISSHANDEL Kontroll-område Alla experimentområden Särskilda experimentområden Före 14.9 23.0 12.4 6.9 3.8 Efter 13.7 21.6 10.0 8.8 2.8 Ändring (%) -8 -6 -19 +27 -26 MISSHANDEL TOTALT Kontroll-område Alla experimentområden Särskilda experimentområden Före 557.3 830.2 454.3 223.8 152.1 Efter 547.8 821.6 438.4 215.9 167.3 Ändring (%) -2 -1 -4 -4 +10 Genomsnittligt antal fall av rattfylleri, positiva utandningsprov och positiva utandningdprov tagna efter , i månaderna i kontroll- och experimentområde före (1995-1999) och efter (2000) lördagsöppningen. (För utandningsprov endast t.o.m. ). RATTFYLLERI Kontroll-område Alla experimentområden Särskilda experimentområden Före 164.6 212.0 92.9 58.8 60.2 Efter 180.0 239.9 108.0 66.9 65.0 Ändring (%) +9 +13 +16 +14 +8 UTANDNINGS-PROV Kontroll-område Alla experimentområden Särskilda experimentområden lö 10.00- sön 13.59 Före 86.5 96.9 44.5 28.8 23.6 Efter 72.5 104.8 51.9 27.4 25.5 Ändring (%) -16 +8 +17 -5 +8 UTANDNINGS-PROV Kontroll-område Alla experimentområden Särskilda experimentområden lö 14.00- sön 13.59 Före 76.4 86.3 40.9 25.8 19.6 Efter 62.9 83.9 41.5 24.5 17.9 Ändring (%) -18 -3 +1 -5 -9 Modellestimat för kvinnomisshandel inomhus, misshandel utomhus och misshandel totalt under lördag-söndag, i de tre experimentområdena och totalt. ARIMA-modeller skattade på månadsdata (odifferentierade) . Parameter SE Parameter SE Parameter SE Parameter SE AR1 0.26 Lördagseffekt 0.012 0.086 0.052 0.097 0.107 0.092 0.009 0.065 Kontrollområde 0.718 0.084 0.749 0.105 0.555 0.114 0.668 0.068 Veckodagar -0.169 0.126 0.140 0.095 -0.096 0.136 -0.160 0.106 2.09 0.87 -0.37 0.68 1.14 0.79 2.92 0.77 Q(24)* 20.1 MISSHANDEL UTOMHUS Alla experimentområden Parameter SE Parameter SE Parameter SE Parameter SE AR1 0.38 Lördagseffekt -0.083 0.062 -0.053 0.047 0.082 0.073 -0.052 0.046 Kontrollområde 0.821 0.061 0.847 0.064 0.907 0.096 0.856 0.049 Veckodagar -0.102 0.081 0.129 0.062 0.245 0.089 -0.053 0.066 1.37 0.47 -0.69 0.37 -1.92 0.49 1.51 0.40 Q(24)* 12.2 MISSHANDEL TOTALT Alla experimentområden Parameter SE Parameter SE Parameter SE Parameter SE AR1 0.36 Lördagseffekt -0.026 0.049 0.012 0.047 0.122 0.067 0.002 0.039 Kontrollområde 0.865 0.061 0.983 0.071 0.708 0.089 0.840 0.051 Veckodagar 0.013 0.089 0.183 0.067 -0.017 0.122 -0.036 0.078 0.57 0.79 -1.88 0.66 0.61 0.91 1.66 0.72 Q(24)* 33.8 *Test för autokorrelerade residualer Modellestimat för rattfylleri och positiva utandningsprov under lördag-söndag i de tre experimentområdena och totalt. ARIMA-modeller skattade på månadsdata (odifferentierade) . (För utandningsprov . Parameter SE Parameter SE Parameter SE Parameter SE AR1 0.10 Lördagseffekt 0.200 0.081 0.084 0.095 0.039 0.107 0.138 0.069 Kontrollområde 0.185 0.088 0.577 0.100 0.419 0.090 0.336 0.071 December -0.270 0.116 -0.100 0.087 -0.301 0.089 -0.238 0.083 3.583 0.449 1.118 0.508 1.936 0.459 3.644 0.363 Q(24)* 18.7 UTANDNINGSPROV lö 10.00- sön 13.59 Alla experimentområden Parameter SE Parameter SE Parameter SE Parameter SE AR1 0.25 Lördagseffekt 0.268 0.103 -0.007 0.120 0.213 0.127 0.171 0.077 Kontrollområde 0.139 0.121 0.254 0.160 0.321 0.146 0.194 0.095 December -0.294 0.150 -0.353 0.167 -0.455 0.150 -0.348 0.108 3.143 0.534 2.208 0.707 1.659 0.644 3.685 0.418 Q(24)* 28.6 UTANDNINGSPROV lö 14.00- sön 13.59 Alla experimentområden Parameter SE Parameter SE Parameter SE Parameter SE AR1 0.19 Lördagseffekt 0.115 0.104 0.008 0.120 0.000 0.132 0.087 0.086 Kontrollområde 0.086 0.131 0.340 0.164 0.237 0.172 0.213 0.104 December -0.307 0.158 -0.340 0.176 -0.587 0.182 -0.339 0.118 3.296 0.562 1.759 0.703 1.868 0.738 3.508 0.447 Q(24)* 24.5 *Test för autokorrelerade residualer Prognostiserad (streckad, trianglar) och faktisk kvinnomisshandel inomhus (cirklar, heldraget) i experimentområdet Prognostiserad (streckad, trianglar) och faktisk misshandel utomhus (cirklar, heldraget) i experimentområdet Prognostiserad (streckad, trianglar) och faktisk misshandel totalt (cirklar, heldraget) i experimentområdet Prognostiserat (streckad, trianglar) och faktiskt rattfylleri (cirklar, heldraget) i experimentområdet Prognostiserat (streckad, trianglar) och faktiskt antal positiva utandningsprov (cirklar, heldraget) i experimentområdet lördag 10.00-söndag 13.59 Prognostiserat (streckad, trianglar) och faktiskt antal positiva utandningsprov (cirklar, heldraget) i experimentområdet lördag 10.00-13.59 Prognostiserat (streckad, trianglar) och faktiskt antal positiva utandningsprov (cirklar, heldraget) i experimentområdet lördag 14.00-söndag 13.59 4 Sammanfattning och slutsatser I enlighet med beslut startade Systembolaget en försöksverksamhet med lördagsöppna butiker. Denna rapport redovisar resultaten från utvärderingen av . Utvärderingens uppläggning Försöket med lördagsöppet bygger på en design med tre experimentområden: : , , , län och ett kontrollområde: , län, , , län, , . I denna rapport skattas effekten av lördagsöppet på: alkoholförsäljningen olika skadeindikatorer Effekten skattas genom statistiska analyser av hur försäljning och skador utvecklats i experimentområdet jämfört med kontrollområdet. På detta sätt minskar man risken för att andra faktorer ska snedvrida resultaten, men som alltid vid statistiska undersökningar finns det vissa felmarginaler. För att man ska kunna se om en eventuell avvikelse för lördagsöppet faller utanför de normala fluktuationerna, baseras analyserna på månadsdata för . Resultat Alkoholförsäljningen Sedan lördagsöppet infördes har alkoholförsäljningen ökat mer i experiment- än i kontrollområdet. Enligt resultaten ligger nettoökningen på , vilket främst är en följd av ökad ölförsäljning i experimentområdena, men även effekten på vin- och spritförsäljningen är statistiskt säkerställd. Effekten är jämnt fördelad över försöksperioden och visar inte tecken på att öka eller minska. Här finns dock en regional skillnad; i kamoufleras effekten av den ökade privatinförseln, i är det först som någon lördagseffekt kan urskiljas. Vad gäller den totala effekten är dock skillnaderna mellan de tre enskilda experimentområdena små. Dessa resultat måste bedömas som tillförlitliga: undersökningsdesignen fungerar tillfredsställande på så sätt att kontrollområdet verkligen är jämförbart med experimentområdet; kontroller av tänkbara felkällor, såsom handelsläckage, gav ett tillfredsställande utfall; effekterna på försäljningen är skattade med mycket små felmarginaler. Skador De skadeindikatorer som analyserats är olika former av polisrapporterad brottslighet: Misshandel mot kvinna inomhus, offer och gärningsman bekanta Misshandel utomhus Misshandel, totalt Rattfylleri I dessa analyser är det utvecklingen under lördag-söndag som fokuserats, eftersom eventuella effekter bör vara koncentrerade till . Enligt resultaten visar ingen av indikatorerna på misshandel någon klar ökning. Däremot ökade antalet rattfylleribrott mera i experimentområdet, speciellt i . Analyserna tyder dock på att denna ökning kan bero på polisens riktade kontroller mot områden nära lördagsöppna Systembolag. Om tidsintervallet för sådana kontroller (lördag 10-14) hålls utanför, är uppgången i rattfylleri inte längre lika markant och ligger inom den statistiska felmarginalen. Slutsatser Resultaten från statistiska undersökningar är alltid förknippade med mer eller mindre stora felmarginaler. När det gäller de resultat som presenterats här, kan sägas att den statistiska osäkerheten kring effekterna på försäljningen är betydligt mindre än de skattningar som gäller skadeindikatorerna. Försäljningssiffrorna är av hög kvalitet och försäljningen i kontrollområdet ger bra prognoser för experimentområdets försäljning. Detta gör att effekten av lördagsöppet på alkoholförsäljningen är skattad med mycket små felmarginaler, och resultaten påverkas inte mycket av vilken statistisk modell man väljer. Brottsdata, å andra sidan, har väl kända kvalitetsbrister och variationen är därför mer påverkad av störningar och brus än vad som gäller försäljningsdata. Detta i kombination med den relativt korta uppföljningen gör att felmarginalen kring skattningarna är stora. Beräkningar visade att de skadeeffekter som en försäljningsökning på normalt kan väntas ge upphov till knappast kan fångas upp i utvärderingen. Mot denna bakgrund är avsaknaden av signifikanta skadeeffekter inte förvånande. Kunde man inte ha räknat ut detta i förväg och valt någon annan väg? Några förhållanden bör då påpekas: Det finns inte någon annan design eller metod som hade varit effektivare i detta sammanhang. Det var omöjligt att ge någon säker prognos på vilken försäljningsökning försöket skulle ge. Den kunde mycket väl ha blivit avsevärt större än , och då hade de förväntade skadeeffekterna också blivit större och lättare att upptäcka statistiskt. Som nämndes i rapportens inledning, tyder senare analyser på att lördagsstängningen gav en minskning i försäljningen på . De positiva effekter som utvärderingarna av lördagsstängningen rapporterade är också förenliga med en försäljningsminskning av denna storleksordning. Det kunde inte uteslutas att den försäljningsökning som lördagsöppet genererade skulle ha starkare effekt på skador än vad en mer reguljär (t.ex. konjunkturbetingad) försäljningsökning har. Det skall dock understrykas att föreliggande rapport bara är baserad på erfarenheterna från , och att det finns alla skäl till att noga följa utvecklingen; längre serier med ytterligare observationer kan modifiera utfallet. Referenser Ds S 1982:2. En utvärdering av försöket med lördagsstängda systembutiker (). Ds S 1984:8. Effekter av lördagsstängda systembutiker. En utvärdering (). , , , B., , , , M. and . Alkoholkonsumtionen i (). Alcohol and Criminal Violence - time series analyses in a comparative perspective (Almqvist&Wiksell). , D., McCleary, R., Meidinger, E.E. och , R.A. Interrupted Time Series Analysis (). Effects on criminal violence of different beverage types and private and public drinking. Addiction, 93:689-699. Ökad totalkonsumtion av alkohol leder till ökat rattfylleri. Alkohol & Narkotika, 93:27-30. Effekten av lördagsstängda Systembutiker: en reanalys av indikatorer på konsumtion och våld (Stencil, , .) Regeringens proposition 1998/99:134. Vissa alkoholfrågor m.m. Skog, O.-J. An experimental study of a change from over-the-counter to self-service sales of alcoholic beverages in monopoly outlets. on Alcohol, 61:95-100. Attityder till lördagsöppet 1999 och 2000 av Mars 2001 Inledning Inom ramen för utvärderingen av försöket med lördagsöppna Systembutiker har två opinionsundersökningar genomförts. Den första utfördes före försöksperioden (), och den andra (). Undersökningarna genomfördes av SKOP i form av telefonintervjuer på riksrepresentativa urval av den vuxna befolkningen i åldern . Bortfallet var i den första undersökningen och i den . Antalet genomförda intervjuer var vid båda tillfällena cirka 3 000. Denna rapport redovisar några av de centrala resultaten som belyser följande frågor: Hur många vill ha lördagsöppet? Hur ser lördagskundernas profil ut? Vilka är motiven till att köpa smuggelsprit eller hembränt? Hur många har druckit/köpt smuggelsprit eller hembränt? Hur många tycker att Systembolaget bör avskaffas? För de flesta frågor redovisas resultaten nedbrutna på olika befolkningsgrupper (avgränsningarna redovisas i bilaga). Hur många vill ha lördagsöppet? Vid båda mättillfällena svarade en klar majoritet "ja" på frågan "Tycker du att Systembolaget skall ha öppet ?" ökade andelen från till (denna förändring är statistiskt signifikant på 5%-nivån). Förskjutningen i riktning mot en mer positiv inställning till lördagsöppet kan noteras inom alla befolkningsgrupper. Andel (%) inom olika befolkningsgrupper som svarat "Ja" på frågan "Tycker du att Systembolaget skall ha öppet ?" Svarsalternativen var "Ja" och "Nej". 1999 2000 Förändring* Kön Kvinnor 62.0 70.4 8.4 Män 75.3 81.0 5.7 Ålder 78.3 83.7 5.4 54.0 64.6 10.6 Utbildning Låg 56.9 63.6 6.7 Medel 72.5 80.7 8.2 Hög 73.7 79.8 6.1 Region Ej försöksområde 66.0 73.7 7.7 Försöksområde 71.1 78.2 7.1 Avstånd 76.8 81.1 4.3 Systemet 73.6 79.4 5.8 15- minuter 71.9 77.7 5.8 Alkohol- Låg 51.9 58.6 6.7 konsumtion Medel 74.6 79.2 4.6