Статистическое моделирование социальноэкономических детерминант курения в современной России

формационных системах планирования и стратегического управления //Сб. научн. трудов ТИУиЭ «Проблемы градоведения. Социальные и экономические аспекты». Таганрог: Изд-во ТИУиЭ, 2003.

6. Дружинин В.В., Кон торов Д. С. Конфликтная радиолокация (Опыт системного исследования). М.: Радио и связь, 1982.

7. Казаковцев Д. Зарубежная практика структурно-технологического развития в промышленности // Проблемы теории и практики управления. 2003. №4.

8. КаменноваМ.С., Громов А.И. Предисловие к книге Шеер А-В. «Бизнес-процессы. Основные понятия. Теория. Методы». М.: АОЗТ «Просветитель», 1999.

9. Карелин В.П., Протасов В.И. О возможности применения метода генетического консилиума в эволюционном менеджменте // Межвуз. сб. «Про-

блемы формирования и оценки факторов экономического роста регионов». Вып.1. Таганрог: Изд-во ТИУЭ, 2002.

10. Колесников А А. Основы синергетики управляемых систем: Учебное пособие. Таганрог: Изд-во ТРТУ, 2001.

11. Месарович М., Мако Д., Такахара И. Теория иерархических многоуровневых систем. М: Мир, 1973.

12.Русинов Ф.М., Никулин Л.Ф., Фаткин Л.В. Менеджмент и самоменеджмент в системе рыночных отношений. М.: ИНФРА-М, 1996.

13. Трахтенгерц Э.А. Компьютерная поддержка принятия решений. М.: СИНТЕГ, 1998.

14. Узоры симметрии /Под ред. М. Сенешаль и Дж. Флека. М.: Мир, 1980.

15.Хиценко В.Е. Эволюционный менеджмент // Менеджмент в России и за рубежом. 2000. № 4.

С.В. АРЖЕНОВСКИЙ, д-р экон. наук, профессор кафедры математической статистики, эконометрики и актуарных расчетов Ростовского государственного экономического университета «РИНХ»

СТАТИСТИЧЕСКОЕ МОДЕЛИРОВАНИЕ СОЦИАЛЬНО-ЭКОНОМИЧЕСКИХ ДЕТЕРМИНАНТ КУРЕНИЯ В СОВРЕМЕННОЙ РОССИИ

Работа выполнена при финансовой поддержке Консорциума экономических исследований и образования в России и СНГ (EERC Russia &CIS). Грант № R03-138.

По данным Госкомстата РФ, на табак и алкоголь население тратит 4-5% своих доходов. Россияне израсходовали на сигареты в 2001 г. по одним оценкам 1,46 млрд долл. (Госкомстат РФ), по другим 5-6 млрд долл. (IRG VS)1. В России курят 67% мужчин (в 3 раза больше, чем, например, в США) и 30% женщин. Очевидно, что необходимо предвидеть, какие меры могут привести к стимулированию ведения здорового образа жизни и какие последствия могут иметь государственные программы по борьбе с курением. Неясно, как влияет изменение цен на сигареты на их потребление в России. Надо понять, какие причины побуждают к началу курения и его продолжению. Представляется актуальным исследование этих вопросов на микроуровне.

Цель исследования - анализ факторов, определяющих преодоление двойного барьера, - начало курения и отказ от курения в современной России.

Имеется достаточно много исследований, посвященных тем или иным аспектам экономики курения. Полный обзор имеющихся работ как теоретического, так и эмпирического характера выполнен в [5]. В большинстве современных исследований спроса на

1 По данным www.ej.ru/069/tema/03/index

сигареты явно используется привыкающий характер курения. Чаще всего исследователи следуют модели рационального привыкающего поведения, предложенной Беккером и Марфи [1]. Вопросы, почему люди начинают курить и почему отказываются от привычки курения, - центральные при формировании антиникотиновой политики. Модели продолжительности, которые измеряют риск перехода между состояниями, являются адекватным инструментом для исследования перехода от привычки к отказу от нее. Основная проблема при построении этих моделей заключается в цензурировании выборки, поскольку в неё входят индивиды, которые либо вообще не курят, либо отказались от привычки курения. Это проблема двойного барьера.

В работе риск начала курения определяется как вероятность начала курения в данный момент при условии, что индивид не курил ранее. Риск отказа от курения - вероятность отказа от привычки в данный период. Эти две величины по-разному реагируют на факторы, поскольку первая отражает точку зрения некурящих, а вторая - курильщиков.

Модели продолжительности имеют некоторые преимущества по сравнению с моделями участия (пробит модели), поскольку в последних трудно контролировать эффект продолжительное ти привычки.

В некоторых научных исследованиях оценивается риск начала или отказа от курения. С. Дуглас исследовал факторы, влияющие на решение о начале и

прекращении курения в рамках модели рационального привыкания с помощью упорядоченной пробит модели для расщепленной по полу выборки, в которой выделены индивиды, никогда не курившие, начавшие и бросившие курить и начавшие и продолжающие курить. Цена сигарет являлась переменной, изменяющейся по времени. Для модели начала курения использовалось логистическое распределение, а для модели прекращения курения - распределение Вейбулла. С. Дуглас получил значимые оценки для цены в обеих моделях, однако для модели инициирования курения эффект цены мал [6]. М. Джонс оценил пробит модель с двойным барьером для попытки бросить курить и ее успешной реализации. Однако важная переменная цены не была включена в модель [9].

Форстер и Джонс [8] описывают проблемы с данными о потреблении табака, а также возможности эконометрики при тестировании ошибок спецификации моделей продолжительности, что и использовано в исследовании [8].

Попытка учесть цензурирование предпринята в работе Дж. Лабеага, который для оценки модели рационального привыкания использует подход с двойным барьером, предполагая, что индивид является сначала потенциальным курильщиком (хочет курить), а затем максимизирует свою потребительскую функцию полезности, т.е. действительно курит [10].

Дж. Таурас оценивал параметрические и полупараметрические модели продолжительности для моделирования прекращения курения среди молодежи. Оценки показывают, что завышение цены на сигареты увеличивает вероятность отказа от курения. Средняя ценовая эластичность прекращения - 0,343. Кроме того, значимы ограничения курения на рабочем месте и в публичных местах, увеличивающие вероятность отказа молодежи от курения [14, 15].

Проблема цензурирования учитывается в работе М. Бинстока и Г. Рейхав Они использовали модель продолжительности для исследования процесса начала потребления наркотических веществ. Авторы выделяют цензурированных индивидов, которые никогда не будут потреблять наркотические вещества, и тех, для кого начало потребления - вопрос времени [3].

В России нет традиций эконометрического анализа потребления табака. В имеющихся фрагментарных исследованиях чаще всего констатируются отрицательные последствия курения на основе статистических данных.

1. Инициирование и прекращение курения: модель пропорциональных рисков Кокса. В нашем распоряжении имеются панельные данные КЬМ8, позволяющие существенно расширить рамки традиционного статистического анализа данных, а также не ограничиваться только анализом таблиц сопря-женностей и другими стандартными инструментами. Поскольку данные позволяют установить дату начала и окончания курения, мы используем наиболее адекватный в этом случае эконометрический аппарат анализа длительностей для «данных времени жизни». Мы используем сообщенный респондентами возраст начала курения для определения календарного года

начала курения для тех индивидов, которые когда-либо курили. Выборка содержит также индивидов, которые никогда не курили. В полу параметрической модели продолжительности такие наблюдения интерпретируются как неполные периоды, и принимается, что все индивиды терпят неудачу для инициирования курения. Эти наблюдения классифицируются как цензурированные справа по году опроса ЯЬМ8. На начальном этапе анализа факторов, влияющих на «риск» начала курения, используется непараметрический анализ. Он особенно удобен для выдвижения гипотезы о теоретическом распределении длительностей до момента прекращения. Одним из результатов этого анализа является то, что при оценке функции риска и функции выживания он по -зволяет получить графическое представление этих функций с учетом наличия цензурированных данных. Наиболее распространенным непараметрическим методом является множительная оценка Каплана-Мейера, позволяющая учесть наличие цензурирования и одинаковых по длительностям наблюдений в выборке [11]. Мы воспользуемся также логарифмически ранговой статистикой как наиболее распространенным критерием, чтобы определить, включать соответствующую переменную в результирующую модель или нет.

Для оценки совместного эффекта факторов, влияющих на инициирование/прекращение курения, используем параметрические и полупараметрические модели [11]. Широко применяемая в этом случае модель пропорциональных рисков Кокса, в которой влияние на длительность события соответствует умножению функции риска на постоянный множитель, определяющийся экзогенными факторами:

Х«\Х, р) =Хо

где X - вектор объясняющих переменных; р - вектор параметров, подлежащих оцениванию; Х0(/) - основная функция риска - эндогенный риск прекращения события.

Функцию индивидуального специфического рис -ка ф(Х, Р) определим в экспоненциальной форме Х(/|Х,Р) = Х0(/)ехр(Р'X). Одним из важных предположений модели (1) является пропорциональность рис -ков. Коэффициент р,- дает эластичность риска по X'. Оценить параметры в модели Кокса (1) можно с помощью метода частного правдоподобия. Для учета ненаблюдаемой гетерогенности в модель (1) добавим случайную, специфичную для отдельных групп индивидов, переменную gi с распределением гамма:

Ч (', Х-1& ) = ехр(Р'Х- )\о(Оа = ехрСР'Х- + у, Яo(0, (1а) где , - индекс по группам гетерогенности;' - индекс по наблюдениям в группе; gi - ненаблюдаемая гетерогенность, причем Б^,)=1; Уаг(&) < дай V , = ,-.

На основе оценок дисперсии vi и ее стандартной ошибки можно протестировать значимость гетерогенности в модели (1а).

Используются доступные тесты для проверки влияния построенных моделей на ошибки спецификации. Можно легко проверить соответствие долей начавших (бросивших) курить, предсказанное по модели и реализованное в выборке. Также используется

графическое представление кумулятивных ошибок Кокса-Шнелла (Cox-Snell) [11] для наблюдаемых отказов в выборке, чтобы оценить подгонку модели для тех, кто отказывается от курения (продолжает курить для модели прекращения курения). Правильно подогнанная модель должна давать кумулятивные ошибки Кокса-Шнелла, похожие на выборку из стандартного экспоненциального распределения. Поэтому график непараметрической оценки кумулятивной функции риска для таких данных должен располагаться на линии 45 ° от начала координат (биссектриса первого квадранта). Чем больше отклонение от биссектрисы для оцененной кривой, тем хуже специфицирована модель. Для тестирования основного предположения модели Кокса о пропорциональности рисков используем взвешенные ошибки Шоенфельда (Schoenfeld) и тест как для отдельных переменных, так и глобальный тест1. Взвешенные ошибки Шоенфельда не зависят от времени и имеют нулевое мато-жидание при нулевой гипотезе о пропорциональных рисках.

2. Информационная база исследования, конструирование выборки и характеристика переменных. Для целей исследования формируются две выборки на основе данных обследования RLMS (Russian Longitudinal Monitoring Survey) - пятая - десятая волны (1994-2001 гг.), в ходе которых опрашивались около 11 тыс. человек в 4 тыс. домохозяйствах. RLMS дает информацию о социально-экономических характеристиках населения, в том числе о потреблении табака и ретроспективе курения. Мы используем данные двух типов: семейные и индивидуальные. Анализируется подвыборка индивидов в возрасте от 14 до 65 лет, для которых имеется соответствующий набор основных изучаемых переменных. Первая выборка, используемая для изучения инициирования и прекращения курения, формируется как объединенная по всем индивидам, когда-либо участвовавших в опросе. Вторая выборка формируется как панель по индивидам, которые курят и для которых известно количество потребляемых ими сигарет.

Используемая база данных RLMS содержит вопросы «Вы курите в настоящее время?» и «Вы курили когда-нибудь?», позволяющие разделить всех индивидов на группы: никогда не курившие, раньше курившие и бросившие курить, курящие. Для двух последних групп можно на основе вопросов «Вспомните, пожалуйста, когда вы начали курить? Сколько вам тогда было лет?» и «Сколько лет тому назад вы бросили курить?» выяснить время начала курения и время, когда человек бросил курить. Таким образом, для курящих мы знаем точно возраст начала курения (календарный год), а также точно знаем количество выкуренных за день сигарет (вопрос «Сколько примерно штук сигарет или папирос вы обычно выкуриваете за день?»), для индивидов бросивших курить -продолжительность курения (календарный год окончания курения), для некурящих - информацию о том, что они никогда не курили. В то же время мы не зна-

1 Grambsch, PM. and TM.Therneau (1994): Proportional hazards tests and diagnostics based on weighted residuals// Biometrica. Vol. 81 (3).

ем - бросят ли курить в будущем курящие, начнут ли курить некурящие, поэтому для таких индивидов мы имеем цензурированные справа данные.

Выборка по начавшим курить содержит 4798 индивидов, из которых начали курить 399 человек. Выборка для прекративших курить содержит 1926 индивидов, из которых бросили курить 138 человек. В среднем юноши начинают курить в 16,5 лет, а девушки несколько позже - в 19,7. Отказавшиеся от курения употребляли сигареты около 12 лет, причем женщины бросают курить в среднем после 5 лет, т.е. в возрасте около 25 лет. Больше курят мужчины - в среднем около 15 сигарет в день (т.е. % пачки), женщины курят меньше - около 9 сигарет в среднем за день. Структура выборки по годам обследования RLMS показывает, что доли мужчин и женщин, потребляющих никотин, выравниваются с 1994 по 2001 гг. на 7% за счет все большего употребления сигарет женщинами, причем 4% из указанных достигается за счет вовлечения в курение молодежи до 30 лет. В распределении средней продолжительности курения в зависимости от возраста обращает на себя внимание факт увеличения прироста средней продолжительности курения с увеличением возрастной категории. Дополнительный анализ данных позволяет сделать вывод о том, что дети начинают курить раньше родителей. Увеличение прироста продолжительности курения происходит после 30 лет, что свидетельствует о том, что существенная часть индивидов бросает курить в возрасте до 30 лет.

По ответу на вопрос «Вы курите в настоящее время?», задаваемый одним и тем же индивидам в разные раунды RLMS, установлены индивиды, которые курили, бросили курить и начали курить снова: всего 571 человек, из них 64% мужчин. Для 58% индивидов, пытавшихся отказаться от курения, продолжительность перерыва составила не более 2 лет. Распределение указанных индивидов по возрастным когортам следующее:

Категория До 20 лет 21-30 31-40 41-50 Старше 50

Частота, % 23 26 25 15 11

Не для всех из них точно удается установить год начала курения или год отказа от курения (в том числе из-за того, что опрос RLMS не проводился в 1997 и 1999 гг.), а также не все имеют полный набор объясняющих переменных. Поэтому в модели инициирования курения мы учитываем 40 индивидов, как начавших курить, а в модели прекращения курения -18 индивидов, как отказавшихся от курения из указанных 571 человека.

Информация о ценах за пачку из 20 сигарет может быть получена на основе ответов на вопросы «Ваша семья покупала за последние 7 дней табачные изделия?», «Сколько пачек?» и «Сколько всего рублей заплатили?» Однако такие данные являются смещенными, поскольку на вопросы о потреблении табака домохозяйством зачастую отвечали некурящие и в RLMS очень много наблюдений с отсутствующими значениями ответов на указанные вопросы. Кроме того, для тех лет, когда опрос RLMS не проводился, данных нет. В качестве альтернативы можно исполь-

зовать данные Госкомстата по 38 первичным единицам отбора (psu) RLMS, соответствующих определенным территориям РФ. Сравнение цен RLMS и Росстата показывает, что цены по RLMS чаще занижены и различие составляет в среднем около 10%, что удовлетворительно. Переменная цены на сигареты является релевантным инструментом политики регулирования табачного рынка. Механизм формирования розничной цены на сигареты включает в себя отпускную цену с учетом акцизов, торговую надбавку к отпускной цене, налог на добавленную стоимость и транспортные издержки. Величина торговой надбавки примерно одинакова по регионам. Ставки акцизов и других налогов регулируются на федеральном уровне. Ставка акциза на табачные изделия зависит от вида продукции (табак, сигары, сигареты с фильтром, сигареты без фильтра) и не привязана, например, к содержанию никотина в продукте. Транспортные издержки с учетом работающих в регионах России более 60 табачных фабрик не играют существенной роли в формировании розничных цен. Таким образом, неясно, что является причиной межрегиональных различий в ценах на табачные изделия. Возможно, вариация в ценах скрывает различия в потреблении между регионами: в регионах с высоким уровнем жизни населения курят более качественные и дорогие сорта сигарет, а в регионах с низким уровнем жизни курят дешевые сигареты. Тогда различия в ценах обусловлены вариацией доходов между регионами, что надо учитывать при интерпретации эла-стичностей. Чтобы учесть предпочтения в потреблении сигарет по регионам, сформируем проке и переменные региональных цен на дешевые и дорогие сигареты. Очевидно, что бедные домохозяйства потребляют дешевые сорта сигарет, а богатые домохозяйства потребляют, как правило, дорогие сорта сигарет. Тогда выделим нижний (2-й) и верхний (8-й) децили распределения домохозяйств по доходам и усредним по psu потребительские цены на табак, рас -считанные по RLMS для этих домохозяйств. Получим цену на сигареты pricel для 20% домохозяйств с низкими доходами и цену на сигареты priceu для 20% домохозяйств с высокими доходами. Дефлируем все полученные переменные цен на стоимость потребительской корзины по регионам. Таким образом, имеем переменные цен, определенные по данным Рос -стата и определенные по данным RLMS - pricel и priceu. В среднем реальная цена сигарет составляет по Росстату (1993-2001 гг.) около 0,35 руб. за пачку, по данным RLMS (1994-2001 гг.) - около 0,27 руб. за пачку дешевых сигарет и 0,36 руб. за пачку дорогих сигарет. Также отметим, что начинающие курить потребляют более дорогие сигареты, чем бросающие курить: реальная средняя цена (по Росстату) составляет соответственно 0,48 и 0,31 руб. за пачку. Следовательно, эластичность по цене должна быть выше для прекращения курения по сравнению с началом курения. Отметим, что доля расходов на табачную продукцию составила в среднем за 1994-2001 гг. около 5% от доходов для 20% домохозяйств RLMS с низким уровнем доходов и около 0,8% для 20% домохозяйств с высокими доходами.

Из объединенной выборки удалены индивиды, которые начали курить (или бросили курить - в модели прекращения курения) до 1994 года, поскольку для них цена на сигареты неизвестна в момент времени начала курения (прекращения курения).

Имеются потенциальные проблемы, связанные с предсказанием прошлого поведения как функции от индивиду альных характеристик, которые измерены во время проведения ЯЬМБ. Поэтому мы используем ограниченный набор экзогенных переменных для моделей начала и прекращения курения. Причем мы пытаемся по возможности использовать переменные, которые были экзогенно определены до того, как индивид начал или прекратил курить. Поэтому ис-ключены переменные, связанные со здоровьем и из -менениями статуса курильщика в последующих после принятия решения о курении периодах, поскольку это может дать ненаблюдаемое гетерогенное смещение особенно в моделях инициирования курения. Отметим, что данные М_М5, как и любые ретроспективные данные, содержат ошибки двух типов: рес-понденты не всегда точно помнят, когда они начали курить, а также, поскольку не уверены в анонимности анкетирования, могут неточно ответить на вопросы о выкуренных сигаретах. Однако как отмечается в [3], эти ошибки не сильно влияют на величину оценок моделей. Для уменьшения такого смещения данные преобразовываются так, что переменная продолжительности измеряется в календарном времени как для возраста начала, так и для возраста прекращения курения\ Мы использовали этот метод измерения продолжительности времени.

Наборы экзогенных переменных в моделях инициирования и прекращения курения различаются за исключением индивидуальных характеристик (пол, семейный статус, самооценка здоровья в период, предшествующий прекращению или инициированию курения) и учета когортного эффекта и временного тренда. Мы считаем, что начало курения в большей степени обусловлено урбанизацией, в частности, более демократичными нормами общественной морали в городе по сравнению с сельской местностью и существенно зависит от количества человек в семье индивида. В то же время на прекращение курения, на наш взгляд, воздействуют продолжительность курения и физическая активность индивида, а также его профессия. Мы предполагаем, что физические упражнения мало совместимы с курением. Также, на наш взгляд, более вероятен отказ от курения для «белых воротничков» по сравнению с индивидами рабочих профессий. Привыкающий характер курения проявляется, в частности, в ожидаемом отрицательном воздействии фактора продолжительности курения на отказ от употребления табака. Очевидно также, что курильщики с высоким уровнем дохода реже склонны отказываться от вредной привычки.

Распределение продолжительности курения бросивших курить показывает, что в первые 5 лет после начала курения бросают курить около 35% куриль-

1 Tunali, I. and J. Pritchett. (1997): Cox regression with alternative concepts of waiting time: the New Orleans yellow fever epidemic of 1853//'Journal of Applied Econometrics. 12.

щиков. Расчеты показали, что среди бросивших курить подростков бросили курить в первые 3 года после начала курения около 90%. Среднее ежедневное количество потребленных сигарет неуклонно увеличивается для мужчин, достигая пика в возрасте 46-50 лет. Для женщин возрастная динамика потребления табака нестабильно увеличивается с пиком в том же возрастном интервале.

3. Анализ факторов, влияющих на инициирование курения. Нами оценены функции надежности и риска для продолжительности воздержания от курения с помощью процедуры Каплана-Мейера. Функция надежности монотонно убывает начиная с 16 лет достаточно быстро. Функция риска монотонно возрастает с ярко выраженным локальным максимумом - для возраста около 20 лет без достаточно резких скачков на всем промежутке определения. Таким образом, начало курения относится к возрасту до 20 лет, причем чаще начинают курить юноши, чем девушки. Также нами исследована подробно зависимость риска начала курения от возрастной когорты: до 30 лет, от 31 до 50 лет и старше 50. Убывание функции надежности начинается для молодежи при 10-летней продолжительности не курения, для людей зрелого возраста - при 20-летней, для старшего возраста - при 40-летней. Возможно, такие пороги с шагом 5 или 10 лет обусловлены «эффектом кучи», причина которого в том, что респонденты округляют число лет при ответах до ближайших, кратных 5 или 10. В [8] обсуждаются способы коррекции модели с учетом указанного эффекта и проводится анализ чувствительности оценок для разных способов, в результате которого получено, что изменения в оценках незначительны. Мы использовали ad hoc подход добавления фиктивных переменных для «скученных» наблюдений и также не получили существенного изменения в оценках. Колоколообразная кривая функции риска как для юношей, так и для девушек с ярко выраженным максимумом в 17 лет соответствует когорте до 30 лет. В зрелом возрасте для женщин кривая функции риска относительно пологая и почти пос-тоянна для женщин старше 50 лет. Для мужчин от 31 до 50 лет график функции риска обнаруживает локальный максимум для возраста около 28 лет, что, возможно, связано с жизненным циклом - мужчина в этом возрасте активно обеспечивает семью, делая карьеру, и чаще попадает в стрессовую ситуацию, начинает курить. График функции риска колеблется для когорты старше 50 лет, причем в возрасте после 40 лет имеет два заметных пика, связанных с известным кризисом зрелого возраста у мужчин. Таким образом, необходимо учесть в модели когортный эффект.

В состав вектора объясняющих переменных X включим следующие факторы: пол (female), семейное положение (marst), местопроживание в городе (urban), дефлированные цены пачки сигарет (pricel и priceu), количество членов домохозяйства (numhh), фиктивные переменные для учета эффекта когорт и фиктивные переменные для годов проведения опроса RLMS.

Представляется необходимым учесть в спецификации модели социальные нормы, в частности, рас -пространенность курения среди релевантных групп. Однако вопросник RLMS не содержит соответст-

вующих вопросов о том, где и с кем курит индивид. В этой связи, учитывая традиции совместного распития спиртных напитков в России, хорошим инструментом является индикатор употребления спиртного. Но поскольку потребление алкоголя является эндогенной переменной по отношению к курению, то используем проке и-переменную selfhealth самооценки здоровья индивида. Для исключения эндогенности selfhealth и инициирования курения возьмем лагиро-ванные по отношению ко времени начала курения значения переменной.

В целом выборка содержит 42% женатых мужчин и 54% замужних женщин. Более % индивидов проживает в городе. Мужчины характеризуют свой уровень здоровья как хороший, женщины - как средний.

Значения логарифмического рангового критерия проверки равенства функций надежности по Капла-ну-Мейеру для включенных в модель инициирования курения переменных позволяют судить об их значимой дискриминантной способности.

В табл. 1 представлены оценки параметров модели пропорциональных рисков Кокса (1) для продолжительности не курения для объединенной выборки и отдельно по полу.

Графики кумулятивных ошибок Кокса-Шнелла позволяют сделать вывод об удовлетворительном качестве прогноза. Предсказанная доля начавших курить для общей модели равна 0,13, что близко фактически наблюдаемому значению 0,08. Тестирование гипотезы о пропорциональности рисков на основе взвешенных ошибок Шоенфельда как для модели в целом, так и по переменным подтверждает пропорциональность рисков. Оценка моделей (по всей выборке и отдельно по полу) в предположении о возможности ненаблюдаемой гетерогенности с гамма-распределением вида (1а) позволяет сделать вывод о том, что гетерогенность не является значимой в наших данных.

Результаты расчетов показывают высокую эластичность риска по цене и различия в реакции населения на повышение цен на дешевые и дорогие сигареты. С увеличением реальной цены на дешевые сигареты на 1 коп. вероятность начала курения в течение короткого промежутка времени увеличивается на 0,03 («ехр(0,02781)). Объяснением такого, на первый взгляд, парадоксального факта является дальнейшее снижение уровня жизни при повышении цен, которое и приводит к стрессу и появлению вредных привычек. Увеличение реальной цены дорогих сигарет на 1 коп. за пачку приводит к снижению вероятности начала курения для индивида на 0,025, причем для мужчин ценовая чувствительность выше - вероятность снижается на 0,03, для женщин - на 0,02. Результаты расчетов свидетельствуют также, что риск начала курения на 67% меньше для женщин. В то же время существенным фактором, влияющим на инициирование курения, является самооценка здоровья в период, предшествующий началу курения (selfhealth), причем в большей степени этот фактор значим для женщин, повышая вероятность начала курения на 0,14, если в предыдущий период здоровье ухудшалось.

Более склонны (на 30%) к инициированию курения индивиды, проживающие в городе по сравнению

с живущими в сельской местности. Причем этот фактор важнее для женщин, чем для мужчин. На наш взгляд, это объясняется тем, что общественное мнение в сельской местности еще остается влиятельным фактором и препятствует распространению курения, поскольку считается, что курящие, особенно женщины, нарушают социальные нормы. В городе общественное мнение относительно вредных привычек терпимее и демократичнее.

Наличие семьи не является значимой переменной для инициирования курения во всех спецификациях модели. С другой стороны, в модель включена переменная количества членов домохозяйства, которая позволяет утверждать, что с увеличением «размера» домохозяйства на 1 человека риск начала курения его члена уменьшается на 9% для объединенной выборки и на 12% для женщин, что, на наш взгляд, вызвано, в первую очередь, рождением детей.

Значим эффект поколений: родившиеся в 70-х гг. склонны начинать курить чаще, чем родившиеся в 50-х. Фиктивные переменные по времени значимы и показывают, что риск начала курения увеличивается начиная с 1998 г. и далее в 2001 г., что позволяет сделать вывод о большей вероятности начала курения в начале 2000-х гг. Очевидно, такое положение дел связано с изменившимися по сравнению с серединой 90-х гг. социально-экономическими условиями жизни.

Поскольку критическим для начала курения является подростковый возраст, мы построили модели пропорциональных рисков Кокса отдельно для подростков до 20 лет (прил. табл. 3).

В целом погрешность между прогнозируемыми и фактическими долями начавших курить велика (возможно, из-за малого объема выборки), что показывает плохие прогностические свойства полученных моделей. Этот же вывод следует из вида графиков кумулятивных ошибок Кокса-Шнелла.

Тем не менее, важные для нас переменные, являющиеся «откликом» на проводимую властями экономическую политику - pricel и priceu, значимы. Увеличение цены на дорогие сигареты на 1 реальную коп. снижает вероятность начала курения на 0,027, причем для юношей больше - на 0,03, а для девушек меньше - 0,023. Сравнение с результатами модели для всей выборки из табл. 2, показывает, что эластичность ценового фактора для подростков чуть выше, чем для всех индивидов. Увеличение цен на дешевые сигареты повышает риск начала курения в течение короткого промежутка времени в 1,03 раза, что свидетельствует о наличии социальной проблемы - ухудшение уровня жизни при росте реальных цен приводит к распространению вредной привычки курения среди подростков. Отметим также положительное влияние на инициирование курения среди девушек ухудшение состояния здоровья в предшествующий период времени. Факторы урбанизации мес-та проживания и семейного положения не значимы.

4. Анализ факторов, влияющих на прекраще-ние курения. Нами оценены функции надежности и риска для продолжительности курения индивидов, которые курят, с помощью процедуры Каплана-Мейера. Функция надежности монотонно убывает,

что характерно как для мужчин, так и для женщин. Функция риска для всей выборки колеблется с ярко выраженными двумя локальными максимумами -для продолжительности курения 10 и 40 лет, что соответствует в среднем возрастам 27 и 57 лет. Отметим различную динамику в функциях риска для мужчин идляженщин. Дляженщинфункцияриска имеет ярко выраженный колебательный характер с пиками для 8, 30 и 45 лет продолжительности курения и спадами для 23 и 38 лет. Причем ее значения практически на всей области определения больше, чем аналога для мужчин. Функции риска для мужчин монотонно возрастает до продолжительности курения в 40 лет и затем начинается спад. Нами исследована подробно зависимость риска прекращения курения от возраста. Риск отказа от курения максимален для девушек с 5- и 13-летним стажем курения и для юношей с 5-летним. В зрелом возрасте пик риска бросить курить для женщин с 9- и 25-летней продолжительностью курения, для мужчин - с 24-летней. Для старшего возраста пик риска отказа от курения при 40-летней продолжительности для мужчин и 30- и 45-летней - для женщин. Таким образом, женщины более вероятно бросают курить в возрастах около 24, 30 и 45 лет. В 24 и 30 лет отказ от курения связан с периодом фертильности и рождением первого/второго ребенка, в зрелом возрасте - около 45 лет - с физиологическими изменениями организма. Мужчины чаще бросают курить в возрасте около 22 и 41 года. В первом случае - это возраст завершения образования и вступления на рынок труда, а также создания семьи, что способствует пересмотру привычек. В зрелом возрасте мужчины отказываются от табака из-за проблем со здоровьем.

Важнейшим фактором, влияющим на решение о прекращении курения, является продолжительность употребления табака. Поэтому в состав вектора объясняющих переменных X включим переменную durationcat, а также факторы: пол female), датированная по отношению к периоду отказа от курения самооценка здоровья (selfhealth), семейное положение (marst), цены (pricel и priceu), физическая активность (sport), профессиональная фиктивная переменная (prof), логарифм индивидуального дохода за последний месяц (lnincome), фиктивные переменные для учета эффекта когорт и фиктивные переменные для годов проведения опроса RLMS. Логарифмический ранговый критерий позволяет заключить, что дискриминантная способность всех переменных за исключением переменной marst значима.

Выборка включает индивидов, которые характеризуют уровень своего здоровья как средний и занимаются физическими упражнениями в среднем меньше 3-х раз в неделю. Среди женщин больше занимающихся «офисной» работой, чем среди мужчин. Средняя продолжительность курения индивидов, образующих выборку, равна 19 годам для мужчин и 12 годам для женщин.

В табл. 4 представлены оценки параметров модели пропорциональных рисков Кокса (1) для окончания курения для объединенной выборки и отдельно по полу. Графики кумулятивных ошибок Кокса-Шнелла позволяют сделать вывод о том, что модель

для женщин имеет не очень хорошие свойства спецификации. Полная модель является удовлетворительно специфицированной. Предсказанная доля бросивших курить имеется в нижней части табл. 4. Для общей модели она равна 0,03, что не совпадает с фактически наблюдаемым значением 0,07. Однако тестирование гипотезы о пропорциональности рис -ков на основе взвешенных ошибок Шоенфельда как для модели в целом, так и по переменным, показывает пропорциональность объясняющих переменных. Ненаблюдаемая гетерогенность не значима.

Результаты моделирования показывают, что положительную эластичность вероятности отказа от курения по цене имеют индивиды, употребляющие дешевые сигареты: при увеличении реальной цены на 1 коп. за пачку дешевых сигарет вероятность бросить курить в течение короткого промежутка времени возрастает на 0,02. В то же время для индивидов с высоким уровнем жизни реакция на повышение цен асимметричная - при повышении реальной цены индивиды реже бросают курить. Этот результат, на первый взгляд, парадоксален, но в то же время свидетельствует, что для населения с высокими доходами цена сигарет играет второстепенную роль по сравнению с силой привычки к курению, в связи с которой текущая цена сигарет, возможно, влияет не столько на прекращение курения, сколько на смещение спроса на более качественные сигареты, что связано с высоким реальным уровнем доходов. Таким образом, эластичность отказа от курения по цене асимметрична по видам сигарет - положительна для индивидов, курящих дешевые сигареты, и отрицательна - для курящих дорогие.

Реже отказываются от вредной привычки курения богатые женщины. Для мужчин значимо влияет на негативное отношение к курению фактор физической активности, который повышает риск отказа от курения на 19%. Следовательно, одним из способов сокращения курения является пропаганда физической активности и спорта среди населения. Для работников сферы услуг, специалистов сельского хозяйства, ремесленников и мастеров, рабочих, неквалифицированных рабочих и военнослужащих риск отказа от курения меньше по сравнению с законодателями, топ-менеджерами, чиновниками, офисными служащими, специалистами и техниками. Тяжесть работы, таким образом, оказывает влияние на отказ от вредных привычек. Важнейший фактор, обусловливающий продолжение курения, - стаж курения. Этот факт косвенно подтверждает привыкающий характер курения. Более склонны к отказу от курения лица, родившиеся до 50-х гг. прошлого столетия. В модели значимы фиктивные переменные для годов опроса RLMS - в 2000-х гг. риск отказа от курения меньше. В сочетании с увеличением риска начала курения для этого же периода (табл. 2) мы можем сделать вывод о распространении привычки в начале века, что согласуется с результатами описательных статистик выборки: доля курильщиков с 1994 по 2001 гг. выросла на 3,6%, в том числе в 2000-2001 гг. на 2%.

5. Моделирование количества выкуриваемых сигарет для курильщиков. Воспользуемся сформированной панелью по индивидам, которые курили

или курят, для которых известно количество потребляемых ими сигарет. Согласно данным RLMS, среднее по выборке количество выкуриваемых ежедневно сигарет неуклонно возрастало от 14,52 в 1994 г. до 15,69 штук в 2001 г., причем для мужчин рост от 15,75 до 17,31, а для женщин от 7,96 до 10,20 штук. Прирост для женщин составил почти в 1,5 раза больше, чем для мужчин. Стандартное отклонение количества выкуренных сигарет для мужчин несколько больше, чем для женщин (от 7,16 до 8,12 и от 6,04 до 6,13 штук, соответственно). Таким образом, можно утверждать, что мужчины курят почти в 2 раза больше женщин. Более 85% курильщиков курят сигареты (с фильтром или без фильтра), причем более 90% женщин курят сигареты с фильтром.

Дополнительно будем использовать переменные : hours - средняя продолжительность рабочего дня для работающих, в часах, age, agesq - соответственно возраст индивида и квадрат возраста, sort - вид курева (1 - папиросы, 2 - сигареты с фильтром, 3 - сигареты без фильтра, 4 - самокрутка, 5 - трубка), empl -1 для занятых и 0 для безработных, а также фиктивные переменные для профессиональных и образовательных категорий. Исследуем зависимость логарифма количества выкуриваемых в день сигарет от факторов, используя панельную структуру данных и цензурирование выборки для некурильщиков. Поэтому строим тобит модель со случайными эффектами в ошибке (значения статистики отношения прав -доподобия удовлетворительны). Результаты моделирования приведены в табл. 5. Поскольку важная для нас переменная sport не может быть сконструирована для 1994 года обследования, результаты приведены для двух случаев, в каждом из которых выделены модели для занятых.

Получено, что зависимость логарифма количества употребленных сигарет от возраста имеет квадратичную зависимость с точкой экстремума в возрасте около 29 лет, по достижении которого количество выкуренных сигарет начинает снижаться. Меньше курят женщины, а также индивиды, имеющие семью. Профессиональное образование в университете также положительно влияет на сокращение потребления табака.

Переменная употребления спиртного исключена как эндогенная. Физическая активность является сдерживающим фактором для употребления табака, что позволяет еще раз подтвердить вывод о пользе пропаганды здорового образа жизни и занятий физкультурой/у пражнениями.

Изменение в структуре потребления табачной продукции - увеличение курящих сигареты без фильтра, самокрутки и трубки - увеличивает логарифм количества выкуриваемого табака в 1,3 раза. Занятые индивиды курят больше в среднем на 5% по сравнению с безработными, причем количество выкуренного пропорционально « тяжести» работы - количеству отработанных часов в сутки. Изменение цен на дорогие сигареты положительно значимо для логарифма выкуриваемого табака, что подтверждает выводы, сделанные в разд. 3 и 4. Наконец, еще раз мы убеждаемся, что в 2000-2001 гг. курить стали больше в среднем на 10%.

6. Объединенная модель прекращения курения и потребления табака. Используем более сложные инструменты эконометрического моделирования для построения взаимосвязанных моделей потребления сигарет и отказа от курения с учетом преодоления первого барьера - начала курения. Более сложный способ учета в модели прекращения курения ненаблюдаемой гетерогенности по индивидам состоит в использовании в качестве ковариаты ошибок Кокса-Шнелла, полученных по модели инициирования курения. В модели потребления учитываем выборочную селективность двойного барьера: первый барьер - начало курения, второй барьер - прекращение курения. Для этого в модель потребления сигарет включим в качестве объясняющих переменных оценки риска, полученные по моделям инициирования курения и прекращения курения. Также для коррекции на ненаблюдаемую гетерогенность используем ошибки Кокса-Шнелла из моделей начала и прекращения курения. Кроме того, для моделирования формирования привычки потребления сигарет ис-пользуем в качестве объясняющей переменной датированную оценку количества потребленного табака. Таким образом, объединенная модель прекращения курения и потребления табака строится исходя из экзогенности инициирования курения и эндогенно-сти потребления и прекращения курения по следующему алгоритму:

1. Оцениваем модель Кокса для инициирования курения, получаем ошибки Кокса-Шнелла resstart и оценку функции риска hazardstart;

2. Строим модель количества потребленных сигарет, используя resstart и hazardstart как объясняющие переменные. Получаем оцененное значение1 количества

потребленных сигарет и ошибки модели rescons;

3. Оцениваем модель Кокса для прекращения курения, включая в качестве ковариат resstart, rescons и

q* Получаем ошибки Кокса-Шнелла resstop и оценку функции риска hazardstop;

4. Строим модель количества потребленных сигарет, используя resstart, resstap, hazardstart, hazardst0p и

k

A

оценку потребления с лагом qWl, как объясняющие

переменные. Вновь получаем оцененное значение

k+1

А

количества потребленных сигарет qt, и ошибки модели rescons. Переходим к шагу 3, используя вновь полученные оценки;

5. Повторяем шаги 3 и 4.

Построение модели количества выкуренных сигарет с ошибками Кокса-Шнелла и оценками риска в качестве объясняющих переменных осуществляется также на панельных данных. Результаты, полученные для объединенных таким способом моделей прекращения курения и потребления табака (после 3 итераций) представлены в табл. 6 и 7, соответственно.

График кумулятивных ошибок Кокса-Шнелла для модели в табл. 6 показывает удовлетворительную под-

1 Здесь k - номер итерации.

гонку. Предсказанное значение отказавшихся от курения составляет 14% при фактическом по выборке 21%.

Выборка состоит только из части тех индивидов (для которых имеется полный набор объясняющих переменных), которые начали курить в период с 1993 по 2001гг., или бросили курить в этот же период, или продолжали курить. В модель прекращения курения (табл. 6) не включены некоторые переменные, например, ^е^Ьей^И для увеличения объема выборки.

По сравнению с основной моделью прекращения курения (табл. 4) количество значимых факторов заметно сократилось. Переменная цены дешевых сигарет имеет положительный знак, а дорогих сигарет -не значима. Ошибка модели потребления не значима. Выявлена ожидаемая отрицательная эластичность риска прекращения курения по ошибке модели инициирования курения и оценке потребления ^ , что подтверждает наличие взаимосвязи между количеством потребляемых сигарет и решением об отказе от курения.

Часть факторов в объединенной модели для логарифма выкуренных сигарет значимы с ожидаемыми знаками: пол, возраст, физическая активность и тип курева. Однако переменные цен не значимы. Получен ожидаемый положительный знак у значимого коэффициента при датированной оценке потребления

л к

табака qt_1, что позволяет сделать вывод о привыкающем характере потребления сигарет: увеличение количества выкуренных сигарет на 1 штуку сегодня приводит к росту потребления на 0,04 штуки завтра. Ошибки моделей инициирования и прекращения ку-рения значимы с ожидаемыми знаками и интерпретируются, как увеличение/уменьшение количества выкуриваемых сигарет при увеличении числа индивидов начинающих/о тказывающихся от курения. Значим фактор первого барьера - риска начала курения. Значит, цензурированные индивиды не курят, потому что никогда не курили.

7. Меры экономической политики по регулированию рынка табачной продукции в РФ. Одной из важных социально-экономических проблем является борьба с курением и пропаганда здорового образа жизни. Цель усилий по контролю над табаком состоит в сокращении смертности и заболеваемости, вызываемых потреблением табачных изделий. Однако на практике для конкретной страны пик связанной с курением смертности, по данным исследований, наблюдается примерно через 30-40 лет после пика распространенности курения в этой стране. Для политиков нет смысла заниматься проблемой, результаты решения которой скажутся через такой долгий срок.

Снижение распространенности курения среди населения является более достижимой целью. Как показывает опыт многих стран, существуют надежные методы снижения распространенности курения в стране - постепенное, но постоянное увеличение налогов, полный запрет рекламы, ограничение курения в общественных местах, законодательный контроль содержания вредных веществ в табачных изделиях, ограничения на продажу взрослым и молодежи и т.д.

Однако несмотря на оправданность указанных мер с точки зрения здравоохранения, политики опасаются, что борьба с курением отрицательно скажется на экономике. Например, сокращение продажи сигарет приведет к потере рабочих мест; более высокие налоги приведут к сокращению государственных доходов; более высокие цены будут поощрять контрабанду сигарет. Как показывает опыт, при соблюдении ряда условий политика контроля над табаком оказывается выгодной и в экономическом аспекте. Например, в Канаде, Великобритании, Таиланде, Польше и других странах постепенное повышение налогов в сочетании с иными мерами приводило к сокращению уровня курения при одновременном повышении государственных доходов.

Данные Минэкономики свидетельствуют о достаточно большом объеме рынка табака в России: потребительский спрос на табачные изделия, который удовлетворяют около 60 табачных фабрик, составляет 320340 млрд штук сигарет в год. Вопросами регулирования рынка занимается правительственная комиссия, которую в большей степени волнуют проблемы теневого оборота табачных изделий и величина поступлений в бюджет от налогов и сборов и в меньшей степени - проблемы здоровья нации. Для достижения первой цели Правительство регулярно увеличивает акцизы, относящиеся к федеральным налогам, в частности, с 2005 г. за тысячу сигарет с фильтром ставка составляет 65 руб. вместо 60 и адвалорная ставка увеличена с 5 до 8%, а также добивается полноты их сбора. Что касается потребления табака с точки зрения угрозы здоровью населения, то в целях снижения заболеваемости населения с июля 2001 г. правовые основы ограничения курения табака закреплены на законодательном уровне Федеральным законом №87-ФЗ «Об ограничении курения табака».

Реакция спроса со стороны потребителей на ограничительные меры, включая изменения цен на табачную продукцию, мало изучена и не принимается во внимание при разработке мер, которые могут быть включены в государственные программы по борьбе с курением.

Эмпирический анализ свидетельствует о том, что изменившиеся социально-экономические условия привели к широкому распространению привычки курения в начале текущего века. Доля курильщиков с 1994 по 2001 гг. выросла на 3,6% (рассчитано по RLMS), в том числе в 2000-2001 гг. - на 2%, причем в среднем на 10% увеличилось количество выкуриваемых сигарет.

Проведенное нами исследование позволяет из-влечь следующие выводы:

1. Важно учитывать чувствительность индивидуального потребления табака к ценовым колебаниям, поскольку планируемое Правительством введение лицензирования продавцов на табачном рынке неизбежно приведет к «вымыванию» мелких торговых фирм и росту цен на сигареты. Выявлено асимметричное влияние увеличения цен по видам сигарет. Повышение цены на дешевые сигареты приводит некурящую часть населения к увеличению вероятности начала курения доступных сигарет из-за падающего уровня жизни и одновременно к большей час -

тоте отказа от курения из-за низкого уровня доходов курильщиков. Повышение цены на дорогие сигареты способствует снижению вероятности начала курения некурящего населения и уменьшению частоты отказа от курения курильщиков, поскольку для богатых индивидов цена сигарет играет второстепенную роль по сравнению с силой привычки к курению, в связи с которой текущая цена сигарет, возможно, влияет не столько на прекращение курения, сколько на смещение спроса на более качественные сигареты. Увеличение цен на дешевые сигареты повышает вероятность начала курения молодежи в течение короткого промежутка времени почти на 0,03 (из ста человек трое начинают курить), что свидетельствует о наличии социальной проблемы - ухудшение уровня жизни при росте реальных цен приводит к распространению вредной привычки курения среди подростков. Таким образом, при регулировании табачного рынка необходимо учитывать неоднородность ценовой эластичности потребления табака;

2. Различные причины начала и прекращения курения для женщин и мужчин.

Для женщин характерен отказ от курения в периоды фертильности и большая эластичность факторов, связанных с самооценкой здоровья и количественным составом семьи. Для мужчин важен эффект поколения: начало курения происходит, как правило, в школьном возрасте. В среднем юноши начинают курить в 16,5 лет, а девушки несколько позже - в 19,7. Отказавшиеся от курения употребляли сигареты около 12 лет, причем женщины бросают курить в среднем через 5 лет, т.е. в возрасте около 25 лет. Больше курят мужчины - в среднем около 15 сигарет в день (т.е. % пачки сигарет), женщины курят меньше - около 9 сигарет в среднем за день. В первые 5 лет после начала курения бросают курить около 35 % курильщиков. Расчеты показали, что среди бросивших курить подростков бросили курить в первые 3 года после начала курения около 90 %. Таким образом, государственная политика должна включать меры стимулирования отказа от курения молодых женщин с целью обеспечения рождения здоровых детей; проведение организационно-экономических (рекламных), воспитательных мероприятий в образовательных учреждениях, в местах отдыха с целью усиления борьбы с курением подростков и стимулирования их к отказу от курения;

3. Выявлено, что курят больше законодатели, руководители, чиновники, работники сферы услуг и военнослужащие. Занятые индивиды курят больше в среднем на 5% по сравнению с безработными, причем количество выкуренных сигарет пропорционально количеству отработанных часов в сутки. Следовательно, выполнение требований закона работодателями позволит сократить потребление сигарет;

4. Выявлено, что более склонны к началу курения горожане, поскольку общественное мнение в сельской местности еще остается влиятельным фактором и препятствует распространению курения, т.к. считается, что курящие, особенно женщины, нарушают социальные нормы. Одним из способов сокращения курения, в том числе в городах, является пропаганда здорового образа жизни, спорта и физической активности.

Таким образом, эмпирическое исследование индивидуальных статистических данных по курению оказывается полезным инструментом для анализа последствий экономической политики по регулированию рынка табачной продукции.

Автор благодарит Майкла Бинстока, Рэндалла Файлера и Ирину Денисову за профессиональные советы в ходе исследования, Анну Лукьянову, Юрия Андриенко и участников исследовательских семинаров ЕЕЯС 2003-2004 гг. в Киеве и Москве за ценные комментарии.

ПРИЛОЖЕНИЯ

Таблица 1

Определение переменных и выборочные средние_

Перемен- Определение Инициирование Прекращение

ная муж жен муж жен

Marst =1, если женат/замужем 0,42 0,54 0,67 0,52

Urban = 1, если проживает в городе 0,69 0,68 - -

Физическая активность: 1 - легкие упражнения для

релаксации менее 3 раз в неделю, 2 - средней тяже-

сти и интенсивности упражнения менее 3 раз в неде-

Sport лю, 3 - интенсивные упражнения не менее 3 раз в неделю по 15 и более минут, 4 - ежедневные упражнения не менее 30 мин в день, 0 - не занимается физкультурой 0,58 0.52

Numhh Число членов в семье 3,71 3,36 - -

Selfhealth Датированная самооценка здоровья: 1 - очень хорошее, 2 - хорошее, 3 - среднее, 4 - плохое, 5 - очень плохое 2,43 2,87 2,73 2,86

Prof Профессиональная категория, =1 для законодателей, менеджеров, офисных работников, клерков, специалистов высшей квалификации - - 0,23 0,46

Durationcat Категории продолжительности курения, 1 - <5 лет, 2 - 6-10 лет, 3 - 11-20 лет, 4 - 21-30 лет, 5 - 31-40 лет, 6 - 41-50 лет, 7 - 51+ лет - - 3,15 2,12

Pricegks Цена за пачку из 20 сигарет (Росстат) 0,43 0,49 0,26 0,29

Pricel Цена за пачку из 20 дешевых сигарет (Р1М5) 0,26 0,25 0,28 0,28

Priceu Цена за пачку из 20 дорогих сигарет (ЯЬМ8) 0,39 0,39 0,38 0,42

Возраст начала курения - - 16,48 19,66

Продолжительность курения для бросивших курить, лет - - 15,17 5,82

Среднее количество потребляемых сигарет в день для курильщиков - - 15,18 8,62

Число наблюдений 1129 3669 1492 434

Число отказов 250 149 82 56

Таблица 2

Результаты оценки модели Кокса для инициирования курения

Переменные Вся выборка Мужчины Женщины

Female -1,118.........(0,104) - -

Selfhealth 0,127*

Marst -0,033

Urban 0,260......

Pricel 2,781***

Priceu -2,619***

Numhh -0,096.........

30<Age <=50 -2,479***

Age >50 -3,939***

1995 0,546

1996 0,686

1998 0,914*

2000 0,738

2001 0,858*

Число объектов 4798 1129 3669

Число отказов 399 250 149

Функция правдоподобия -2870,14 -1556,47 -1045,65

у2 527,10 152,10 180,46

Предсказанная доля начавших курить 0,13 0,39 0,29

Фактическая доля начавших курить 0,08 0,22 0,04

В таблице даны значения коэффициентов. Метод Бреслоу для обработки отказов. Робастные стандартные ошибки (коррекция по группам индивидов) в скобках. Выборка содержит индивидов, начавших курить не ранее 1994 года. Уровни значимости: * - 10% уровень, ** - 5% уровень, *** - 1% уровень.

Таблица 3

Результаты оценки модели Кокса для инициирования курения

Переменные Вся выборка Мужчины Женщины

Female -1,121*** (0,141) - -

Selfhealth 0,179*

Marst 0,294

Urban 0,097

Pricel 3,182***

Priceu -2,740.........

1995 -0,553

1996 -0,537

1998 -0,726

2000 -1,226**

2001 -1,279**

Число объектов 986 434 552

Число отказов 226 155 71

Функция правдоподобия -1427,40 -870,21 -407,71

г2 192,71 72,38 61,14

Предсказанная доля начавших курить 0,06 0,05 0,34

Фактическая доля начавших курить 0,23 0,36 0,13

В таблице даны значения коэффициентов. Метод Бреслоу для обработки отказов. Робастные стандартные ошибки (коррекция по группам индивидов) в скобках. Уровни значимости: * - 10% уровень, ** - 5% уровень, *** - 1% уровень.

Таблица 4

Результаты оценки модели Кокса для прекращения курения

Переменные Вся выборка Мужчины Женщины

Female 0,272 (0,198) - -

Selfhealth 0,088

Marst 0,115

Sport 0,079

Durationcat -0,626***

Pricel 2,198**

Priceu -3,191.........

Prof 0,624***

Lnincome -0,022

30<Age <=50 0,375*

Age >50 1,294***

1995 -0,786

1996 -1,098......

1998 -0,960**

2000 -1,351***

2001 -1,532.........

Число объектов 1926 1492 434

Число отказов 138 82 56

Функция правдоподобия -892,75 -514,97 -273,04

у2 163,67 112,66 66,49

Предсказанная доля бросивших ку- 0,03 0,03 0,03

рить

Фактическая доля бросивших курить 0,07 0,05 0,13

В таблице даны значения коэффициентов. Метод Бреслоу для обработки отказов. Робастные стандартные ошибки (коррекция по группам индивидов) в скобках. Выборка содержит индивидов, бросивших курить не ранее 1994 года. Уровни значимости: * - 10% уровень, ** - 5% уровень, *** - 1% уровень.

Таблица 5

Тобит регрессия со случайными эффектами для логарифма количества выкуренных сигарет

Переменные Панель RLMS 1995-2001 Панель RLMS 1994-2001

Полная выборка Для занятых Полная выборка Для занятых

Const -1,096***

Marst -0,070.........

Female -0,876***

Age 0,016***

Agesq -0,0003.........

Elementary Education -0,029

PTU with Secondary Education 0,033

Vocational Education -0,012

Higher Education -0,061*

Legislators, Senior Managers, Officials 0,158***

Professionals -0,049

Clerks 0,011

Service Workers&Market Workers 0,168***

Craft&Related Trades -0,011

Plant&Machine Operators&Assemblers 0,031

Unskilled 0,005

Army 0,232***

Sort 1,339***

Pricel 0,100

Priceu 0,214***

Sport -0,019** (0,008) -0,023*** (0,009) - -

Hours - 0,014.........

Empl 0,047* (0,027) - 0,062** (0,025) -

1995 0,133***

1996 0,165.........

1998 - - -0,024

2000 0,194***

2001 0,291.........

Функция правдоподобия -12229,58 -11016,95 -14874,26 -13370,83

ТестВальда, у2 22917,65 21216,48 26715,86 24719,67

Тест отношения правдоподобия для sigma u=0, у2 2349,12 1918,32 3080,86 2581,44

sigma_u sigma_e rho 0,628 0,617 0,509 0,617 0,616 0,500 0,631 0,627 0,503 0,619 0,628 0,494

Наблюдения: неце нзурированные цензурированные слева 8484 13518 7652 12006 10277 16677 9236 14772

- 1%

уровень. Базисные категории: общее среднее образование, профессиональные специалисты.

Таблица 6

Результаты оценок Кокса объединенной модели: прекращение курения

Переменные Коэффициенты

Female -0,001

Marst 0,146

Durationcat -0,444***

Sport -0,082

Pricel 1,546.........

Priceu 0,250

q -1,611***

resstart -0,778......

Окончание табл. 6

Переменные Коэффициенты

гевсош -6,684

Число объектов 2573

Число отказов 543

Функция правдоподобия -3081,01

у2 1588,40

Предсказанная доля 0,14

бросивших курить

Фактическая доля бросивших курить 0,21

В таблице даны значения коэффициентов. Метод Бреслоу для обработки отказов. Робастные стандартные ошибки (коррекция по группам индивидов) в скобках. Уровни значимости: - 10% уровень, - 5% уровень, *** - 1% уровень.

Таблица 7

Результаты тобит оценки объединенной модели: логарифм количества выкуренных сигарет

Переменные Коэффициенты

Female -0,538***

Marst -0,051

Age -0,026**

Agesq 0,00001

Educat 0,015

Occat 0,002

Sort 0,404***

Pricel -0,026

Priceu -0,023

Sport -0,023*

Work 0,111.........

resstart 1,773***

hazardstart 0,926***

reSstop -0,349......

hazardstop 3,98-10-8

q,-1 0,040***

Функция правдоподобия -2046,94

ТестВальда, %2 2982,63

Тест отношения правдоподобия для sigma u=0, у2 320,68

sigma_u sigma_e rho 0,538 0,428 0,612

Наблюдения:

неце нзурированные 2018

цензурированные слева 555

Стандартные ошибки в круглых скобках. Значимость коэффициентов: * - 10% уровень, ** - 5% уровень, *** - 1% уровень. Осса! - категориальная переменная профессиональной принадлежности индивида.

ЛИТЕРАТУРА

1. Becker G.S., Murphy K.M. (1988): A theory of rational addiction//Journal of Political Economy. 96(4).

2. Beenstock, M., G. Rahav (2002): Testing Gateway Theory: The Effect of Cigarette Prices on the Consumption of Cigarettes and Illicit Drugs in Israel//Journal of Health Economics. 21.

3. Beenstock, M, G. Rahav (2003): Immunity and Susceptibility in Illicit Drug Initiation in Israel. Working paper.

4. Bickel W.K., Madden G.J. (1998): The behavioral economics of smoking. NBER Working Paper #6444.

5. ChaloupkaF.J., WarnerK.E. (1999): The Economics of Smoking. Handbook of Health Economics. Vol. 1B. Elsevier.

6. Douglas, S.M. (1998): The Duration of the Smoking Habit//'Economic Inquiry. Vol. 36 (1).

7. Evans, W.N., Farrelly M.C., Montgomery E. (1999): Do Workplace Smoking Bans Reduce Smoking? //American Economic Review. Vol. 89. No. 5.

8. Forster, M., A. M. Jones. (2001): The Role of Tobacco Taxes in Starting and Quitting Smoking: Duration Analysis of British Data // Journal of the Royal Statistical Society. Series A No. 164.

9. Jones, A. M. (1989): A double-hurdle model of cigarette consumption // Journal of Applied Econometrics. No. 4.

10. Labeaga J.M. (1999): A double-hurdle rational addiction model with heterogeneity: Estimating the demand for tobacco// Journal of Econometrics. Vol. 93.

11. Lancaster Tony. (1990): The Econometric Analysis of Transition Data. Cambridge University Press.

12. Sander, W. (1995): Schooling and quitting smoking// Review of Economics and Statistics. Vol. 129.

13. Suranovic S.M., Goldfarb R.S., Leonard T.C. (1999): An economic theory of cigarette addiction// Journal of Health Economics. Vol. 18(1).

14. Tauras J.A. (1999): The Transition to Smoking Cessation: Evidence from Multiple Failure Duration Analysis. NBER Working Paper #7412.

15. Tauras J.A., O'Malley P. M., Johnston L.D. (2001): Effects of Price and Access Laws on Teenage Smoking Initiation: A National Longitudinal Analysis. NBER Working Paper #8331.