Підйом ожиріння на перехідному етапі: теорія та емпіричні докази Росії

  • Повна стаття
  • Цифри та дані
  • Список літератури
  • Додаткові
  • Цитати
  • Метрики
  • Передруки та дозволи
  • Отримати доступ /doi/full/10.1080/00220380903383230?needAccess=true

Ця стаття інтегрує теоретичні та емпіричні моделі для вивчення зростання ожиріння людини в Росії під час переходу від планової до ринкової економіки. Для перевірки наших гіпотез ми використовуємо останні дані на індивідуальному рівні з Російського обстеження лонгітюдного моніторингу за 1995 та 2004 рр., Що охоплюють репрезентативні періоди раннього та пізнього переходу. Результати оцінки сильно підтримують нашу модель виробництва та пропозиції ІМТ (індекс маси тіла) та ваги. Аналіз вказує на сильний зв'язок між режимами харчування, індивідуальними особливостями, факторами навколишнього середовища та ожирінням в Росії. Розуміння цих відносин є важливим для розробки ефективної державної політики, спрямованої на поліпшення загального добробуту харчування та зменшення ожиріння та смертності російського населення. Втручання, що сприяє підвищенню рівня освіти та обізнаності щодо здорового способу життя та здорового харчування, може зіграти важливу роль у запобіганні ожирінню в Росії.

підвищення

Подяки

Ми вдячні за корисні обговорення та пропозиції від Елісон Беррелл, Уоллі Хаффман, Арі Оскам, учасників семінару з економіки в Університеті Вагенінгена та учасників семінару з управління персоналом в Університеті штату Айова. Документ був представлений на 27-й конференції IAAE у Пекіні. Старше авторство не призначається, а імена співавторів упорядковуються за алфавітом. Застосовується звичайна відмова від відповідальності.

Примітки

1. Подальшим обґрунтуванням використання двох окремих поперечних перерізів є той факт, що підтверджується тестами Уолда/Чау, - що відбувся структурний зсув у споживанні та способах життя протягом періоду 1995–2004, зумовлений зміною в процесі переходу та 1997/1998 фінансова криза. Зверніть увагу, що ми називаємо 1995 рік початком періоду аналізу, хоча 5-й раунд опитування проводився з листопада 1994 року по січень 1995 року.

2. Ми неявно припускаємо монотонний негативний зв’язок між ожирінням та здоров’ям у відповідному діапазоні розподілу показників ожиріння. Це припущення цілком обгрунтоване для населення із середнім та високим рівнем доходу та загалом для тих груп населення, які мають широкі проблеми ожиріння.

3. Це аналогічно виведенню функції пропозиції сільськогосподарської продукції в сільськогосподарській моделі домогосподарств (Huffman, 1991 Huffman, W. E. 1991. “Моделі сільськогосподарських домогосподарств: опитування та критика”. Багато робочих місць серед сільськогосподарських сімей, За редакцією: Hallberg, M. C., Findeis, J. L. and Lass, D. A. 79 - 111. Еймс, ІА: Преса університету штату Айова. [Google Scholar]).

4. Зверніть увагу, що прийнята двоступенева процедура спеціально розроблена для виправлення проблем з можливою ендогенністю пояснювальних змінних, що використовуються в рівняннях поставки ІМТ. Це досягається використанням прогнозованих значень з першого етапу, коли в якості інструментів додаються відповідні (екзогенні) змінні відповідно до відповідної літератури.

5. Це не справжнє панельне опитування, де під час кожного раунду відстежуються вибіркові домогосподарства та особи. Однак після 1999 року оригінальний дизайн був змінений, і деякі домогосподарства та особи, які переїхали, опитувались у нових місцях. Аналіз даних RLMS щодо стирання, проведений Інститутом соціальних досліджень при Університеті Мічигану, показує, що виходи можна охарактеризувати як випадкові та що розподіл вибірки залишається незмінним (Heeringa, 1997 Heeringa, S. 1997. " Російське обстеження лонгітюдного моніторингу (RLMS) Витрата зразків, поповнення та зважування у раундах V-VII ”. . Крім того, наші результати регресій, виправлених на стирання, не суттєво відрізняються від результатів, представлених у статті.

6. Результати оцінки незбалансованих зразків подібні до повідомлених результатів для збалансованих зразків і доступні у авторів. Ми вважаємо за краще працювати зі збалансованими зразками, щоб зберегти розподіл непомітних якомога подібнішими.

7. Оцінки OLS рівнянь поставки ІМТ із залежною змінною lnІМТ доступні у авторів. Результати дуже схожі на результати з вагою як залежною змінною.

8. Ми також регресуємо залежні змінні в 2004 р. Щодо відсталих (у 1995 р.) Пояснювальних змінних як перевірку стійкості наших результатів з огляду на можливі проблеми ендогенності, навіть незважаючи на те, що наш аргумент у всій статті полягає в тому, що існує структурний зсув основного споживання та загальні схеми способу життя протягом 10-річного періоду аналізу. Результати регресії якісно дуже схожі на наші результати, наведені в таблиці 4, оскільки величина ефектів дещо перебуває між величинами, оціненими для 1995 та 2004 рр. Результати доступні у авторів.

9. Різноманітні дослідження показали, що алкоголіки, як правило, мають нижчу вагу тіла, тоді як зв’язок між споживанням алкоголю та ожирінням у загальній популяції не був добре встановлений. Дослідження дали різноманітні та суперечливі результати, повідомляючи про позитивні, негативні або відсутність чітких асоціацій (наприклад, Hellerstedt et al., 1990 Hellerstedt, W. L., Jeffery, R. W. and Murray, D. M. 1990. Зв'язок між споживанням алкоголю та ожирінням у загальній популяції . Американський журнал епідеміології, 132 (4): 594 - 611. [Google Scholar]).

10. Відмінності між квантилями перевіряються за допомогою тестів Уолда/Чау, спільно для всіх пояснювальних змінних. У 1995 р. Статистика Уолда/Чау щодо різниці між 30% та 60% квантилями є значною (Pr> F) - 0,15%, тоді як статистика Wald/Chow про різницю між 60% та 90% квантилями є значною (Pr> F) на 0,07 відсотка. У 2004 році ці показники становлять 0,08 та 0,12 відсотка відповідно.