L’imposta cilena sulle bevande zuccherate del 2014 e le variazioni dei prezzi e degli acquisti di bevande zuccherate: Uno studio osservazionale in un ambiente urbano

Introduzione

In risposta al crescente carico globale dell’obesità e delle malattie croniche correlate nell’ultimo decennio, le tasse sulle bevande zuccherate prodotte industrialmente (SSB) sono emerse come strategia di regolamentazione per prevenire il continuo aumento dell’obesità[1,2]. La ricerca ha dimostrato che l’aumento dei prezzi delle SSB porta a una significativa diminuzione degli acquisti di SSB[3- 6], e recenti studi in Messico e in città negli Stati Uniti (ad esempio, Berkeley e Philadelphia) indicano che le tasse sulle SSB riducono gli acquisti di SSB, con un impatto maggiore tra le popolazioni di status socio-economico inferiore (SES) [7- 11].

Tuttavia, esistono prove limitate sull’impatto delle modifiche delle aliquote fiscali delle imposte sulle SSB esistenti. Nei paesi ad alto reddito e nei paesi a basso e medio reddito con una rapida crescita del reddito, le famiglie potrebbero non essere a conoscenza di piccole variazioni delle aliquote fiscali dovute all’aumento del reddito mediano, e le aziende commerciali del settore delle bevande potrebbero scegliere di non cambiare i prezzi in proporzione alla variazione delle imposte[12]. Inoltre, l’accesso all’acqua di rubinetto sicura potrebbe influire sulle scelte a disposizione dei consumatori. Per esempio, in Messico, che è leader nel consumo di acqua in bottiglia in tutto il mondo[13] e ha un accesso relativamente limitato all’acqua di rubinetto sicura in molte aree, la principale sostituzione per le SSB nel primo anno dopo l’implementazione dell’imposta è stata l’acquisto di acqua[9]. Al contrario, nei Paesi ad alto reddito, l’acqua pulita e gratuita è facilmente disponibile.

Il Cile, recentemente classificato come Paese ad alto reddito, è un interessante caso di studio per esplorare le variazioni dei prezzi e degli acquisti dopo una modifica dell’aliquota fiscale delle SSB. Il Cile ha un’alta prevalenza di obesità e diabete di tipo 2[14-16] e recentemente è diventato il paese con il più alto numero di vendite pro capite di SSB [17]. Le tasse sulle bevande in Cile hanno una lunga storia a partire dal 1979, quando il governo cileno ha introdotto specifiche tasse ad valorem sulle bevande alcoliche e analcoliche industriali. I concentrati di bevande e tutte le bevande industriali pronte da bere con qualsiasi aroma artificiale, dolcificante o colorante erano soggetti a un’aliquota fiscale comune del 15%. Nel 1985, l’aliquota d’imposta è stata ridotta al 13%. Circa 30 anni dopo, il Cile ha modificato nuovamente la sua imposta sulle bevande nell’ambito di un’importante riforma fiscale annunciata e introdotta nell’aprile 2014, approvata il 26 settembre 2014 e attuata il 1° ottobre 2014. Questa riforma fiscale comprendeva un aumento dell’aliquota dell’imposta sulle SSB che aveva lo scopo di ridurre gli acquisti di SSB e prevenire il continuo aumento dell’obesità e delle malattie non trasmissibili (MNT) correlate. Di conseguenza, l’aliquota fiscale sulle SSB con più di 6,25 grammi (g) di zucchero per 100 millilitri (mL) (ad esempio, soda, bevande a base di succhi di frutta industriali) è aumentata dal 13% al 18%. Per le SSB con meno di 6,25 g di zucchero per 100 ml (comprese le bevande in polvere e concentrate con aggiunta di zucchero e le bevande contenenti dolcificanti artificiali, aromi o coloranti), l’aliquota d’imposta è stata ridotta al 10%. Altre bevande, come il latte semplice e le bevande aromatizzate a base di latte zuccherato, i succhi di frutta al 100% e l’acqua non aromatizzata, non sono state tassate.

La struttura fiscale della SSB cilena è unica nel suo genere per due motivi. In primo luogo, crea una differenza di prezzo tra le SSB ad alto e basso contenuto di zucchero e, in secondo luogo, tassa le bevande con dolcificanti artificiali (come le bevande analcoliche dietetiche) e le bevande non zuccherate aromatizzate. Al contrario, le imposte sulle SSB sia a Berkeley che in Messico applicano un’aliquota unica a tutte le bevande non lattiere e non alcoliche con aggiunta di zucchero e non si applicano alle bevande con zero zucchero aggiunto o a quelle che contengono solo edulcoranti artificiali. La tassa SSB di Philadelphia è simile a quella cilena in quanto si applica anche alle bevande dolcificate artificialmente, ma diversa in quanto applica un’unica aliquota a tutte le bevande tassate, indipendentemente dal livello di zucchero. Anche l’imposta sulle SSB del Regno Unito è a due livelli, con le SSB ad alto contenuto di zucchero tassate ad un’aliquota più elevata rispetto alle SSB a basso contenuto di zucchero. Tuttavia, questa imposta si basa sul contenuto di zucchero aggiunto della bevanda, e quindi le bevande dolcificate artificialmente non sono tassate. A nostra conoscenza, la tassa cilena è la prima che applica un’aliquota a due livelli alle SSB e comprende tutte le bevande non zuccherate dolcificate artificialmente o aromatizzate.

Non è chiaro come la modifica di una tassa sulle SSB esistente influisca sui prezzi o sugli acquisti rispetto all’introduzione di una nuova tassa. Piccole imposte sulle vendite delle SSB (in media il 5,2%) nelle giurisdizioni degli Stati Uniti suggeriscono che piccoli aumenti relativi dell’aliquota fiscale potrebbero non portare a cambiamenti significativi nel consumo di bevande zuccherate[18,19]. Tuttavia, queste imposte sulle vendite sono applicate alla cassa e quindi non possono influenzare le decisioni di acquisto dei consumatori, mentre l’imposta cilena sulle SSB è inclusa nei prezzi a scaffale delle bevande. Comprendere come gli aumenti relativamente piccoli di una tassa sulle SSB influiscano sui prezzi e sugli acquisti è fondamentale per informare la futura politica fiscale delle SSB.

Gli obiettivi di questo studio sono (1) analizzare se i prezzi medi degli acquisti di bevande sono cambiati dopo l’implementazione della tassa e (2) analizzare se i volumi e le calorie degli acquisti di bevande sono cambiati dopo l’implementazione della tassa, controllando per le covariate domestiche e le tendenze secolari in generale e da SES.

Metodi

Set di dati

Abbiamo utilizzato una serie di dati longitudinali sugli acquisti di alimenti per la casa da gennaio 2013 a dicembre 2015 che abbiamo ottenuto dal Kantar WorldPanel Chile (vedi la lista di controllo STROBE nella tabella S1). I dati si basano su acquisti settimanali di beni di consumo in rapida evoluzione da parte delle famiglie provenienti da città con più di 20.000 abitanti, che rappresentano il 74% della popolazione urbana. Il campione totale è di 2.000 famiglie. Gli intervistatori hanno visitato settimanalmente le famiglie per raccogliere dati sugli acquisti di generi alimentari utilizzando un lettore di codici a barre portatile. In primo luogo, le informazioni sugli acquisti sono state raccolte sia scannerizzando i codici a barre dei prodotti sulle confezioni, sia utilizzando un libro dei codici per assegnare i codici a barre ai prodotti sfusi o ad altri prodotti senza codici a barre. In secondo luogo, le famiglie sono state istruite a conservare tutte le ricevute in modo che gli intervistatori potessero confrontare gli acquisti ogni settimana e determinare il negozio in cui sono stati acquistati (in particolare per i prodotti di consumo frequente). Infine, gli intervistatori hanno controllato le dispense domestiche e le famiglie hanno conservato le confezioni vuote dei prodotti in un cestino tra un’intervista e l’altra per assicurarsi che i prodotti non fossero contati due volte. Le informazioni raccolte per ogni acquisto di bevande comprendevano il volume o il peso, la spesa per codice a barre, il prezzo per unità, il canale di vendita al dettaglio, la marca, la dimensione della confezione e la data di acquisto. Un’analisi comparativa basata sull’indagine 2011-2012 sul bilancio e la spesa delle famiglie ha mostrato che le famiglie del Kantar WorldPanel rappresentano gli acquisti medi delle famiglie urbane [20].

Informazioni sul profilo dei nutrienti e categorizzazione fiscale

I dati relativi a ciascun acquisto di bevande sono stati collegati a livello di codice a barre a un panel di fatti sulla nutrizione raccolti da fotografie che un team di assistenti cileni di ricerca nutrizionale ha raccolto direttamente nei negozi (79,8% dei prodotti)[21-26],Mintel America Latina (19,9%), o Mintel Nord America (0,2%) o imputati con una corrispondenza sistematica basata su prodotti simili utilizzando la descrizione della confezione, la marca e il produttore (meno dello 0,1% di ciascuna categoria di bevande). I nutrizionisti cileni di livello Master impiegati dall’Università del Nord Carolina hanno categorizzato ogni acquisto di bevande in categorie reciprocamente esclusive all’interno di ogni gruppo fiscale. Di seguito ci riferiamo a tutte le bevande industrializzate con meno di 6,25 g di zucchero/100 mL (e quindi soggette all’aliquota fiscale del 10%) come bevande zuccherate a basso contenuto di zucchero o senza zucchero (L-SSB). Ci riferiamo alle bevande industriali con più di 6,25 g di zucchero/100 mL (soggette all’aliquota fiscale del 18%) come bevande zuccherate ad alto contenuto di zucchero (H-SSB). Tutte le bevande esentate dall’imposta sono classificate come non tassate. Abbiamo ulteriormente separato le L-SSB in base al fatto che fossero vendute come concentrate (comprese le polveri) o pronte da bere. Abbiamo ricostituito i prodotti acquistati in polvere o concentrati in base ai loro volumi e alle calorie pronte da bere. Tutte le H-SSB erano pronte da bere e le abbiamo categorizzate in base alla loro quantità gassata o meno. Abbiamo consultato il personale del Ministero delle Finanze sulle categorizzazioni nei casi in cui la categoria appropriata non era chiara.

Segue la categorizzazione finale all’interno di ogni gruppo fiscale. Bevande non tassate: acqua semplice, latte semplice e aromatizzato o zuccherato, bevande pronte da bere a base di latte, latte in polvere e modificatori (come il cacao), caffè e tè. Bevande tassate al dieci percento: L-SSB e concentrati L-SSB pronti per l’uso. Bevande tassate al diciotto per cento: H-SSB non gassate e H-SSB gassate (tabella S2). Mentre abbiamo analizzato le bevande non tassate come un unico gruppo a causa della bassa frequenza di acquisti tra alcune sottocategorie, abbiamo analizzato le bevande tassate al 10% e al 18% per sottocategoria e per livello di tassazione complessivo. Come osservato, tutte le categorie tassate erano soggette a un’aliquota del 13% prima dell’ottobre 2014.

Covariate socioeconomiche

Seguendo il protocollo dell’Associazione Cilena di Ricerche di Mercato, abbiamo categorizzato le famiglie in quattro categorie SSA utilizzando i dati forniti dal Kantar WorldPanel Chile[27]. Per semplicità, riportiamo i risultati di tutte le analisi del SES in due gruppi: SES alto (alto e medio-alto) e SES basso (medio-basso e basso). Altre caratteristiche rilevanti della famiglia includono la composizione della famiglia (numero totale dei membri della famiglia in generale e numeri per sesso e gruppi di età), il livello di istruzione e lo stato di lavoro del capofamiglia e la regione geografica della famiglia (divisa in sei zone in base al disegno del campione Kantar).

Inoltre, poiché l’andamento del reddito, dell’attività economica e di altri fattori di mercato potrebbe influenzare il prezzo e la quantità degli acquisti di bevande[28], abbiamo controllato per diverse misure macroeconomiche a livello di regione-mese, tra cui il tasso di disoccupazione, la popolazione (in migliaia), i permessi di costruzione (metri2) come predittore dell’attività economica[29], l’Indice delle vendite del supermercato e l’Indice economico regionale, utilizzando i dati ufficiali dell’Istituto nazionale cileno di statistica[30].

Indici dei prezzi

Per l’analisi dei prezzi, abbiamo ordinato i marchi all’interno di ogni sottocategoria di bevande in base alle loro quote di mercato medie (cioè la percentuale media mensile delle vendite totali) nel periodo 2013-2015. Abbiamo aggregato i marchi con quote di mercato inferiori al 3% in un marchio combinato all’interno di ciascuna categoria. I marchi con una quota di mercato superiore al 3% sono rimasti separati. Abbiamo quindi classificato i prodotti per quota di mercato come bassi (meno del 10% o pari al 10% di quota di mercato) o alti (oltre il 10% di quota di mercato). Successivamente, abbiamo definito le dimensioni dei pacchetti per ogni singolo marchio. Abbiamo classificato le bevande pronte da bere come piccole (meno di 2.500 ml) o grandi (maggiori o uguali a 2.500 ml). Bevande vendute come concentrati liquidi, polveri o foglie secche abbiamo classificato come piccole (meno di 5 litri [L], diluito) o grandi (maggiori o uguali a 5 L, diluito). Di seguito ci riferiamo a un prodotto come la combinazione unica di marca e dimensioni dell’imballaggio all’interno di ogni categoria di bevande.

Aggregazione dei prezzi di mercato

La nostra analisi ha utilizzato i dati sui prezzi delle bevande come riportato direttamente dalle famiglie. A differenza dei dati sui prezzi raccolti nei negozi di alimentari, i prezzi ottenuti dai dati sugli acquisti non solo riflettono le variazioni dei prezzi dovute al comportamento del settore, ma anche le differenze nelle preferenze delle famiglie per alcuni tipi di bevande o le differenze geografiche in merito a quali prodotti sono disponibili nel negozio (ad esempio, le marche locali possono essere disponibili in alcune regioni ma non in altre)[31]. In altre parole, gli unici prezzi rilevati sono quelli delle bevande acquistate, il che rende difficile analizzare se l’industria ha cambiato i prezzi degli scaffali in risposta alla modifica fiscale. Per affrontare questa complessità, abbiamo cercato di approssimare i prezzi che i consumatori vedrebbero in un negozio sfruttando le variazioni geografiche e socioeconomiche tra le famiglie. Abbiamo definito un mercato come il pool di acquisti unici che appartengono alla stessa regione e al gruppo SES nello stesso mese (utilizzando le classificazioni dei prodotti sopra descritte). Pertanto, i prezzi medi a livello di prodotto in ogni mercato riflettono il prezzo medio in un mese per un determinato prodotto che una famiglia di una data regione e SES potrebbe vedere in un negozio. Abbiamo escluso dall’analisi i prodotti che non sono stati acquistati sia prima che dopo l’applicazione delle imposte (0,4% di tutte le osservazioni).

Statistiche descrittive

In primo luogo, abbiamo esaminato le caratteristiche sociodemografiche delle famiglie partecipanti all’indagine per stato SES e delle famiglie separate che sono uscite dal campione in qualsiasi punto tra il 2013 e il 2015. Successivamente, abbiamo calcolato la media e la mediana dei prezzi reali corretti a livello di mese di mercato, compreso il numero di prodotti all’interno di ogni categoria di bevande. Infine, abbiamo calcolato gli acquisti medi per famiglia/mese sia in termini di volume (mL) che di calorie (kilocalorie [kcal]) acquistate pro capite al giorno per ogni categoria di bevande e la percentuale di osservazioni non zero per famiglia/mese.

Piano di analisi

Abbiamo concepito il progetto iniziale dello studio all’inizio di luglio 2016 e abbiamo acquistato i dati Kantar alla fine dello stesso mese. Tra luglio 2016 e maggio 2017, i nutrizionisti del master hanno ripulito e classificato i dati e abbiamo condotto analisi descrittive sui volumi di acquisto. Prima di ogni analisi, è stato incluso il piano di analisi iniziale:

• Andamenti descrittivi non corretti dei volumi, degli zuccheri e delle calorie per categoria di tassazione e sottocategorie di bevande e caratteristiche dei prodotti.
• Andamenti descrittivi non corretti di volume, zucchero e calorie per categoria di tassazione per ogni sottogruppo SSA.
• Analisi longitudinale aggiustata per le covariate domestiche e macroeconomiche utilizzando modelli di effetti fissi per volume, zucchero e calorie per categoria di tassazione e sottocategoria di bevande. L’andamento al lordo delle imposte doveva essere proiettato nel periodo post-tasse per servire da controfattuale per gli acquisti post-tasse osservati, con i test statistici condotti tra gli acquisti medi delle famiglie osservati e quelli controfattuali post-tasse. Ciò ha seguito il quadro delineato negli studi precedenti della tassa SSB messicana[9].
• Utilizzando gli stessi modelli longitudinali, stratificare per SES per esaminare se vi erano differenze tra le famiglie a basso e alto SES.

Nel luglio 2017 abbiamo introdotto due modifiche al piano di analisi originario. In primo luogo, ci siamo resi conto che, a differenza della valutazione fiscale messicana, in Cile, nessuno studio aveva esaminato le variazioni dei prezzi dovute all’applicazione dell’imposta. Comprendere le variazioni dei prezzi ci è sembrato fondamentale per spiegare eventuali cambiamenti negli acquisti di bevande (o la loro mancanza) dopo l’imposta SSB. Abbiamo quindi aggiunto una componente di analisi dei prezzi, che comprendeva l’analisi di come le variazioni stimate variano in base alle caratteristiche del prodotto e al SES a livello di mercato. In secondo luogo, per entrambe le analisi, abbiamo testato diversi modelli per determinare la migliore specifica del modello per i nostri dati. Di conseguenza, abbiamo utilizzato un modello tobit a effetti casuali correlati per i volumi e un modello lineare a effetti casuali per i prezzi. Tuttavia, nonostante queste modifiche, l’obiettivo dell’analisi è rimasto lo stesso: confrontare le variazioni osservate al netto delle imposte nei prezzi e negli acquisti con un controfattuale, o con ciò che sarebbe stato osservato nel periodo post-tassa come previsto dalle tendenze al lordo delle imposte.

Infine, abbiamo introdotto alcune modifiche aggiuntive come richiesto durante il processo di revisione, tra cui l’aggiunta di intervalli di confidenza del 95% (CI), analisi di sensibilità sulle specifiche del modello e riorganizzazione delle tabelle nel testo principale. Come richiesto, abbiamo anche incluso la significatività statistica dei nostri risultati per la verifica di più ipotesi.

Quadro di analisi pre-post

Dopo un’analisi preliminare e descrittiva del set di dati, abbiamo sviluppato un modello di analisi pre-post per ovviare alla mancanza di un gruppo di controllo adeguato, poiché la tassa è stata implementata a livello nazionale. L’obiettivo di questa analisi è quello di capitalizzare le variazioni della media media che si verificano prima e dopo un intervento basato su una pausa temporale (la data di attuazione dell’imposta). Questo approccio è coerente con gli studi precedenti dell’imposta SSB del Messico [9,10,32]. In questo quadro, per ogni analisi, abbiamo costruito un controfattuale, che rappresenta la variazione media prevista in una variabile di risultato nel periodo post-tax basata sull’andamento ante imposte. Per ogni risultato, abbiamo calcolato la differenza tra l’andamento osservato e il controfattuale, in media, nel periodo post-tax. Pertanto, ogni analisi è espressa in termini di confronto di quanto osservato dopo l’imposta rispetto a quanto si sarebbe potuto osservare in assenza di un’imposta basata sull’andamento al lordo delle imposte (che è simile a un disegno di serie temporali interrotti). Per garantire che il nostro controfattuale catturasse l’effetto dell’intervento piuttosto che altri cambiamenti contemporanei, abbiamo controllato per i confonditori temporali variabili, la stagionalità e le tendenze nazionali e regionali, spiegate più dettagliatamente nella sezione analisi degli acquisti. Abbiamo calcolato la significatività statistica per ogni aggiustamento di stima per la verifica di ipotesi multiple utilizzando la correzione di Sidak-Dunn [33]. Inoltre, abbiamo riportato IC non conservatori al 95% per ogni stima. Abbiamo stimato tutti i modelli utilizzando Stata v.14.1.

Analisi dei prezzi: Modello degli effetti casuali

Abbiamo condotto tutte le analisi a livello di prodotto-mercato utilizzando il logaritmo naturale dei prezzi (supponendo che i prezzi seguano una distribuzione log-normale). L’unità di ogni osservazione è il prezzo di ogni prodotto per 1.000 mL in un mercato in un dato mese. Abbiamo utilizzato un modello lineare di effetti casuali con errori standard raggruppati a livello di mercato. Questo modello utilizza una variabile dell’indicatore del periodo fiscale (al lordo delle imposte rispetto al post-tassa) per creare una rottura nella media degli acquisti medi prima e dopo l’implementazione fiscale. Abbiamo controllato per le tendenze aggregate lineari e quadratiche, la stagionalità e le covariate economiche regionali. Inoltre, abbiamo esaminato se le variazioni di prezzo variano in base al SES a basso o ad alto livello di mercato, alla dimensione del pacchetto e alla quota di mercato del marchio, utilizzando le interazioni con la variabile dell’indicatore fiscale.

Dopo aver stimato il modello, abbiamo calcolato i cambiamenti corretti previsti nel livello dei prezzi e il suo corrispondente 95% di CI, confrontando ciò che è stato osservato nel periodo post-fiscale con il controfattuale (con la variabile dell’indicatore fiscale impostata a zero). Per ottenere i valori previsti, abbiamo ritrasformato il mezzo condizionale, applicando i fattori di striscio Duan[34].

Analisi degli acquisti: Effetti casuali correlati al modello tobit

Per la nostra analisi degli acquisti, l’unità di osservazione era il volume mensile pro capite o le calorie delle bevande acquistate dalla famiglia. Abbiamo utilizzato un modello tobit per riconoscere esplicitamente la grande proporzione di non acquisti di ogni sottocategoria e per ridurre al minimo i pregiudizi introdotti dalla grande proporzione di non acquirenti. Abbiamo raggruppato gli errori standard a livello familiare.

Inoltre, per correggere l’eterogeneità non osservata da parte della famiglia (come le differenze sottostanti nelle preferenze della famiglia), abbiamo permesso effetti casuali correlati a livello di famiglia utilizzando il dispositivo Chamberlain-Mundlak [35,36]. Abbiamo anche incluso controlli variabili nel tempo: dimensioni della famiglia, composizione della famiglia per sesso e gruppo di età, istruzione del capofamiglia (nessuna istruzione formale, scuola media, scuola superiore, università o più) e stato di lavoro (disoccupati, lavoro, studio), variabili indicatori per regione e SES (basso e medio-basso rispetto a medio-alto e alto), tendenze aggregate lineari e quadratiche, e variabili indicatori stagionali trimestrali. Abbiamo interagito con la variabile dell’indicatore fiscale del SES per analizzare i cambiamenti negli effetti del SES. Abbiamo escluso dall’analisi delle calorie le categorie di bevande con un contenuto di zucchero nullo o molto basso (bevande con aliquota fiscale del 10%), poiché il contenuto calorico di queste bevande è troppo basso per analizzare le differenze.

Analisi della sensibilità

Abbiamo condotto diverse analisi di sensibilità per determinare la migliore specifica del modello utilizzando il criterio dell’informazione e la bontà dell’adattamento per la selezione del modello. In primo luogo, abbiamo testato diverse specifiche per le tendenze, le interruzioni di tempo e la stagionalità in ogni modello e il significato delle covariate covariate nel tempo in ogni specifica. In secondo luogo, abbiamo testato la sensibilità delle nostre stime all’autocorrelazione (cioè la somiglianza delle osservazioni di ogni famiglia nel tempo) utilizzando lo stimatore di Arellano-Bond [37]. Abbiamo anche stimato un modello statico ad ostacoli per allentare le ipotesi imposte dal modello tobit (cioè che le covariate hanno lo stesso effetto sia sulla probabilità di acquisto che sull’importo acquistato). Infine, come già detto, abbiamo esaminato le interazioni dell’indicatore fiscale con il SES a livello di mercato, la dimensione del pacchetto e la dimensione del marchio per le analisi dei prezzi e il SES a livello di famiglia per le analisi degli acquisti. Per ciascuna di queste analisi di sottogruppo, riportiamo il valore p di un test di t per verificare se la differenza nelle variazioni medie assolute previste tra i due gruppi nel periodo post-tax è statisticamente diversa da zero.

Risultati

Statistiche descrittive

L’85 per cento delle famiglie è stato nel campione per tutti i 36 mesi. Il nostro campione analitico comprende 1.795 famiglie uniche, 64.620 osservazioni mensili di famiglie e 114.003 osservazioni mensili di prodotti di mercato.

Le caratteristiche delle famiglie nel nostro campione sono riassunte nella tabella S3. In questo campione, le famiglie a basso SES, rispetto alle famiglie ad alto SES, hanno più probabilità di vivere a Santiago e di avere un capofamiglia occupato, una dimensione complessiva della famiglia più grande (inclusi più bambini ma meno adulti), e meno istruzione. Le famiglie hanno avuto più probabilità di abbandonare l’indagine se il capofamiglia era più giovane e leggermente più istruito, anche se non abbiamo trovato differenze significative nella composizione della famiglia o nel SES. Alla luce di ciò, le nostre stime erano leggermente parziali nei confronti delle famiglie più anziane, a condizione che il sondaggio venisse condotto nel gennaio 2013.

I prezzi medi mensili di mercato non rettificati per sottocategoria delle bevande hanno evidenziato differenze significative tra le sottocategorie(tabella S4). Abbiamo trovato i prezzi più alti per le H-SSB non carbonate. I concentrati di L-SSB erano il tipo di bevanda meno costosa. Abbiamo trovato le più piccole (relative) differenze di prezzo tra i vari SES tra le H-SSB gassate.

Latabella S5 mostra gli acquisti medi (in volume e calorie) a livello di famiglia al mese. Le H-SSB gassate (bevande analcoliche) e le bevande non tassate sono state acquistate con maggiore frequenza. Gli acquisti di H-SSB rappresentano il 18,0% del totale degli acquisti di bevande in volume e il 55,0% del totale degli acquisti di bevande in calorie nei nostri dati. Gli acquisti di concentrati di L-SSB sono stati relativamente elevati (10,0% del totale degli acquisti di bevande), ma hanno contribuito a una percentuale minima di calorie acquistate (0,2%). Le famiglie ad alto SES hanno acquistato più di tutte le categorie di bevande rispetto alle famiglie a basso SES, ad eccezione delle H-SSB gassate (2,3 contro 2,8 L/capite al mese per le famiglie ad alto SES e a basso SES, rispettivamente).

La distribuzione delle dimensioni delle confezioni e delle marche (cioè la quota di mercato) per tutti i prodotti tassati (ponderate in base alle vendite totali) sono rispettivamente in S1 e S2 Figs. Questi risultati confermano che l’uso del 10% come soglia per definire la quota di mercato alta contro quella bassa e l’uso di 2.500 ml per definire la dimensione delle confezioni piccola contro quella grande è stato appropriato.

I prezzi medi mensili corretti e gli acquisti (volume) per categoria di bevande sono rispettivamente in S3 e S4 Figs. Non abbiamo trovato cambiamenti evidenti nei prezzi o negli acquisti dopo l’implementazione fiscale, con una sola eccezione: il prezzo dei concentrati L-SSB è diminuito significativamente in seguito all’implementazione fiscale. Infine, abbiamo testato la normalità nella distribuzione dei prezzi (in tronchi) utilizzando il test Shapiro-Wilk su un campione casuale di prodotti (tabella S6) e abbiamo trovato che questa ipotesi non può essere respinta.

Analisi dei prezzi

Latabella 1 mostra le variazioni dei prezzi reali medi corretti a livello di prodotto (stime effettive rispetto a quelle controfattuali) per sottocategoria e regime fiscale per mercato del SES e nel complesso. Rispetto al controfattuale, i prezzi delle H-SSB gassate sono aumentati del 2,0% (95% CI 1,0%-3,0%), mentre quelli delle H-SSB non gassate sono aumentati del 3,9% (95% CI 1,6%-6,2%).

Rispetto al controfattuale, i concentrati di L-SSB hanno visto una notevole riduzione dei prezzi in seguito al taglio delle imposte (-6,7%, 95% CI -8,2%–4,6%), mentre i prezzi delle L-SSB pronte per l’uso sono leggermente aumentati (1,5%, 95% CI 0,3%-2,7%). Al netto dell’imposta, i prezzi delle bevande non tassate sono aumentati dell’1,8% rispetto al controfattuale (95% CI 0,7%-2,9%).

Non abbiamo riscontrato differenze significative nelle variazioni di prezzo per le H-SSB o le L-SSB per il mercato del SES. Tuttavia, tra le bevande non tassate abbiamo riscontrato un aumento significativo del prezzo per il mercato del SES basso ma nessuna variazione di prezzo per il mercato del SES alto(p-value= 0,000).

Latabella S7 mostra le variazioni dei prezzi reali medi corretti a livello di prodotto (stime effettive rispetto a quelle controfattuali) per dimensione del pacchetto e quota di mercato. Nel complesso, abbiamo riscontrato variazioni di prezzo maggiori nei piccoli pacchetti rispetto ai grandi pacchetti (in particolare per i concentrati L-SSB). In termini di quota di mercato, abbiamo rilevato differenze significative solo nelle variazioni di prezzo tra i concentrati di L-SSB(valore p= 0,000). Mentre le L-SSB con grandi quote di mercato hanno aumentato i prezzi (nonostante la riduzione dell’aliquota fiscale), i marchi con piccole quote di mercato hanno registrato una significativa diminuzione dei prezzi.

Analisi degli acquisti

Le variazioni assolute e relative degli acquisti di bevande per volume e calorie delle famiglie sono riportate rispettivamente nelle tabelle 2 e 3. Rispetto al controfattuale, gli acquisti delle famiglie di H-SSB al netto delle imposte sono diminuiti sia in volume (-3,4%, 95% CI -5,9%–0,9%) che in calorie (-4,0%, 95% CI -6,3%–1,9%). A livello di sottocategoria, gli acquisti di H-SSB gassate non sono diminuiti in volume, ma sono diminuiti del 3,0% di calorie (95% CI -5,2%–0,8%) rispetto al controfattuale. Gli H-SSB non carbonizzati sono diminuiti dell’8,2% in volume (95% CI -13,6%–3,0%) e dell’8,9% in calorie (95% CI -13,6%–4,2%) rispetto al controfattuale.

Per contro, il volume degli acquisti delle famiglie di L-SSB è aumentato del 10,7% (95% CI 7,5%-13,9%) rispetto al controfattuale. Per sottocategoria, abbiamo osservato un aumento del 9,4% del volume degli acquisti di concentrati di L-SSB (95% CI 6,0%-12,8%) e un aumento del 12,3% di L-SSB pronte per l’uso (95% CI 8,4%-16,2%) rispetto al controfattuale. Gli acquisti di bevande non tassate sono diminuiti del 3,1% in volume (95% CI -5,1%–1,1%) e del 5,3% in calorie (95% CI -8,1%–2,5%).

Abbiamo rilevato che le variazioni al netto delle imposte negli acquisti di H-SSB variano a seconda del SES delle famiglie(p-valore= 0,004 per il volume e 0,006 per le calorie). In generale, le famiglie ad alto SES hanno mostrato un calo maggiore negli acquisti di H-SSB al netto delle imposte rispetto alle famiglie a basso SES. In particolare, rispetto ai rispettivi controfatti, le famiglie ad alto SES hanno ridotto gli acquisti di H-SSB del 6,4% in volume (95% CI -9,3%–3,5%) e del 6,5% in calorie (95% CI -9,1%–3,9%), mentre le famiglie a basso SES non hanno mostrato alcuna variazione nel volume o nelle calorie degli acquisti di H-SSB.

Abbiamo anche rilevato che le variazioni al netto delle imposte nel volume degli acquisti di L-SSB variavano a seconda del SES delle famiglie(p-valore= 0,006), anche se la differenza tra i gruppi SES era piccola. In particolare, rispetto ai rispettivi controfatti, le famiglie ad alto SES hanno aumentato il volume degli acquisti di L-SSB del 10,8% (95% CI 7,8%-13,8%), mentre le famiglie a basso SES hanno aumentato il volume degli acquisti di L-SSB del 9,5% (95% CI 5,8%-13,2%). Infine, vi sono state differenze statisticamente significative anche nelle variazioni post-tasse degli acquisti di bevande non tassate nelle famiglie ad alto e basso SES per volume(p-valore= 0,035) ma non per calorie(p-valore= 0,091). In particolare, rispetto ai rispettivi controfatti, le famiglie ad alto SES non hanno avuto alcuna variazione nel volume degli acquisti di bevande non tassate, mentre le famiglie a basso SES hanno diminuito il volume degli acquisti di bevande non tassate del 4,3% (95% CI -6,6%–2,0%).

Analisi di sensibilità

I risultati presentati in questo documento riflettono il miglior adattamento del modello basato sui criteri di informazione Akaike (AIC)[38] e la bontà dell’adattamento (R-squared), tenendo conto delle caratteristiche particolari di ogni modello. Una sintesi dei risultati delle diverse specifiche del modello e dell’AIC per i risultati selezionati è riportata nella tabella S8. Notiamo che le specifiche di modelli alternativi forniscono risultati meno precisi rispetto alle specifiche del modello da noi scelto, anche se i risultati seguono modelli simili. Il modello con un’interruzione delle tendenze e delle intercettazioni fornisce stime più precise per alcuni risultati. Tuttavia, in questo modello non ci sono differenze significative nelle stime di tendenza al lordo e al netto delle imposte; pertanto, i risultati devono essere interpretati con cautela. Per quanto riguarda l’analisi del volume degli acquisti, abbiamo riscontrato che un modello statico a ostacoli fornisce risultati simili, anche se meno precisi, a causa dell’incapacità di catturare l’eterogeneità non osservata del tempo delle famiglie (nelle preferenze delle famiglie, ad esempio). Infine, abbiamo notato la mancanza di significatività dell’indicatore pre-post quando lo abbiamo spostato all’aprile 2014, quando la legge è stata introdotta nel Congresso Nazionale del Cile, il che è una prova suggestiva del fatto che non c’è stato un comportamento anticipatore significativo prima dell’implementazione fiscale.

Discussione

Principali risultati sui prezzi e sugli acquisti di H-SSB e L-SSB

Nell’ottobre 2014, il Cile ha aumentato l’aliquota fiscale sulle H-SSB dal 13% al 18% e ha ridotto l’aliquota fiscale sulle L-SSB dal 13% al 10%, il che rappresenta uno spread dell’8% tra le L-SSB e le H-SSB dopo l’implementazione fiscale. Questo studio ha rilevato che dopo l’aumento del 5% dell’imposta sulle H-SSB, i prezzi sono aumentati del 2,0% per le H-SSB gassate e del 3,9% per le H-SSB non gassate rispetto ai rispettivi controfattuali. Dopo la diminuzione del 3% dell’imposta sulle barre di acciaio inossidabile, le variazioni dei prezzi sono state eterogenee, con una diminuzione del 6,7% per le barre di acciaio inossidabile concentrate e dell’1,5% per le barre di acciaio inossidabile pronte per l’uso rispetto ai rispettivi controfatti.

In relazione al lieve aumento dei prezzi delle H-SSB al netto dell’imposta rispetto al controfattuale, abbiamo riscontrato una lieve diminuzione degli acquisti delle famiglie di H-SSB (-3,4% in volume e -4,0% in calorie), con la maggior parte dei cali provenienti da H-SSB non carbonati (-8,2%). Gli acquisti complessivi di L-SSB da parte delle famiglie sono aumentati rispetto al controfattuale (10,7% per il volume), con maggiori variazioni tra le L-SSB pronte per l’uso (14,3%).

Variazioni dei prezzi delle L-SSB e delle H-SSB al netto dell’imposta

Gli aumenti di prezzo delle H-SSB sono stati modesti (2,0% per le H-SSB gassate e 3,9% per le H-SSB non gassate rispetto ai rispettivi controfatti) rispetto all’aumento delle imposte del 5% su queste bevande. Ciò è diverso da quanto osservato in Messico, dove i prezzi a scaffale delle barre di acciaio inossidabile gassate sono aumentati proporzionalmente all’entità dell’imposta[32]. Tuttavia, ci sono diverse differenze importanti tra questo studio sulla tassa del Cile e gli studi sulla tassa del Messico. In primo luogo, lo studio attuale ha esaminato solo i prezzi disponibili delle bevande acquistate, mentre in Messico e nella maggior parte delle analisi dei prezzi, i dati provengono dall’ambiente dei negozi di alimentari, permettendo il confronto dei prezzi a scaffale per gli stessi prodotti nel tempo. In secondo luogo, la variazione dei prezzi dei negozi ha costi amministrativi, che potrebbero aver impedito ad alcuni marchi di aumentare i prezzi, soprattutto se si considera la dimensione relativamente piccola dell’aumento dell’imposta in Cile (la metà dell’imposta applicata in Messico). Sono necessarie ulteriori ricerche per determinare se l’aumento dell’imposta cilena SSB abbia portato ad una variazione proporzionale dei prezzi degli scaffali.

Abbiamo anche rilevato che per le H-SSB e le L-SSB, le variazioni di prezzo variavano a seconda delle sottocategorie di bevande quando abbiamo considerato le differenze nelle dimensioni del marchio, nelle confezioni e nel SES a livello di mercato. Mentre è al di fuori dello scopo di questo articolo spiegare il comportamento delle aziende produttrici di bevande commerciali, in Cile, le aziende mantengono comunemente un complesso portafoglio di H-SSB e L-SSB gassate (ad esempio, normali e dietetiche), che consente una sovvenzione incrociata tra le categorie fiscali per mantenere i profitti. Questo potrebbe spiegare la piccola differenza assoluta nei prezzi delle L-SSB e delle H-SSB gassate pronte da bere dopo la tassa. Al contrario, le L-SSB concentrate e le H-SSB non gassate tendono ad essere prodotte da società diverse, impedendo loro di passare da una categoria all’altra. Ciò può spiegare perché tra questi tipi di bevande le variazioni di prezzo osservate erano coerenti con le variazioni fiscali (cioè, il prezzo dei concentrati di L-SSB è diminuito dopo l’imposta, coerentemente con la diminuzione dell’aliquota d’imposta su queste bevande, mentre il prezzo delle H-SSB non carbonizzate è aumentato dopo l’imposta, coerentemente con l’aumento dell’aliquota d’imposta su queste bevande). Risposte analoghe sono state osservate in Messico, dove le variazioni di prezzo variavano geograficamente e per dimensioni del pacchetto[32,39]. La ricerca futura dovrebbe esaminare i cambiamenti nel comportamento delle aziende produttrici di bevande dovuti a questa complessa struttura fiscale.

Cambiamenti negli acquisti domestici di H-SSB e L-SSB dopo l’imposta

Per quanto riguarda gli acquisti delle famiglie di H-SSB, al netto delle imposte, si è registrato un calo complessivo del 3,4% in volume rispetto al controfattuale. Ciò riflette una sostanziale eterogeneità per sottocategoria delle bevande, con un calo dell’8,2% in volume per gli H-SSB non carbonizzati e un calo del 2,6% in volume per gli H-SSB carbonizzati. Sebbene questi cali di volume acquistati al netto delle imposte siano superiori alle corrispondenti variazioni di prezzo, questi risultati sono coerenti con i precedenti studi sull’elasticità dei prezzi (cioè la sensibilità al prezzo) delle barre di acciaio inossidabile in Cile, che vanno da -1,30 a -1,37 [4,40]. In altre parole, sulla base di queste elasticità, per un aumento del 2,0% del prezzo, ci saremmo aspettati che i consumatori riducessero gli acquisti di H-SSB di circa il 2,6%, in linea con i nostri risultati.

Nonostante questi cali negli acquisti, tuttavia, questa tassa avrà probabilmente un piccolo impatto sulla prevenzione dell’eccesso di apporto calorico o degli effetti negativi per la salute associati all’assunzione di SSB. Ciò è dovuto al fatto che le riduzioni assolute degli acquisti di H-SSB sono state ridotte. Ad esempio, rispetto al controfattuale, il volume complessivo degli acquisti di H-SSB è diminuito di 108 ml a persona al mese (equivalente a circa un terzo di una lattina di soda). Analogamente, le calorie acquistate sono diminuite del 3,0% e dell’8,9%, rispettivamente, per le H-SSB gassate e le H-SSB non gassate rispetto ai rispettivi controfattuali. Ciò riflette una riduzione assoluta di sole 34 calorie a persona al mese per le H-SSB gassate e di 21 calorie a persona al mese per le H-SSB non carbonizzate rispetto ai rispettivi controfatti. Per contestualizzare questo dato, l’imposta sulle SSB in Messico è stata di circa il 10%, che si è tradotta in un calo del 6% del volume degli acquisti rispetto al controfattore nel primo anno dopo l’applicazione dell’imposta, ma che ha rappresentato un calo assoluto maggiore di 360 milioni di ml a persona al mese rispetto al controfattore (senza ancora risultati sulle corrispondenti variazioni caloriche) [9]. In Cile, questi piccoli cambiamenti di volume e di calorie acquistate non sembrano avere grandi effetti sull’obesità e sul rischio di MNT, ma sono necessarie ulteriori ricerche per comprendere le potenziali implicazioni per l’assunzione di cibo e l’aumento di peso.

Al contrario, gli acquisti di L-SSB sono aumentati considerevolmente nel periodo post-tassazione (10,7% rispetto al controfattuale). Ciò si traduce in aumenti assoluti di 281 mL a persona al mese (o circa tre quinti di una lattina di soda) al di là di quanto ci si aspetterebbe in base all’andamento al lordo delle imposte. Non siamo stati in grado di stimare le variazioni delle calorie acquistate per le L-SSB, perché molte di esse avevano pochissime o nessuna caloria. Mentre le variazioni assolute del volume degli acquisti di L-SSB sono state modeste, l’aumento percentuale relativo può essere preoccupante, soprattutto per gli alti consumatori, data la mancanza di prove sugli effetti a lungo termine sulla salute del consumo di dolcificanti artificiali[41].

Ci sono diverse possibilità che spiegano i minori cali negli acquisti di H-SSB dopo l’imposta del Cile rispetto a quella del Messico. In primo luogo, come osservato in precedenza, gli aumenti relativi stimati dei prezzi delle H-SSB sono stati inferiori in Cile rispetto al Messico. In secondo luogo, in Messico, la tassa sulle SSB è stata accompagnata da una prolungata campagna pluriennale di advocacy che ha incluso la costruzione di coalizioni tra le principali organizzazioni scientifiche e di difesa dei consumatori e campagne mediatiche pagate e guadagnate, dimostrazioni pubbliche, conferenze stampa, forum scientifici e forum della società civile[42]. Tali campagne hanno il potenziale di influenzare le norme sociali, gli atteggiamenti e i comportamenti d’acquisto dei consumatori indipendentemente dalla regolamentazione stessa, come è stato dimostrato in un calo del consumo di SSB in Messico, in linea con l’inizio del discorso pubblico [9,43]. Per esempio, un recente studio ha rilevato che una campagna di sensibilizzazione del pubblico per diminuire il consumo di SSB attraverso la pubblicità televisiva, il marketing digitale, la pubblicità esterna, i social media e i media guadagnati è stata associata a una diminuzione accelerata degli acquisti di SSB[44]. In Cile, la modifica fiscale di SSB è stata una piccola componente di una grande riforma fiscale e come tale mancava di campagne di sensibilizzazione significative. Questo potrebbe avere limitato i potenziali cambiamenti nelle norme sociali e negli atteggiamenti relativi al consumo di SSB.

Cambiamenti nei prezzi e negli acquisti di bevande non tassate al netto dell’imposta

Anche se la modifica fiscale cilena non ha influito sulle bevande precedentemente non tassate, come il latte o i succhi di frutta e verdura al 100%, questo studio ha rilevato che i prezzi di queste bevande sono aumentati dell’1,8% nel periodo post-tassazione rispetto al controfattuale. Le nostre stime suggeriscono che le variazioni dei prezzi relativi delle bevande non tassate hanno influenzato i mercati dei prodotti non tassati, in particolare nei mercati a basso SES (che hanno registrato un aumento del 3,2% dei prezzi delle bevande non tassate rispetto al controfattuale).

In proporzione a tale aumento di prezzo, gli acquisti di bevande non tassate da parte delle famiglie sono diminuiti nel periodo successivo all’entrata in vigore delle imposte (-3,1% in volume e -5,3% in calorie rispetto al controfattuale).

È interessante notare che la maggiore riduzione di calorie acquistate dopo il cambio d’imposta è stata quella dei prodotti non tassati piuttosto che delle H-SSB tassate. Una possibilità è che i consumatori abbiano sostituito le L-SSB con bevande non tassate, il che è coerente con la constatazione che dopo la diminuzione delle imposte sulle L-SSB, le bevande non tassate sono diventate relativamente più costose. Poiché diverse sottocategorie di bevande non tassate hanno quantità variabili di zucchero (come il lattosio nel latte semplice e lo zucchero aggiunto nel latte aromatizzato zuccherato) e nutrienti benefici, come il calcio nel latte o la vitamina C nel succo al 100%, sarà utile per la ricerca futura sulle imposte sulle SSB esaminare i cambiamenti negli acquisti che si verificano in varie sottocategorie di bevande non tassate e le potenziali implicazioni di questi cambiamenti per la salute.

Cambiamenti di prezzo e di acquisto al netto delle imposte da parte di SES

Questo studio ha rilevato differenze significative nelle variazioni di prezzo al netto dell’imposta in base al SES a livello di mercato per le bevande non tassate, ma non per le H-SSB o le L-SSB. Non era chiaro perché le variazioni di prezzo delle bevande non tassate dovessero variare a seconda del SES a livello di mercato. Non siamo stati in grado di dire se queste differenze nella variazione di prezzo in base al SES siano dovute a differenze di prezzo da parte dei dettaglianti e dei produttori o a differenze nel comportamento dei consumatori, come osservato in precedenza. Ad esempio, se le famiglie a basso SES cambiano la frequenza con cui acquistano i prodotti o favoriscono gli sconti all’ingrosso sui prodotti di grandi dimensioni, ciò potrebbe portare a variazioni delle variazioni di prezzo tra i vari mercati. Sono necessarie ulteriori ricerche per esplorare le variazioni dei prezzi differenziali del mercato SES al netto delle imposte per capire le implicazioni sia per il comportamento dei consumatori che per il comportamento dell’industria.

Abbiamo scoperto che le famiglie ad alto SES hanno avuto un calo maggiore nel volume degli acquisti di H-SSB (-6,4%) rispetto alle famiglie a basso SES (-1,6%) rispetto ai rispettivi controfattuali. Ciò è stato determinato principalmente dalle differenze negli acquisti di H-SSB carbonizzati. Mentre gli acquisti di H-SSB ad alto SES sono diminuiti del 7,2%, gli acquisti di H-SSB a basso SES non sono cambiati. Le famiglie a basso SES hanno registrato un calo maggiore nelle H-SSB non carbonizzate rispetto alle famiglie ad alto SES, ma la differenza non è stata statisticamente significativa. Inoltre, è importante notare che le barre di acciaio inossidabile carbonizzate rappresentano una percentuale maggiore di acquisti di barre di acciaio inossidabile carbonizzate rispetto alle barre di acciaio inossidabile non carbonizzate, per cui le differenze di SES per le barre di acciaio inossidabile carbonizzate sono particolarmente importanti.

Il risultato – che le famiglie ad alto SES hanno avuto maggiori cambiamenti negli acquisti di H-SSB – è in contrasto con la valutazione fiscale messicana del primo anno di SSB, che ha rilevato un calo del 9,2% nelle famiglie a basso SES rispetto a un calo del 5,6% per le famiglie ad alto SES [9]. Questo risultato è anche in contrasto con le aspettative che le famiglie con un SES più basso risponderanno maggiormente agli aumenti di prezzo a causa di una maggiore sensibilità ai prezzi in questo gruppo. Ci sono diverse potenziali spiegazioni per questi risultati controintuitivi. Le famiglie a basso SES potrebbero essere più propense ad evitare intenzionalmente l’imposta modificando le strategie di acquisto, ad esempio effettuando acquisti più grandi ma meno frequenti[45]. Inoltre, le famiglie a basso SES in Cile sono maggiori consumatori di H-SSB (rispetto alle famiglie ad alto SES) e quindi potrebbero essere meno propense a rispondere alle variazioni di prezzo, perché hanno una preferenza più forte per queste bevande[46]. Mentre le riduzioni assolute degli acquisti di H-SSB sono state ridotte per tutti i gruppi del SES, i maggiori cambiamenti osservati tra le famiglie ad alto SES sono preoccupanti. Considerando che ci si aspetta che le imposte sulle SSB producano maggiori cambiamenti nel comportamento tra le famiglie a basso SES e che questa aspettativa è spesso utilizzata per razionalizzare l’uso di tali imposte per ridurre le disparità legate al SES nell’obesità e nelle MNT, la ricerca futura dovrebbe esaminare i driver di questa risposta differenziale da parte del SES e le potenziali implicazioni per la dieta e la salute.

Infine, abbiamo trovato differenze nei cambiamenti negli acquisti post-tassa da parte delle famiglie SES. Le famiglie a basso SES hanno mostrato maggiori riduzioni negli acquisti di bevande non tassate per volume, ma le famiglie ad alto SES hanno mostrato maggiori riduzioni negli acquisti non tassati per calorie. Queste differenze di risposta da parte delle famiglie del SES potrebbero essere il risultato di cambiamenti nei tipi di bevande non tassate acquistate, poiché questa categoria è molto eterogenea e comprende le bevande con calorie, come il latte e il succo al 100%, ma anche le bevande senza calorie, come l’acqua in bottiglia. Non siamo stati in grado di esaminare le differenze per sottocategoria di bevande per spiegare meglio questi risultati a causa della bassa quantità di acquisti in alcune di queste sottocategorie.

Punti di forza e limitazioni

Il limite più importante di questo studio è la nostra incapacità di valutare una relazione causale tra le modifiche fiscali e le variazioni dei prezzi o degli acquisti a causa della potenziale presenza di altre tendenze simultanee che influenzano le preferenze sottostanti e a causa dell’incapacità dei dati relativi all’acquisto di cibo da parte delle famiglie di catturare tutte le bevande consumate (in particolare quelle consumate fuori casa). Anche se ci siamo adattati ai fattori economici e alle tendenze secolari, non possiamo escludere che si siano verificati cambiamenti nelle preferenze o nelle norme in concomitanza con l’applicazione delle imposte. Per ovviare alla nostra incapacità di rilevare tutte le bevande utilizzando i dati relativi agli acquisti domestici, in futuro condurremo una ricerca utilizzando i dati di richiamo dietetico per rilevare l’intera gamma di bevande consumate. Nel frattempo, notiamo che le tendenze qui osservate sono coerenti con quelle dei dati di vendita di Euromonitor, che riflettono tutte le bevande vendute nel Paese[47]. In termini di validità esterna, notiamo che il nostro campione è più probabile che rappresenti le famiglie urbane e quelle più anziane e quindi non riflette completamente i cambiamenti negli acquisti tra le famiglie più giovani e la popolazione rurale. Tuttavia, un’analisi comparativa dei nostri dati mostra che la distribuzione degli acquisti per gruppo di bevande è coerente con quelli riportati nell’indagine cilena 2011-2012 sul bilancio e sulla spesa. Inoltre, questo studio esamina solo il primo anno successivo all’anno fiscale in Cile. È possibile che negli anni successivi si verifichino ulteriori cambiamenti negli acquisti, come è avvenuto in Messico[10].

Un ulteriore limite di questo studio è che, come già osservato in precedenza, i prezzi riflettono i prodotti acquistati e non quelli disponibili nei negozi (ossia ciò che era disponibile sul mercato prima e dopo l’imposta). Tuttavia, siamo stati in grado di affrontare questo problema utilizzando modelli che hanno catturato in modo coerente la variabilità dei prezzi, consentendoci di stimare con precisione i cambiamenti medi del mercato, esplorando al contempo l’eterogeneità delle caratteristiche dei prodotti e dei marchi. Abbiamo anche esplicitamente tenuto conto della natura censurata dei dati di acquisto, stimando un modello tobit che prevede sia la scelta di acquisto che l’importo acquistato. Infine, siamo stati in grado di esaminare le variazioni differenziali sia dei prezzi che degli acquisti da parte del SES (a livello di mercato per il prezzo e a livello di famiglie per gli acquisti). La comprensione delle differenze nelle risposte fiscali da parte del SES è importante per capire come l’imposta può influenzare le disparità esistenti nella dieta e nella salute.

Ricerca futura

Sono necessarie ulteriori ricerche per comprendere i cambiamenti osservati nei prezzi e negli acquisti e le risposte differenziali del SES. Per esempio, una possibilità è che le aziende abbiano cambiato le loro strategie di marketing per mitigare gli effetti dell’aumento dei prezzi. Una seconda possibilità è che le aziende abbiano cambiato la formulazione nutrizionale dei prodotti per evitare la tassa. Vogliamo anche notare che una successiva legge cilena del luglio 2016 ha implementato le etichette di avvertimento sulla parte anteriore della confezione, le restrizioni sul marketing ai bambini e le restrizioni sulle vendite nelle scuole per tutti gli alimenti e le bevande contenenti alti livelli di zucchero, sodio, grassi saturi o calorie, che avrebbero potuto avere un’ulteriore influenza sia sul comportamento dell’industria delle bevande commerciali che sul comportamento dei consumatori nel periodo di tempo che ha portato all’implementazione di tali normative. Dati i sostanziali cambiamenti normativi in corso nell’ambiente alimentare cileno dal 2014, una questione critica per la ricerca futura è se questa piccola modifica fiscale SSB, insieme ai più recenti controlli di marketing e dei media e alle etichette sulla parte anteriore della confezione, porterà a cambiamenti sostenuti nell’assunzione di cibo da parte dei cileni, con potenziali effetti a valle per le disparità di SSA nell’obesità e nelle NCD.

Infine, dato l’ampio e crescente consumo di L-SSB e concentrati di L-SSB pronti da bere, raccomandiamo che gli effetti di queste bevande sulla salute siano ulteriormente investigati nella popolazione cilena, specialmente considerando che sono relativamente meno costose delle loro alternative ad alto contenuto di zucchero e spesso hanno una commercializzazione significativamente più frontale dei pacchetti, come le indicazioni nutrizionali e sulla salute[48].

Conclusione

Il piccolo aumento (5%) dell’aliquota fiscale cilena sulle H-SSB è stato seguito da piccole diminuzioni dei prezzi e degli acquisti di queste bevande, con le famiglie ad alto SES che hanno registrato un calo degli acquisti maggiore rispetto alle famiglie a basso SES. La piccola diminuzione (3%) dell’imposta sulle L-SSB è stata seguita da variazioni eterogenee dei prezzi e da aumenti degli acquisti di queste bevande. I prezzi delle bevande non tassate sono aumentati e gli acquisti di queste bevande sono diminuiti, nonostante la mancanza di un’imposta o una modifica dell’aliquota fiscale su queste bevande. I nostri risultati sono coerenti con le precedenti prove che indicano che è improbabile che le piccole aliquote d’imposta sulle SSB promuovano i cambiamenti negli acquisti di SSB necessari per ridurre l’obesità e le MNT.

Informazioni di supporto

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