Vysoká škola ekonomická v Praze Národohospodářská fakulta
J AK PŘÍJEM OVLIVŇUJE SEBEZAŘAZENÍ NA LEVO - PRAVÉ ŠKÁLE POLITICKÉHO SPEKTRA (P R ÁC E ST U DE NT Ů B A KA LÁŘ S KÉ HO ST U DIA )
Lenka Dubová
Abstrakt Tato práce zkoumá vliv příjmu na sebezařazení jedince na levo-pravé škále politického spektra v České republice. V regresní analýze metodou nejmenších čtverců jsou použita průřezová data z European Social Survey pro Českou republiku z roku 2011. Hlavním zjištěním je, že zvýšení celkového čistého měsíčního příjmu domácnosti o 10 000 Kč vede ceteris paribus k posunu jedince na jedenáctibodové levo-pravé škále o 0,11 bodu vpravo. Dále se potvrdily některé hypotézy o vlivu socioekonomických proměnných na sebezařazení na levo-pravé ose. Věk má negativní vliv, nejvyšší dosažené vzdělání, religiozita a rezidence v regionu Praha mají pozitivní vliv na sebezařazení. Vliv pohlaví a velikosti místa bydliště se prokázat nepodařilo. Klíčová slova: sebezařazení, levo-pravá škála, příjem, volební chování, Česká republika JEL klasifikace: D72, E24
Abstract This thesis examines an influence of income on self-positioning on a left-right political scale in the Czech Republic. The regression analysis is made by Ordinary Least Square method using cross-sectional data from the European Social Survey for the Czech Republic (2011). The main conclusion is that an increase of household’s total net income by 10 000 CZK will cause a shift in individual’s self-position on eleven point left-right scale by 0.11 point to the right, ceteris paribus. Also some hypotheses of influence of socio-economic variables on the self-positioning on the left-right axis were confirmed. A measure “age” causes a negative influence, measures “education”, “religiosity” and “residence in region Prague” have a positive influence on the self-positioning of individual. Influence of gender and size of domicile has not been proven. Keywords: self-positioning, left-right scale, income, voting behaviour, Czech Republic JEL clasification: D72, E24
Obsah
Úvod .......................................................................................................................... 1 1. Teoretická východiska a dosavadní výzkum ...................................................... 1 1.1
Třídní hlasování ......................................................................................... 2
1.2
Příjem a hlasování ..................................................................................... 3
1.3
Ostatní faktory volebního chování ............................................................ 3
1.4
Osa levice-pravice ..................................................................................... 5
2. Hypotézy a model ............................................................................................... 6 2.1
Hypotézy.................................................................................................... 6
2.2
Ekonomický model .................................................................................... 8
3. Data ..................................................................................................................... 8 3.1
Vysvětlovaná proměnná ............................................................................ 9
3.2
Hlavní vysvětlující proměnná .................................................................... 9
3.3
Kontrolní proměnné................................................................................. 10
3.4
Deskriptivní statistika .............................................................................. 10
4. Ekonometrický model ....................................................................................... 11 5. Interpretace výsledků a diskuse ........................................................................ 14 Závěr ........................................................................................................................ 16 Seznam použité literatury ........................................................................................ 16
Úvod Cílem této práce je analyzovat vliv příjmu na deklarované zařazení jedince na levo-pravé škále politického spektra v České republice. S použitím dat z European Social Survey pro Českou republiku z roku 2011 byla provedena regresní analýza lineární odhadovou metodou nejmenších čtverců (OLS) v programu Gretl. Práce se snaží prohloubit pochopení volebního chování, proto se zaměřuje na zkoumání vlivu příjmu domácnosti na sebezařazení jedinců na levo-pravé ose. Rovněž jsou zkoumány další socioekonomické a demografické faktory, které by měly vysvětlovat volební chování. Výsledky analýzy podporují hypotézu o pozitivním vlivu příjmu na sebezařazení jedince na levo-pravé škále politického spektra, tj. s rostoucím příjmem se jedinci řadí více vpravo. Taktéž se podařilo prokázat většinu hypotéz o vlivu dalších socioekonomických a demografických ukazatelů.
1. Teoretická východiska a dosavadní výzkum Analýza volebního chování patří k tématům s bohatou tradicí a je předmětem zkoumání politologů, sociologů či ekonomů. Volební chování jednotlivců bývá vysvětlováno jak politickými hodnotami, tak i sociálně ekonomickými charakteristikami voličů. Nejčastěji se však hledá vliv určitého konkrétního postoje na volbu určité politické strany [Matějů, Vlachová 1998]. Kvantitativní znalost dopadů různých politik je důležitá zejména pro úřadující politiky, kteří chtějí především maximalizovat svoje šance na znovuzvolení. Ve svém důsledku však může být taková znalost relevantní i pro dosažení optimální kombinace sociálních politik [Kramer, 1971]. Jednou z možností je analyzovat data na agregátní úrovni, kdy se sleduje, jaký vliv mají změny makroekonomických ukazatelů na výsledky voleb [např. Stigler 1973; Kramer, 1971]. Dalším východiskem je použít data na individuální úrovni, pomocí kterých se zjišťuje, jak voliče při rozhodování ovlivňují vlastní socioekonomické ukazatele.
1
Lze konstatovat, že empirie vztahu mezi ekonomikou a politickým vývojem v kontextu vyspělých západních demokracií byla prozkoumána relativně dostatečně [viz např. Romero, Stambough 1996; Markus, 1988; Fiorina, 1978]. Hlavním poznatkem z ekonomických analýz je tzv. hypotéza odpovědnosti [Fidrmuc, 2000], kdy voliči přisuzují současné vládě odpovědnost za stav ekonomiky. To se potvrdilo zařazením proměnné do modelu, která zjišťovala přítomnost a míru vlivu úřadující strany [Kramer, 1971; Romero, Stambough 1996]. Dalším zjištěním zmíněných analýz bylo, že voliči jsou ve svém hodnocení retrospektivní a krátkozrací [Fidrmuc, 2000]. Podle Fidrmuce [2000] však existují dobré důvody se domnívat, že voliči v postkomunistických zemích se chovají poněkud jinak. Ve své studii založené na agregátních datech z let 1992-1998 analyzoval volební chování v celkem devíti postkomunistických volbách v České republice, Maďarsku, Polsku a Slovensku. Potvrdil svoji hypotézu o odlišném chování postkomunistických voličů, protože se zdá, že volební chování v transformujících se zemích není retrospektivní, ale je v zásadě výhledové – voliči podporují ty strany, od kterých očekávají pro ně příznivé politiky. Fidrmuc nicméně dodává, že tento vzor pro politickou příslušnost je pravděpodobně specifický pro přechodné období.
1.1 Třídní hlasování Jinou odlišnost ve vzorcích hlasování ve volbách v postkomunistických zemích ve své studii nalezli Smith a Matějů [2011], kteří zkoumali vývoj třídní podmíněnosti volebního chování v České republice v letech 1992-2010. Hypotéza o tzv. třídním hlasování předpokládá, že voliči z nižších tříd by měli preferovat levicové strany, které prosazují větší sociální rovnost a redistribuci, zatímco voliči z vyšších tříd by měli inklinovat spíše k pravicovým stranám, neboť redistribuci odmítají a chtějí si zachovat své dosavadní příjmy [Smith, Matějů 2011; Vlachová, 2009]. Podle teorie Smithe a Matějů [2011] prošel třídní vývoj v České republice třemi hlavními fázemi. První fázi mezi roky 1989 do poloviny 90. let charakterizovaly stále ještě relativně malé sociálně ekonomické nerovnosti. Zároveň na politickém spektru byla poměrně dobře definovaná pouze jeho levá část. Ve druhé fázi od poloviny 90. let do roku 2000 se postupně utvářely sociálně ekonomické třídy, jaké můžeme najít ve vyspělých západních demokraciích. Od roku 2001 probíhá třetí fáze, kdy se již třídy upevnily podle 2
západního vzoru. Prohlubuje se diferenciace společnosti, rostou příjmové a majetkové nerovnosti a současně dochází k ustálení českého politického spektra. Výsledky jejich analýzy potvrdily hypotézu o posilování vlivu sociální třídy na volební hlasování, a to zejména po roce 2000, což je v kontrastu se západními zeměmi [např. Ringdal, Hines 1995; Nieuwbeerta, 1996].
1.2 Příjem a hlasování Vlachová [2009] ve své analýze třídního hlasování potvrdila, že sociální třída nevysvětluje volební chování beze zbytku. K dispozici měla data na individuální úrovni z povolebního šetření Česká volební studie1, provedeného po volbách do Poslanecké sněmovny Parlamentu České republiky v roce 2006. Ve studii rozdělila voliče podle příjmu do čtyř kategorií2 tak, aby v každé kategorii byla přibližně čtvrtina respondentů. Z jejích výsledků vyplývá, že voliči ODS3 častěji pocházejí z vyšších příjmových skupin, zatímco voliči KDU-ČSL patří častěji do nižších příjmových skupin, obdobně jako voliči KSČM.
Dalšími
významnými
determinanty
volebního chování
sociálních tříd,
které Vlachová zkoumala, jsou zaměstnanecký sektor, pohlaví a religiozita. Na druhé straně Fidrmuc [2000], který analyzoval data na agregátní úrovni, vliv příjmu nepotvrdil. V jeho modelu mu koeficient u proměnné průměrná mzda vyšel nevýznamně, i když, jak uvádí, podle tehdejších průzkumů veřejného mínění podporovali pravicové strany především jedinci s vyššími příjmy. Vysvětluje to tím, že takovými jedinci jsou většinou podnikatelé a administrativní úředníci, které již do modelu zahrnul.
1.3 Ostatní faktory volebního chování Mezi faktory, které podle studií ovlivňují volební chování, patří kromě zmiňovaného pohlaví, zaměstnaneckého sektoru a religiozity i další proměnné
1
Šetření provedlo CVVM Sociologického ústavu AV ČR od 9. do 21. června 2006.
2
První kategorie: bez příjmu až 7 499 Kč; druhá kategorie: 7 500 až 9 999 Kč; třetí kategorie: 10 000
až 14 999 Kč; čtvrtá kategorie: 15 000 a více. Příjem udává osobní průměrný celkový čistý měsíční příjem. 3
ODS (Občanská demokratická strana), KDU-ČSL (Křesťanská a demokratická unie – Československá
strana lidová), KSČM (Komunistická strana Čech a Moravy), ČSSD (Česká strana sociálně demokratická).
3
socioekonomické povahy. Nejčastěji jsou to věk, velikost místa bydliště, nejvyšší dosažené vzdělání či region. Vliv pohlaví se podle Vlachové [2009] projevuje pouze u voličů KDU-ČSL, kterými jsou častěji ženy než muži. Naproti tomu Řeháková [1998] ve své analýze parlamentních voleb v roce 1998 došla k závěru, že čeští voliči se projevují stejně jako v západních demokraciích, tj. muži se ve volbách projevují levicověji než ženy. Dále Vlachová [2009] prostřednictvím logitových modelů, které interpretovala pomocí šance volby dvou největších stran, pravicové ODS a levicové ČSSD, zkoumala vliv zaměstnaneckého sektoru na volební chování sociálních tříd. Z výsledků vyplývá, že dvě nejnižší třídy se přiklánějí k levicové ČSSD a nejvyšší třída se přiklání k ODS, bez ohledu na zaměstnanecký sektor. U ostatních tříd však soukromý sektor zvyšuje šance volby ODS, naproti tomu veřejný sektor zvyšuje šance volby ČSSD. Posledním faktorem, který Vlachová zkoumala, je religiozita.4 Z analýzy vyplývá, že zatímco jen velmi málo voličů KDU-ČSL je bez vyznání, u voličů KSČM je tomu naopak. Řeháková [1998] ve své studii použila také logitový model pro odhady šance volby pravicových stran. KDU-ČSL zařadila právě mezi pravici. Došla k závěru, že voliči bez vyznání jsou levicovější než voliči hlásící se k nějakému křesťanskému náboženství. Podle Řehákové [1998] má věk v České republice opačný vliv, než jaký má v ostatních demokraciích, kde jsou starší generace pravicovější než mladší generace. Řeháková ve své studii dále zjistila, že existuje významná souvislost mezi volebním chováním a velikostí místa bydliště voliče: voliči z velkých měst jsou pravicovější než voliči z ostatních měst a ti jsou opět pravicovější než voliči z vesnic [Řeháková, 1998: 8]. Důvodem může být například větší hrozba nezaměstnanosti v menších městech a vesnicích a z ní plynoucí závislost na přerozdělování. Důležitým faktorem může být i region, ze kterého volič pochází. Na třídní hlasování mají regionální proměnné sice malý vliv [Smith, Matějů 2011], ale lidé
4
Počet věřících v České republice není zcela zanedbatelný, proto je i tato proměnná v práci zkoumána.
K 26. 3. 2011 je podíl věřících 14 % - podle informací Českého statistické úřadu: Základní výsledky Sčítání lidu, domů a bytů 2011 - Česká republika, citace 12. 5. 2013, dostupné na: http://www.scitani.cz/csu/2012edicniplan.nsf/t/D70024DBA2/$File/ZVCR014.pdf
4
při formování svých politických postojů nejsou imunní vůči vlivu prostředí, ve kterém žijí. Proto lidé, kteří budou mít shodné individuální charakteristiky, mohou mít odlišné postoje, právě a jen proto, že žijí v jiném prostředí [Kostelecký, Čermák 2004: 485]. Podle Řehákové jsou výsledky rozhodování mezi levicí a pravicí výrazně jiné pro voliče z Prahy, ze severních Čech nebo severní Moravy a z jiných oblastí České republiky [Řeháková, 1998: 19]. Voliči z Prahy jsou nejpravicovější, zatímco voliči ze severních Čech či severní Moravy jsou levicověji zaměřeni. Podle Řehákové se na tom podílí nejen sociální a demografická skladba obyvatel daného území, ale i tradice. Posledním často diskutovaným faktorem volebního chování je nejvyšší dosažené vzdělání respondenta. Smith a Matějů [2011] zjistili, že pokud jde o třídní hlasování, hraje vzdělání
významnou
roli.
Důležitým
faktorem
bylo
podle
Řehákové
[1998]
i v parlamentních volbách v roce 1998, kde se ukázalo, že voliči s nižším vzděláním upřednostňují spíše levici a voliči s vyšším vzděláním jsou spíše pravicově zaměřeni.
1.4 Osa levice-pravice Jak píší například Matějů a Vlachová [1998], umístění strany i voličů na ose levice-pravice se stanovuje především podle jejich postoje k daním, státnímu rozpočtu (spor o spravedlivé rozdělení národního bohatství) a k ekonomickým (kvóty, dovozní přirážky) i mimoekonomickým (speciální právní ochrana) opatřením. Touto socioekonomickou dimenzí politických postojů se zabývali Vlachová a Matějů [1998], kteří ve své studii reagovali na názory zpochybňující význam levo-pravé osy na české politické scéně. Dospěli k závěru, že politický systém je v České republice definován dvěma osami. Kromě osy levice-pravice, která se ukázala jako dominantní, je to osa libertarianismus-autoritarianismus.5 Ve zřetelnější podobě ji identifikují političtí vědci ve vyspělých zemích, u nás se však zatím pouze formuje a je poměrně slabá. Hlavní roli při vysvětlování volebního chování hraje tedy osa levice-pravice.
5
Jak již bylo zmíněno, první z těchto os reprezentuje konflikt mezi státní redistribucí a tržní distribucí,
zaopatřeními a oprávněními atd., zatímco druhá na sebe váže spíše konflikt mezi svobodou a nesvobodou [Matějů, Vlachová 1998: 173].
5
Podobný závěr je možné vyvodit i ze studie Costella, Thomassena a Rosema [2012], kteří zkoumali shodu politických názorů mezi voliči a kandidáty do Evropského parlamentu. Využili při tom kandidátských a volebních průzkumů Evropské volební studie 2009. Bylo zjištěno, že k popsání politických postojů voličů a kandidátů jsou potřeba tři dimenze: ekonomická levo-pravá dimenze, kulturní dimenze zachycující postoje vůči široké škále sociálních otázek a dimenze zachycující postoje k EU. Z jejich studie vyplývá, že ve všech zemích je největší shoda mezi kandidáty a voliči na levo-pravé ose. V České republice se voliči ve svých politických názorech na levo-pravé ose shodují se svými zastupiteli v Evropském parlamentu ve více než 60 %. Hodnoty tvořící levo-pravou osu politického spektra jsou tedy dobře definovány a chápány jak stranami, tak prostorem tvořeným voliči [Costella, Thomassena, Rosema 2012]. V prostředí České republiky jsou navíc nejen politické strany, ale i voliči schopni a ochotni umístit sebe sama na levo-pravé ose [Vlachová, Matějů 1998]. Výzkum Vlachové a Matějů navíc ukázal, že sebezařazení respondentů na levo-pravé škále politického spektra je od roku 1991 velmi stabilní. Současně z něj vyplývá, že se výrazně neliší od ostatních evropských zemí. Deklarovaná pozice na levo-pravé ose se zjišťuje pomocí verbálně či neverbálně založených škál. Nevýhodou verbálních škál je to, že zřetelně pojmenované extrémy (např. krajní či extrémní levice či pravice, jasná levice či pravice atd.) mohou vyvolávat u některých respondentů tendence řadit se spíše k neutrálnímu středu. Tento problém částečně řeší vizuální neverbální škály s nepojmenovanými body. U desetibodové škály se ve srovnání s ostatními typy škál s lichým počtem stupňů očekává mírné potlačení tendence lidí umísťovat se do středu škály (na desetibodové škále 1 až 10 není střed definován jedinou hodnotou) [Vlachová, Matějů 1998: 149]. Výhodou sebezařazování je, že jde o dosti komplexní a zároveň robustní charakteristiku, která se příliš nemění v reakci na jednotlivé události na politické scéně [Kostelecký, Čermák 2004: 475].
2. Hypotézy a model 2.1 Hypotézy Ukázalo se, že v České republice je na vzestupu třídně podmíněné hlasování. Z hypotézy o třídním zájmu plyne, že voliči z vyšších tříd by měli být více pravicově 6
zaměřeni, neboť jsou proti levicové redistribuci, a chtějí si zachovat své příjmy [Vlachová, 2009]. Na tomto předpokladu bude formulována hlavní hypotéza. HLAVNÍ HYPOTÉZA: příjem má pozitivní6 vliv na jedincovo sebezařazení na levo-pravé škále politického spektra. Předpokládám tedy, že lidé s vyšším příjmem se řadí více vpravo. Na základě výše zmíněných teoretických východisek, dostupné literatury a obecných teoretických poznatků byly určeny i hypotézy pro ostatní uvažované faktory. HYPOTÉZA 2: věk má negativní vliv na sebezařazení na levo-pravé ose. Předpokládám, že starší lidé, a především pak důchodci, kteří jsou závislí na přerozdělování, se zařazují spíše vlevo. HYPOTÉZA 3: ženy se na škále umisťují více vpravo. Předpokládám, že ženy by se měly umisťovat více vpravo, protože jsou více nakloněny pravicovým stranám, zatímco muži levicovým. HYPOTÉZA 4: lidé s vyšším vzděláním se řadí více vpravo. Předpokládám, že vyšší dosažené vzdělání by mělo řadit respondenty více vpravo, protože v naší zemi platí, že voliči s nižším vzděláním inklinují spíše k levici a voliči s vyšším vzděláním inklinují spíše k pravici. HYPOTÉZA 5: lidé s dětmi se řadí více vlevo. Očekávám, že pokud má respondent dítě, bude to negativně ovlivňovat jeho sebezařazení na levo-pravé škále. Levicové strany často prosazují sociální politiku a podpory cílené na rodiny s dětmi. Předpokládám proto, že rodiče by se měli zařazovat spíše vlevo. HYPOTÉZA 6: velikost místa bydliště pozitivně ovlivňuje umístění jedince na levo-pravé politické škále. Předpokládám, že lidé z větších měst se řadí spíše vpravo. HYPOTÉZA 7: v extrémních hodnotách pravicové části škály se umisťují samostatně výdělečně činní, poté zaměstnanci v soukromém sektoru, zaměstnanci ve veřejném sektoru se umisťují více vlevo a v extrémních hodnotách levicové části se
6
Protože na levo-pravé škále značí hodnota 0 “nejvíce vlevo” a hodnota 10 “nejvíce vpravo”, pozitivní vliv,
tj. zvýšení hodnoty, znamená zařazení více vpravo. Podobně negativní vliv znamená zařazení více vlevo.
7
umisťují ekonomicky neaktivní jedinci. Předpokládám tedy, že i sektor zaměstnání respondenta ovlivňuje jeho sebezařazení na levo-pravé škále politického spektra. HYPOTÉZA 8: věřící se umisťují více vlevo. Očekávám, že věřící jsou solidárnější než ateisté a budou se umisťovat v levé části škály.7 HYPOTÉZA 9: obyvatelé Prahy jsou pravicovější a obyvatelé severních Čech a severní Moravy jsou levicovější, než obyvatelé z ostatního území České republiky. Předpokládám, že region ovlivňuje sebezařazení respondenta na levo-pravé politické škále.
2.2 Ekonomický model Cílem práce je zjistit vliv příjmu na sebezařazení jedince na levo-pravé škále politického spektra. Na základě literatury a hypotéz je možno sestavit ekonomický model. Vysvětlovanou proměnnou modelu je sebezařazení jedince na levo-pravé škále politického spektra, hlavní vysvětlující proměnnou je příjem. Mezi kontrolní proměnné patří následující informace o respondentovi: věk, pohlaví, vzdělání, zaměstnání, region, ve kterém žije, bydliště, to, zda má respondent dítě a zda je věřící. Ekonomický
model
s
předpoklady
závislostí
jednotlivých
proměnných,
vyplývajících z hypotéz, lze zapsat do následující rovnice: sebezařazeníi = f (příjemi, věki, ženai, vzděláníi, zaměstnáníi, regioni, bydlištěi, dítěi, věřícíi) (+) (-) (+) (+) (+/-) (+/-) (+) (-) (-)
3. Data Analyzovaná průřezová data pocházejí z průzkumu European Social Survey8 (ESS) pro Českou republiku. Průzkum ESS zatím probíhal ve více než 30 zemích Evropy v pěti kolech mezi roky 2002 až 2011. Česká republika se průzkumu účastnila v prvním kole v roce 2002, v druhém v roce 2004, ve čtvrtém v roce 2009 a posledním pátém kole v roce 2011.
7
Podle studií jsou věřící pravicovější, i když to může způsobovat zařazení strany KDU-ČSL, kterou věřící
nejčastěji volí, mezi pravici [viz také Smith, Matějů 2011]. 8
Data European Social Survey, 5. kolo (2010). Datový soubor verze 2.0. Norwegian Social Science Data
Services, Norsko – archivace a distribuce dat ESS.
8
Protože sebezařazení na politické levo-pravé ose je v České republice dlouhodobě stabilní [Vlachová, Matějů 1998] a předmětem bádání je jeden konkrétní vztah, jsou použita data pouze z jednoho kola studie. Jelikož se dotazníky z jednotlivých kol průzkumu liší, jsou využita nejaktuálnější data z posledního 5. kola, která jsou pro analýzu nejvhodnější9. Páté kolo v České republice probíhalo od 20. ledna do 8. března v roce 2011.
3.1 Vysvětlovaná proměnná Vysvětlovanou proměnnou modelu je sebezarazeni. Proměnná nabývá hodnot od 0 do 10 a udává, jak se jedinec umístil na jedenáctibodové levo-pravé škále politického spektra. Předpokládá se, že sebezarazeni je kardinální proměnná, tj. platí, že např. rozdíl mezi 3 a 4 je stejný jako rozdíl mezi 8 a 9. V dotazníku je sebezařazení jedince zjišťováno pomocí otázky: „V politice lidé někdy hovoří o „levici“ a „pravici“. Kam byste se umístil(a) na stupnici, kde 0 znamená levici a 10 znamená pravici?“.
3.2 Hlavní vysvětlující proměnná Hlavni vysvětlující proměnnou modelu je prijem. Vychází se z otázky týkající se celkového čistého měsíčního příjmu domácnosti. Respondenti na otázku o příjmu domácnosti neodpovídali konkrétní částkou, ale zařazovali se do příjmových intervalů. V posledním 5. kole je 10 intervalů. Výhodou je, že intervaly jsou zde nejužší ze všech kol (průměrná šířka intervalu je 5 154,7 Kč) a respondenti se dají nejlépe rozčlenit. Proto jsou pro analýzu zvolena data z 5. kola. Pro analýzu je každému pozorování přiřazena střední hodnota intervalu, poslednímu intervalu je přiřazena 120% hodnota jeho dolní hranice.10
9
Blíže viz 3.2. Hlavní vysvětlující proměnná.
10
Stejně postupovali např. Ball a Chernova [2008], kteří ve své analýze také pracovali s intervalovým
příjmem domácnosti.
9
3.3 Kontrolní proměnné Jako kontrolní proměnné jsou použity ekonomické, sociologické a demografické ukazatele jedinců, které by měly nejvíce ovlivňovat sebezařazení jedince na levo-pravé ose. Patří mezi ně proměnná stanovující věk (vek), dummy proměnné určující, zda je respondent žena (zena), to, zda v domácnosti žije dítě (dite), velikost místa bydliště (D_velkemesto, D_malemesto, D_vesnice), nejvyšší dosažené vzdělání (D_zakladni, D_stredni, D_maturita, D_vyssi, D_vysoke), jeho ekonomickou aktivitu (D_duchod, D_neaktivni, D_verejny, D_soukromy, D_osvc) a region, ve kterém žije (Sever, Praha, Zbytek_CR).
3.4 Deskriptivní statistika V 5. kole ESS chyběly hodnoty pro sebezařazení u 222 pozorování, na otázku celkového čistého měsíčního příjmu domácnosti nechtělo nebo neumělo odpovědět 686 respondentů (28,75 %). Všechna tato chybějící pozorování byla ze vzorku vyřazena. Původní dataset obsahoval 2386 pozorování, po vyřazení chybějících pozorování i u všech ostatních proměnných zůstalo 1554 pozorování. V Tabulce č. 1 je deskriptivní statistika používaných dat. V datech nejsou patrné žádné vychýlené hodnoty. Po odstranění velkého počtu pozorování z důvodu chybějících hodnot klesl průměr sebezarazení z 5,2957 na 5,16474. Zastoupení respondentů z Prahy (10,42 %) je v datasetu nižší než skutečný podíl počtu obyvatel v Praze (11,79 %)11. Podíl žen je 49 % oproti skutečným 50,91 %. I podíl důchodců, kterých je v datasetu 31,01 % oproti skutečným 32,84 %, je nižší. Navíc lze očekávat, že chybějící odpovědi u proměnné prijem nejsou zcela náhodné. Proto ani vzorek dat nelze brát jako náhodný a dá se předpokládat, že vypovídací schopnost modelu se kvůli odstranění pozorování snížila.
11
Podle informací Českého statistického úřadu - Vybrané ukazatele oblastí (NUTS 2) v roce 2011, citace
1. 5. 2013, dostupné na: https://www.czso.cz/csu/2012edicniplan.nsf/t/9A002AD822/$File/0001122901.xls
10
Tabulka č. 1: Deskriptivní statistika, n = 1554 Proměnná sebezarazeni prijem vek zena verici dite D_velkemesto D_malemesto D_vesnice D_zakladni D_stredni D_maturita D_vyssi D_vysoke D_duchod D_neaktivni D_verejny D_soukromy D_osvc Sever Praha Zbytek_CR
Průměr
Medián
Minimum
Maximum
5,16474 23781,5 49,0476 0,499356 0,231017 0,337838 0,321750 0,423423 0,254826 0,110682 0,448520 0,328185 0,0289575 0,0836551 0,310167 0,191763 0,135135 0,310811 0,0521236 0,256757 0,104247 0,638996
5,00000 21195,5 48,5000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 1,00000
0,000000 4852,50 16,0000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000 0,000000
10,0000 55680,0 92,0000 1,00000 1,00000 1,00000 1,00000 1,00000 1,00000 1,00000 1,00000 1,00000 1,00000 1,00000 1,00000 1,00000 1,00000 1,00000 1,00000 1,00000 1,00000 1,00000
Směrodatná odchylka 2,44473 11853,7 17,1408 0,500161 0,421619 0,473125 0,467298 0,494260 0,435904 0,313839 0,497503 0,469704 0,167741 0,276959 0,462711 0,393815 0,341978 0,462974 0,222348 0,436985 0,305679 0,480446
Zdroj: vlastní zpracování, data z ESS 5. kolo
4. Ekonometrický model K odhadu
byla
použita
metoda
nejmenších
čtverců
(OLS).
S ohledem
na předpoklad o proměnné sebezarazeni (kardinalita) je užití tohoto lineárního modelu vhodné. Kvůli kontrole robustnosti koeficientů z hlavního modelu jsou do analýzy zařazeny i další modely. Bylo postupováno podle metody backward, jež postupně vylučuje z regresního modelu nezávisle proměnné, které nejsou statisticky významné [Kostelecký, Čermák 2004: 480]. Pokračuje se do té doby, kdy už není možné vyloučit žádnou další proměnnou, aniž by se tím nesnížila kvalita modelu.
11
Regresní rovnici hlavního modelu lze zapsat následovně: sebezarazenii = β0 + β1prijemi + β2veki + β3zenai + β4vericii + β5ditei + β6D_velkemestoi + + β7D_malemestoi + β8D_strednii + β9D_maturitai + β10D_vyssii + + β11D_vysokei + β12D_duchodi + β13D_verejnyi + β14D_soukromyi + + β15D_osvci + β16Severi + β17Prahai + εi i = 1,2,…,1554 Kontrolní model po postupném odstranění nevýznamných proměnných, (tj. zena, dite, D_velkemesto, D_malemesto, D_stredni, D_verejny, Sever) má regresní rovnici následující: sebezarazenii = β0 + β1prijemi + β2veki + β3vericii + β4D_maturitai + β5D_vyssii + + β6D_vysokei + β7D_duchodi + β8D_soukromyi + β9D_osvci + β10Prahai + + εi i = 1,2,…,1554 V souladu s literaturou bylo při stavbě modelu uvažováno několik relevantních předpokladů. Sebezařazení je ovlivněno socioekonomickými a demografickými ukazateli jedinců. Dalším předpokladem je směr kauzality od vysvětlujících proměnných k vysvětlované proměnné. Předpokládám, že sebezarazeni jedince na levo-pravé škále nemá kauzální vliv na prijem domácnosti ani na ostatní vysvětlující proměnné. Pro kontrolu by přesto bylo lepší využit instrumentální proměnné. Je totiž možné, že pravicoví jedinci častěji podnikají, mají vyšší platy a stěhují se do Prahy. Proměnnou, která ovlivňuje sebezařazení jedince, ale neovlivňuje příjem jeho domácnosti, by mohlo být například sebezařazení rodičů na levo-pravé ose, protože respondent může být ve svých politických názorech a postojích ovlivněn poměry ve svém nejbližším okolí [Kostelecký, Čermák 2004]. Avšak taková data bohužel nejsou k dispozici. Výstupy hlavního a kontrolního modelu jsou uvedeny v Tabulce č. 2. V kontrolních modelech byly postupně vyřazovány statisticky nevýznamné proměnné. V tabulce je uveden výstup posledního takto odhadnutého modelu. Oba modely byly navíc v softwaru Gretl testovány pro heteroskedasticitu a bylo zjišťováno, zda se v modelu nevyskytuje multikolinearita v neúnosné míře. Protože je pracováno s průřezovými daty, autokorelace testována nebyla. Multikolinearita se v neúnosné míře v modelu nevyskytuje a zjištěná heteroskedasticita je řešena pomocí robustních odhadů směrodatné chyby. 12
Tabulka č. 2: Odhady metodou OLS, robustní odhady směrodatné chyby Závislá proměnná: sebezarazeni
const prijem vek zena verici dite D_velkemesto D_malemesto D_stredni D_maturita D_vyssi D_vysoke D_duchod D_verejny D_soukromy D_osvc Sever Praha Adjusted R2 Pozn.: Zdroj:
Hlavní model 5.377*** (0.3447) 1.108e-05* (5.989e-06) -0.01987*** (0.005580) -0.07449 (0.1227) 0.2610* (0.1500) 0.02212 (0.1355) -0.1785 (0.1718) -0.1576 (0.1480) 0.1268 (0.2044) 0.7227*** (0.2158) 0.7172* (0.4160) 1.272*** (0.3075) -0.2440 (0.2456) 0.2193 (0.2281) 0.3225* (0.1705) 1.383*** (0.2780) -0.05057 (0.1355) 0.5500** (0.2316) 0.1112
Kontrolní model 5.281*** (0.2813) 1.329e-05** (5.740e-06) -0.01834*** (0.005364)
0.2708* (0.1484)
0.6230*** (0.1339) 0.6238* (0.3782) 1.173*** (0.2520) -0.3704* (0.2203)
0.2477* (0.1437) 1.310*** (0.2620)
0.5126*** (0.1949) 0.1132
standardní chyby jsou uvedeny v závorkách; */**/*** značí statistickou významnost na 10%, 5%, 1% hladině významnosti vlastní zpracování, data z ESS 5. kolo
13
5. Interpretace výsledků a diskuse Regresní analýzou jsou testovány hypotézy z kapitoly 2.1. Podle hlavní hypotézy má příjem pozitivní vliv na jedincovo sebezařazení na levo-pravé škále politického spektra. Podle předpokladu vyšel koeficient u proměnné prijem kladný (β1 = 1.108e-05) a je statisticky významný na 10% hladině významnosti. Koeficient lze interpretovat tak, že zvýšení celkového čistého měsíčního příjmu domácnosti o 10 000 Kč vede ceteris paribus k posunu jedince na jedenáctibodové levo-pravé škále průměrně o 0,1108 bodu vpravo. Z kontrolního modelu vyplývá, že zvýšení celkového čistého měsíčního příjmu domácnosti o 10 000 Kč vede ceteris paribus k posunu jedince na jedenáctibodové levo-pravé škále o 0,1329 bodu vpravo. Tento koeficient vyšel statisticky významný na 5% hladině významnosti. Z výsledků analýzy lze proto soudit, že hlavní hypotéza o pozitivním vlivu příjmu na sebezařazení na levo-pravé ose platí. Pokud jde o ostatní hypotézy, hlavním modelem se alespoň částečně podařilo potvrdit 5 z 8 vyslovených hypotéz (viz kap. 2.1). Podle hypotézy 2 má věk negativní vliv na sebezařazení. Z modelu vyplývá, že například zvýšení věku o 5 let způsobí ceteris paribus posun na levo-pravé ose přibližně o 0,1 bodu vlevo. Podle hypotézy 3 se ženy umisťují více vpravo. V modelu však vyšel koeficient u proměnné zena se záporným znaménkem, což naznačuje, že ženy se umisťují více vlevo než muži. Koeficient však není statisticky významný, navíc je poměrně malý. Vyšší vzdělání by mělo jedince dle hypotézy 4 řadit více vpravo, což se regresní analýzou podařilo prokázat. Koeficienty u proměnných D_maturita a D_vysoke vyšly významně na 1% hladině významnosti a koeficient u proměnné D_vyssi je statisticky významný na 10% hladině významnosti. Pokud jedinec vystudoval vysokou školu, řadí se oproti lidem se základním vzděláním o 1,27 bodu více vpravo ceteris paribus. Hypotézu 5 ani hypotézu 6 se modelem prokázat nepodařilo. Zda žije nebo nežije s respondentem v domácnosti dítě, nemá podle výsledků analýzy vliv na sebezařazení jedince na levo-pravé ose. Významné se neukázaly ani koeficienty u dummy proměnných, určujících velikost místa bydliště. 14
Dle hypotézy 7 se v extrémních hodnotách levicové části škály umisťují důchodci a ekonomicky neaktivní, více vpravo zaměstnanci ve veřejném sektoru a zaměstnanci v soukromém sektoru, nejvíce vpravo se umisťují samostatně výdělečně činní. Koeficienty u dummy proměnných pro ekonomickou aktivitu a sektor zaměstnání vyšly statisticky významně pouze u proměnných D_soukromy a D_osvc, a to na 10%, resp. 1% hladině významnosti. Dle výsledku se zaměstnanec v soukromém sektoru umisťuje oproti ekonomicky neaktivnímu jedinci o 0,32 bodu více vpravo, osoba samostatně výdělečně činná pak o 1,38 bodu více vpravo než ekonomicky neaktivní jedinec ceteris paribus. Koeficient u proměnné verici značí, že věřící lidé se na škále umisťují v průměru o 0,26 bodu více vpravo než lidé, kteří se nehlásí k žádnému konkrétnímu náboženství nebo vyznání. Koeficient vyšel kladně a statisticky významně na 10% hladině významnosti. Nepodařilo se tedy potvrdit hypotézu 8 a zdá se, že u sebezařazování jedinců na levo-pravé ose má religiozita stejný vliv jako u volebního chování, tj. věřící jsou pravicovější než ateisté [Řeháková, 1998]. Posledním sledovaným faktorem v modelu byl region. Statisticky významně vyšel koeficient jen u proměnné Praha na 5% hladině významnosti. Značí, že pokud žije respondent v Praze, zařazuje se v průměru o 0,55 bodu více vpravo oproti respondentům žijícím na jiném území České republiky kromě severních Čech a severní Moravy. Hypotézu o vlivu regionu se tedy podařilo potvrdit jen z části. Z výstupu kontrolního modelu lze soudit, že po vyřazení statisticky nevýznamných proměnných se koeficienty u zbylých proměnných zásadně nezmění. Protože byl do analýzy zařazen kvůli kontrole robustnosti koeficientů z hlavního modelu, dá se říci, že posiluje výpovědní schopnost zjištěných závislostí v hlavním modelu. Na závěr je nutné konstatovat, že modelem se podařilo vysvětlit pouze 11,12 % variability sebezarazeni. Přestože je v modelu kontrolována většina socioekonomických a demografických ukazatelů, které by měly vysvětlovat volební chování, korigovaný koeficient determinace je vzhledem k této skutečnosti relativně nízký. Lze proto usuzovat, že existují i jiné podstatnější faktory, které sebezařazení na levo-pravé ose vysvětlují. U sebezařazení na levo-pravé škále může být vliv tradice a blízkého okolí ještě větší než u volebního chování [Řeháková, 1998; Kostelecký, Čermák 2004], navíc by mohlo být ovlivněno psychologickými a jinými těžko zachytitelnými faktory, jako třeba 15
osobními sympatiemi s levicovými nebo pravicovými politiky. V mnoha studiích se podařilo prokázat vliv „krásy“ politiků na volební chování [např. Berggren, Jordahl, Poutvaara 2006]. Podle nich vysvětluje hodnocení “krásy” úspěch politických kandidátů ve volbách
lépe,
než
hodnocení
kompetencí,
inteligence
či
důvěryhodnosti.
Na sebezařazení může mít vliv rovněž identifikace respondentů s politickými stranami, o nichž se domnívají, že jsou pravicové nebo levicové [Kostelecký, Čermák 2004].
Závěr Cílem této práce bylo zjistit, jak příjem ovlivňuje sebezařazení jedince na levo-pravé škále politického spektra v České republice. Analýzou se potvrdila hlavní hypotéza o pozitivním vlivu příjmu na sebezařazení. Pomocí kontrolních proměnných se podařilo prokázat poměrně silný vliv věku, religiozity a nejvyššího dosaženého vzdělání. Ke zkvalitnění analýzy by zřejmě přispěla lepší data. Kvůli chybějícím odpovědím bylo ze vzorku vyřazeno okolo 35 % pozorování. Tento zásah nelze vnímat jako nesignifikantní a výsledný vzorek tak nelze brát jako náhodný výběr populace. Rovněž lepším ukazatelem příjmu domácnosti by byla konkrétní částka místo příjmového intervalu. Dále by bylo vhodné použít další kontrolní proměnné, které by mohly zvýšit koeficient determinace. Těmi by mohly být některé kontextuální proměnné, které by udávaly např. sebezařazení rodičů nebo průměrné hodnoty sebezařazení v okrese či kraji.
Seznam použité literatury BALL, Richard, CHERNOVA, Kateryna (2008): Absolute Income, Relative Income, and Happiness. Social Indicators Research, 88(3): s. 497 – 529 BERGGREN, Niclas, JORDAHL, Henrik, POUTVAARA, Panu, (2006): The Looks of a Winner: Beauty, Gender and Electoral Success. Research Institute of Industrial Economics, IFN Working Paper No. 671, dostupné na: http://www.ifn.se/eng/publications/wp/2006_4/~/BinaryLoader.axd?OwnerID=c20 ed804-cc38-4a80-a66c-
16
64a1b70ae7cc&OwnerType=0&PropertyName=File1&FileName=Wp671.pdf&Att achment=True COSTELLO, Rory, THOMASSEN Jacques, ROSEMA, Martin (2012): European Parliament Elections and Political Representation: Policy Congruence between Voters and Parties. West European Politics, 35(6): s.1226–1248, dostupné na: http://www.academia.edu/2318226/European_Parliament_elections_and_political_r epresentation_Policy_congruence_between_voters_and_parties FIDRMUC, Jan (2000): Economics of Voting in Post-communist Countries. Electoral Studies, 19(2-3): s. 199-217, dostupné na: http://www.fidrmuc.net/research/pooled.pdf FIORINA, Morris P. (1978): Economic Retrospective Voting in American National Elections: A Micro-Analysis. American Journal of Political Science, 22(2): s. 426-443 KOSTELECKÝ, Tomáš, ČERMÁK, Daniel (2004): Vliv teritoriálně specifických faktorů na formování politických orientací voličů. Sociologický časopis, 40(2): s. 469-487, dostupné na: http://sreview.soc.cas.cz/uploads/61922fa1675e549766074c0e372440877f3800f9_ 530_415kostel16.pdf KRAMER, Gerald H. (1971): Short-Term Fluctuations in U. S. Voting Behavior. 1896-1964, The American Political Science Review, 65(1): s. 131-14 MARKUS, Gregory B. (1988): The Impact of Personal and National Economic Conditions on the Presidential Vote: A Pooled Cross-Sectional Analysis. American Journal of Political Science, 32(1): s. 137-154 MATĚJŮ, Petr, VLACHOVÁ, Klára (1998): Role politicky relevantních hodnot ve volebním rozhodování v České republice. Sociologický časopis, 34(2): s. 171-193, dostupné na: http://sreview.soc.cas.cz/uploads/acaf60778071cb0fdf51f8794eddf437ffc49c4f_23 6_171MATVL.pdf NIEUWBEERTA, Paul. (1996): The Democratic Class Struggle in Postwar Societies: Class Voting in Twenty Countries, 1945-1990. Acta Sociologica, 39(4): s. 345-384 17
RINGDAL, Kristen, HINES, Kjell (1995): Patterns in Class Voting in Norway 1957-1989: Decline or 'Trendless Fluctuations'? Acta Sociologica, 38(1): s. 33-51 ROMERO, David W., STAMBOUGH, Stephen J. (1996): Personal Economic Well-Being and the Individual Vote for Congress: A Pooled Analysis, 1980-1990. Political Research Quarterly, 49(3): s. 607-616 ŘEHÁKOVÁ, Blanka (1998): Volební chování různých skupin voličů v předčasných parlamentních volbách v roce 1998. Výzkumný projekt: Sociální trendy, Grantová agentura ČR, 33 s., ISBN 80-85950-52-9, dostupné na: http://archiv.soc.cas.cz/download/54/98-2.doc SMITH, Michael L., MATĚJŮ, Petr (2011): Restratifikace české politiky. Vývoj třídně podmíněného volebního chování v České republice v letech 1992–2010. Sociologický časopis, 47(1): s. 33-59, dostupné na: http://sreview.soc.cas.cz/uploads/f57e261198c5b2495dcfc5753e1415e0ea5e0805_S mithMatejuSC%201-2011.pdf STIGLER, George J. (1973): General Economic Conditions and National Elections. The American Economic Review, Papers and Proceedings of the Eighty-fifth Annual Meeting of the American Economic Association, 63(2): s. 160-167 VLACHOVÁ, Klára (2009): Stratifikace, zaměstnanecký sektor a volební chování. European Electoral Studies, 4(2): s. 135-141, dostupné na: http://ispo.fss.muni.cz/uploads/EVS/008/evs_4_2_3.pdf VLACHOVÁ,
Klára,
MATĚJŮ,
Petr
(1998):
Krystalizace
politických
postojů
a politického spektra v České republice. Sociologický časopis, 34(2): 145-169, dostupné na: http://sreview.soc.cas.cz/uploads/bc87262cf3481335179abea0e190f3ef0dd360fd_2 35_145VLAMA.pdf
18
