Kende Gábor: Pártpreferencia-vizsgálatok szisztematikus eltérések és mintavételi módszerek

Kende Gábor: Pártpreferencia-vizsgálatok – szisztematikus eltérések és mintavételi módszerek Megjelent: Angelusz Róbert és Tardos Róbert (szerk.): Mérésről mérésre. A választáskutatás módszertani kérdései. Budapest: Demokrácia Kutatások Magyar Központja Alapítvány, 2006. 67-110. p. Forrás: http://www.valasztaskutatas.hu

KENDE GÁBOR

Pártpreferencia-vizsgálatok – szisztematikus eltérések és mintavételi módszerek A KIINDULÓ HELYZET 1998 és 2002 között többször is jelentõs felzúdulást és tartós izgalmakat keltett – a laikus közvéleményben és a sajtóban egyaránt –, hogy úgy tûnt, mintha egyes közvélemény-kutató cégek elfogultan mérnének egyes pártok javára. Fidesz-párti torzítással hozták hírbe a Tárkit és a Gallupot, MSZP- és (kisebb mértékben) SZDSZ-párti torzítással a Szonda Ipsost és a Mediánt.1 A nyilvánvalónak tekintett eltéréseket alapvetõen – egyéni és céges – pártkapcsolatokkal hozták összefüggésbe (a szóbeszéd nyíltan, a sajtó célozgatásokkal): a Tárki vezetõjének, Kolosi Tamásnak a miniszterelnök mellett vállalt tanácsadói szerepével, a Tárki és a Gallup jelentõs kormányzati megrendeléseivel, illetve a Szonda Ipsos résztulajdonosának és vezetõjének, Levendel Ádámnak demonstratív baloldali jelenlétével és Hann Endrének, a Medián vezetõjének SZDSZ-es múltjával és kapcsolataival (Schweitzer 2002). A felzúdulásokra – a sajtó és a közvélemény természetének megfelelõen – idõben „pontszerû” események szolgáltattak alapot: egy-egy, az addigi trendtõl és/vagy a többi cég mérésétõl nagyon eltérõ eredmény, illetve a már említett kormánymegrendelések. Aki nem tekinti véletlennek a cégek pártkapcsolatai – fõleg pártoktól függõ megrendeléseik – és a mérési eredményeik közötti összefüggést, 1

A pártkötõdések említése nem mozog szorosan együtt a cégek megbízhatatlannak ítélésével. A Gfk Hungária felmérése (Dobszay 2002) szerint 2002-ben az országgyûlési választások elõtt a felnõtt lakosság 42%-a szerint volt különbség a cégek között hitelességük és megbízhatóságuk szerint; negatívan (mint nem hitelest) említette e 42%-nak 6%-a a Szondát (jobboldaliak között 11%, baloldalon 5%), 7%-a a Mediánt, 7%-a a Gallupot (jobboldal 3%, baloldal 11%) és 10%-a a Tárkit. Pártkötõdést észlelt a cégeknél 37% – a Mediánnál 5%, a Gallupnál 11%, a Szondánál 12%, a Tárkinál 14%. A két sorrend nem egyezik.

68

KENDE GÁBOR

legalább két dologra gondolhat: kedvezményezheti a párt azt a céget, amelyik a neki tetszõ irányba mér (ez a pártra nézve volna dehonesztáló); vagy mérhet egy cég, szándékosan, a vele kapcsolatban álló pártnak kedvezõ irányban (ez a cégre nézve lenne terhelõ). Említésre méltó, hogy a (nem szakmai) közvéleményben, kimondva vagy kimondatlanul, csak a második verzió – csalás, kozmetikázás – merült fel; az is említésre méltó, hogy nem történt próbálkozás (a sajtóban sem) a részletek kiderítésére – mintha egy vagy néhány gyanús mozzanat elégséges volna a vétkesség megállapítására.2 (A hangulatot jól érzékelteti Tóth István János szemelvénygyûjteménye [Tóth I. J. 2002b, 132–135. o.]; a nem szakmai sajtóban az egyetlen kivétel, mely, ha magyarázattal nem is próbálkozott, de sok részletnek utánajárt, a HVG-ben megjelent összeállítás [Dobszay 2002, Schweitzer 2002, HVG 2002]) A szakmában is sok hipotézis felmerült. (Elsõsorban a 2002-es tavaszi elõrejelzések kudarcára kerestek magyarázatokat; ezek egy része a cégek eredményei közötti eltérésekre is vonatkoztatható.) Például a megkérdezettek egy része eltitkolhatja a maga pártpreferenciáját, sõt, esetleg kifejezetten más pártot mond, nem az általa preferáltat (Kolosi–Tóth 2002, Gallup 2002a–d; cáfolja Marián 2002) – ez volna a rejtõzködõ szavazó hipotézise. Az is lehetséges, hogy bizonyos pártpreferenciájú szavazók bizonyos cégek elõl rejtõzködnek – feltehetõen az „ellenoldali”-nak gondolt cégnek nem válaszolnak szívesen (Kolosi–Tóth 2002, Angelusz 2003). A titkolózást magyarázhatja felfokozott hangulat, erõs csoportnyomás (Kolosi–Tóth 2002), az, ha „kiélezett a harc”, és az embereknek az az érzésük – akár van ennek alapja, akár nincs –, hogy maga a véleménynyilvánítás is „következményekkel járhat” (Angelusz 2003).3 A cégekkel szembeni általános illetve szelektív rejtõzködésnek „a közvélemény-kutatók elleni politikai lejárató kampány” is magyarázata lehet (Kolosi–Tóth 2002) – melynek ágensei lehetnek akár a sajtó akár egyes 2

3

(benyomások) A sajtó is, és, civilként, ismeretségi köröm és magam is evidensnek tekintettük, hogy ha egy cégnek pártkapcsolatai vannak, az a cég nem tisztességes, „tehát”, „magától értetõdõ”, „természetes”, hogy szándékosan kedvez a maga pártjának. Talán a „morális vétek” észlelése vezet ahhoz, hogy a mérési eltérésekkel kapcsolatban nem a kognitív-tárgyilagos „mi az oka” mechanizmus aktivizálódik, hanem egy érzelmileg felindult vétkeskeresés. A mérési anomáliákról szóló beszéd a sajtóban is morális hangon zajlott: számonkérõ, neheztelõ és elítélõ volt, nem nyitottan kérdezõ. Bizonyos szempontból talán ugyanez – az érzelmi jellegû erkölcsi reakció – magyarázná, hogy – széles körû büntetõjogi és krimimûveltségünk dacára – egyértelmû bizonyítéknak vettünk egy-két gyanús körülményt. Más szempontból persze a közállapotok szekértáborjellegérõl van szó: az ellenoldal eleve morálisan vétkes. Stabil lelkialkatú, politikában tájékozott és cselekvõképes ismerõsöm mondta, érvelõ kontextusban, egy könnyebben felejtõ másiknak, hogy bizony, õ félt az 1998–2002-es idõszakban.

PÁRTPREFERENCIA-VIZSGÁLATOK – SZISZTEMATIKUS ELTÉRÉSEK…

69

politikusok –, illetve, más szempontból, magyarázhatják a cégek pártkapcsolatai (Schweitzer 2002). Módszertani okai is lehetnek a mérési eltéréseknek – ebben a dolgozatban fõként ezekkel foglalkozunk. Ha például a pártpreferenciát nyitott kérdéssel vizsgálják (a kérdezettnek segítség nélkül kell az általa kedvelt pártot megneveznie), az hátrányos a kis pártokra, a zárt kérdezéshez képest, amikor a pártok nevét egy lapra felírva odaadják a kérdezettnek, és neki errõl kell választania (Tóth I. J. 2002a., b, Marián 2002); számít, hogy a kérdõívben mikor jönnek a pártpreferencia-kérdések – ha rögtön az elején, akkor biztosan nem irányítanak a korábbi kérdések, viszont esetleg túl alacsony lesz a válaszadási hajlandóság. Kockázatot jelent, amikor nem sikerül interjút készíteni azzal, akivel akartunk volna (mert nincs otthon, nem lakik itt, nem hajlandó válaszolni stb.): torzul a mintánk, és nincs rá garancia, hogy a kimaradók a számunkra fontos szempontból épp olyanok, mint akiket sikerül megkérdezni (nehezebb például otthon találni és interjúra bírni valakit, aki rendszeresen este 10-ig dolgozik) (Angelusz 2003); ugyanezen okból kockázatos lehet a telefonos kérdezés: ha telefonon keresnek, könnyebb a válaszadást egyáltalán (Marián 2002) vagy csak a kényesebb kérdésekre (Tóth I. J. 2002b) megtagadni. Hasonló torzítást okozhat (Angelusz 2003) minél inkább a kérdezõbiztos személyes döntésére van bízva, kit kérdez (ha például egy háztartást felkeresve megteheti, hogy az otthon lévõk – és nem az összes ott lakó – közül választ; ha nem kénytelen a megadott személy megtalálásával többször is próbálkozni): a minta túlnyomórészt a „könnyen elérhetõ” emberekbõl fog állni. Számíthat a kérdezõk összetétele is – „[p]éldául az angliai választásokon is megfigyelték, hogy ha egy munkás külsejû kérdezõbiztos kérdezett meg valakit, aki ingadozott, hogy a munkáspártra vagy a konzervatívokra szavazzon-e, ilyen helyzetekben rendszerint a munkáspártot jelölte meg” (Angelusz 2003, Tóth I. J. 2002b). Mintavételi módszerek is okozhatják a mérési eredmények közötti eltérést (HVG 2002, Tóth I. J. 2002b, Marián 2002). A HVG 2002. tavaszi összeállítása és Tóth István Jánosnak a WARGO honlapján nagyvonalúan közzétett metaadatbázisa sok adatot összegyûjtött a négy cég mintavételi eljárásáról. Ezeket valamelyest kiegészítem, és megpróbálom õket összefüggésbe hozni a cégek mérési eredményei között – több-kevesebb biztonsággal – megállapítható rövidebb és hosszabb távú szisztematikus eltérések némelyikével, 1998 tavaszától 2006 tavaszáig: igyekszem bizonyos eltéréseket megmagyarázni a mintavételi tervek sajátosságaival.

70

KENDE GÁBOR

NÉHÁNY (ELÕZETES) MEGJEGYZÉS – PÁRTPREFERENCIA-MÉRÉSEK A SAJTÓBAN Egyszeri nagy eltérések Nagy izgalmat egyszeri mérések, hirtelen nagy eltérések keltettek – ha valamelyik cég eredményei nagyon eltértek a többiek által mérttõl, és/vagy az addigi trendtõl. Ez történt például 2001 januárjában, amikor a Tárki hirtelen megnövekedett Fidesz-támogatottságot mért, és 2001 novemberében, amikor megint a Tárkinál, egy „nagy” – a szokásos 1500 helyett 4500 fõs – vizsgálatban mutatkozott hirtelen kiugróan magas Fidesz–MDF-támogatottság. Az eredményeket megkérdõjelezõk többek között a hibahatárra hivatkoznak: megállapítják, hogy a tapasztalt eltérés (például a Tárki kicsi és nagy novemberi mérése között, illetve a Tárki és a többi cég eredményei között meghaladja a – sajtóban közölt – hibahatárt, és ezt úgy értelmezik, mint magyarázatra – ráadásul morális értelemben vett magyarázatra – szoruló tényt (Nyilvánosság Klub 2001).


71

chanizmus, ami éppen ezt a dobássorrendet kizárná) (l. például Gallup 2001).5 Fontos az is, hogy ugyanolyan körülményekrõl beszélünk. Márpedig a négy cég általában nem ugyanazokon a napokon kérdez6 – arról pedig egyelõre nincs adatunk, hogy az egyes pártok támogatottságának milyen mértékû a heti vagy napi – vagy akár egy napon belüli – ingadozása: idõközben a mért támogatottság – akár többször is – megváltozhat. Magyarul: a négy cég „nem ugyanazt az állatot méri” – miért kapnák ugyanazt az eredményt?

Szisztematikus eltérések Megalapozottabban vizsgálhatók a tartós (tendenciaszerû) eltérések – igaze, hogy X cég (a) átlagosan vagy (b) többnyire magasabbra mér egy pártot, mint Y?7 Ha huzamosabb idõn keresztül ilyen szisztematikus eltérés mutatkozik, az valóban – elsõsorban szakmai, nem morális – magyarázatra szorul. (Kicsi ugyanis az esélye, hogy X cég rendszeresen Z párt rossz napjaiban találjon mérni.)8

Hibahatár A hibahatár azonban nem abszolút fogalom, nem azt jelenti, hogy „legfeljebb ekkora lehet a hiba”. Annyi igaz, hogy „ha a mérést ugyanilyen körülmények között rengetegszer megismételnénk, a kapott eredmények az esetek 5%-ában4 térnének el ennél is jobban a valódi értéktõl”: azaz, cégenként, kb. 20 mérésenként, havi egy felméréssel számolva átlagosan kb. másfél évenként. (Sõt, mivel négy cég hibázhat, átlagosan öthavonta várható, hogy egyegy cég eredménye kívül essék a hibahatáron.) Ezt a másfél évet – vagy öt hónapot – sem szabad misztifikálni: a mérések ugyanúgy nem fognak húszig számolni – „megvolt a húsz, most akkor tévedhetünk egy nagyot” –, ahogy egy érme sem számol: akármilyen szabályos is, kijöhet rajta egymás után ötször fej (ki is fog, ha elég hosszan dobálunk vele: nincs benne ellenõrzõ me-

5

6

7 8

4

5% helyett természetesen más érték is állhatna; a magyarországi cégek azonban szokás szerint mindannyian 5%-os valószínûséghez tartozó tûrést adnak meg.

További, nem lényegtelen probléma, hogy mérési eredményei hibahatárának kiszámításához mind a négy cég az egyszerû véletlen mintavételre vonatkozó képletet használja, a megfelelõ kategóriára – pl. a biztos szavazókra, a pártválasztókra vagy a biztos szavazó pártválasztókra – vonatkozó elemszámokat egy egyszerû véletlen minta elõre eldöntött esetszámaként kezelve. Nem veszi tekintetbe továbbá a hibahatár számításakor alkalmazott képlet, hogy nem egyszerû véletlen mintákról, hanem összetett (többlépcsõs, rétegzett és csoportos) mintavételi tervekrõl van szó. (Lásd errõl Rudas Tamás tanulmányát a kötetben.) Ez igaz a Tárki 2001. novemberi méréseire is: a „kicsi”, 1500-as vizsgálat okt. 30.–nov. 4. között készült, az – ezt magába foglaló – 4500-as pedig okt. 30. és nov.12. között. L. Marián 2002, Tóth I. J. 2002a, b. Lehetséges, hogy a közvélemény érzékenységét éppen a szisztematikus differenciák és nem az egyszeri nagy eltérések okozták. Mint elfogult civil, akkoriban úgy észleltem, hogy „X mindig Y pártnak mér” (és késõbb az adatok láttán meglepõdtem, hogy ez így nem igaz); talán másokban is létrejöhetett a mérésekrõl ilyen benyomás. Elképzelhetõ, hogy mûködik bennünk valamiféle – spontán, nem oktatott – valószínûségi intelligencia. (Ilyen – mindenképpen nagyon pontatlan – mechanizmus eredményeként válthatott pl. át a katonaságnál a konyhaszolgálat halmozódásával a „Pechünk van” észlelet „Mindig velünk szúrnak ki”-ra.)

72

KENDE GÁBOR

1. táblázat Az MSZP és a Fidesz támogatottsága 2000. októbertõl 2001. márciusig, százalékban, a biztos szavazó pártválasztók (b. sz. pv.) között (G = Gallup, M = Medián, S = Szonda Ipsos, T = Tárki)

a) Fidesz / b. sz. pv. Dátum

b) MSZP / b. sz. pv.

G

M

S

T

2000. X.

36

31

36

35

2000. XI.

30

26

34

36

2000. XII.

33

31

30

2001. I.

34

33

33

2001. II.

39

30

2001. III.

39

38

Dátum

G

M

S

T

2000. X.

45

49

43

45

2000. XI.

50

52

44

45

31

2000. XII.

49

44

48

49

39

2001. I.

42

45

45

39

34

38

2001. II.

45

49

43

41

38

38

2001. III.

45

38

42

43

Szabad X-nek, nem szabad Y-nak Nemcsak az említett két esetben jelentkeztek nagy ugrások valamely cég adatsorában, eseménnyé mégis ez a kettõ vált. Nézzük például elõször a 2001. januári események környékét (1. táblázat). Ahogy a vastagon szedett számok mutatják, januárban – decemberhez képest – a Tárki a Fidesz támogatottságának 8%-os emelkedését és az MSZP-ének 10%-os csökkenését mérte. De történtek hasonlók a Mediánnál is: náluk még novemberrõl decemberre 5%-ot javult az MSZP és 8%-ot esett a Fidesz; márciusban 11%-ot esett az MSZP, 8%-ot javult a Fidesz, áprilisra viszont 7%-ot javult az MSZP – a Mediántól senki nem követelt magyarázatot a rendkívüli márciusi adatokra. Ehhez hasonlóan 2001 õszén (2. táblázat) hír volt, hogy a Tárki novemberi „kicsi” és „nagy” mérései között (l. 5. jegyzet) 6%-ot javult a Fidesz–MDF és 5%-ot esett az MSZP. De nem volt hír, hogy a Mediánnál szeptemberrõl októberre 10%-ot javult az MSZP (és 4%-ot veszített a Fidesz–MDF) – miközben a másik három cég az MSZP visszaesését jelezte.9 9

Néhány további a visszhang nélkül maradt nagy ugrások közül (biztos szavazó pártválasztók): a Szondánál 2003. szeptemberben 48%-ról 39%-ra esik az MSZP, közben a Mediánnál 41%-ról 44%ra javul. A Mediánnál 2001. júniusban 11%-ot javul a Fidesz – a Szondánál szinten marad, a Gallupnál 1%-ot, a Tárkinál 2%-ot javít. A Gallupnál 2005. áprilisban 7%-ot veszít az MSZP, a Szondánál és a Tárkinál szinten marad.

73


A pártkapcsolatok terén pedig nagyobb visszhangja volt a Tárki és a Gallup 1999. márciusi és szeptemberi kormányzati megbízásainak, mint akár annak, mikor az MSZP–SZDSZ-kormány 2002. nyár végén felbontotta az elõzõ kormánynak a Galluppal és a Tárkival kötött szerzõdéseit, akár annak, mikor utóbb túlnyomóan – bár nem akkora túlsúllyal, mint az elõzõ ciklusban a Gallup és a Tárki – a Szonda Ipsos nyert el kormányzati megrendeléseket (Spirk 2002, Bogád 2004). Az észlelés objektivitásának hiányára mutat valamilyen értelemben az is, hogy a 2002–2006 közötti – az elõzõ négyévinél is szisztematikusabb – eltérések gyakorlatilag észrevétlenek maradtak. Ez talán magyarázható a ciklus kevésbé hiszterizált légkörével. 2. táblázat Az MSZP és a Fidesz (szeptembertõl Fidesz–MDF) támogatottsága 2001. júliustól 2002. januárig, százalékban, a biztos szavazó pártválasztók között (G = Gallup, M = Medián, S = Szonda Ipsos, T = Tárki; 2001/XI.b a Tárki 4500-as felvételét jelöli.)

a) Fidesz / b. sz. pv.

b) MSZP / b. sz. pv.

Dátum

G

M

S

T

Dátum

G

M

S

T

2001. VII.

41

37

39

42

2001. VII.

44

41

44

43

2001. VIII.

40

42

37

39

2001. VIII.

43

39

46

47

2001. IX.

45

47

40

40

2001. IX.

44

36

45

45

2001. X.

46

43

43

44

2001. X.

40

46

44

41

2001. XI.

51

44

43

42

2001. XI.

34

43

44

44

48

2000. XI.b

2000. XI.b

39

2001. XII.

47

44

42

48

2001. XII.

40

44

41

37

2002. I.

49

40

38

43

2002. I.

38

45

44

45

74

KENDE GÁBOR

SZISZTEMATIKUS ELTÉRÉSEK Az elemzések módszerérõl Ha módszertani jellegû okokat keresünk a mérések közötti differenciákra, a már ismertetett okokból nem érdemes egyedi – névlegesen ugyanarra az idõpontra vonatkozó: például a május havi – eredményekkel foglalkozni: a cégek nem ugyanazokon a napokon kérdeznek, ezért nem ugyanazt a mennyiséget próbálják mérni: a „valódi” közvélemény idõközben jelentõsen változhat, akár többször is. A felmérések módszerében, vagy például a cégek imázsában rejlõ okokat inkább a tartósan fennálló – szisztematikus – eltérések mögött kereshetünk. (Bár egy-egy párt támogatottsága a populációban napról napra változik, nem valószínû, hogy ezek az ingadozások rendszeresen az A cég felmérése idején kedvezzenek az X pártnak és B kérdezése alatt Y-nak, s így szisztematikus eltérést okozzanak.) Szem elõtt tartandó a szituáció egy fontos sajátossága: négy mérési eljárás minõségérõl próbálunk képet alkotni úgy, hogy nincs hiteles adatunk a mért mennyiségrõl: a választójogosult lakosság pártpreferenciák szerinti megoszlását nem ismerjük máshonnan, mint éppen ezekbõl a mérésekbõl.10 Így biztos megállapításokat csak a cégek mérési eredményei közötti relatív eltérésekre vonatkozóan tehetünk. Megállapíthatjuk például, ha az egyik cég konzekvensen magasabbra méri X pártot, mint a többi cég – de, bár jó lenne, nem fogjuk tudni, hogy õ téved-e X javára, vagy amazok X kárára.11 Az egyes pártok mért támogatottságainak összehasonlításánál a biztos szavazó pártválasztókra (b. sz. pv.) támaszkodom – ez az adat a négy itt vizsgált közvélemény-kutató (Gallup, Medián, Szonda Ipsos, Tárki) mind-


egyikénél elérhetõ, a Medián viszont nem közöl az összes megkérdezettre vonatkozó megoszlásokat.12 Akét nagy pártra vonatkozó méréseket talán egy olyan mérõszám teszi áttekinthetõvé, mely minden cégnél megmutatja, hogy mekkora náluk az adott idõpontban az egyik párt fölénye a másik fölött, például milyen arányban vezet az MSZP a Fidesz elõtt. (Magas értékek MSZP-fölényt jeleznek, közepes értékek egyenlõséget, alacsony értékek Fidesz-fölényt.) Így amikor az A cégnél ez a mérõszám magasabb, mint a B-nél, az úgy olvasható, hogy ekkor kettejük közül A relatíve inkább az MSZP javára, B inkább a Fidesz javára mér. Ebbõl a meggondolásból a két nagy párt támogatottságának hányadosát használom: MSZP%/Fidesz% (a biztos szavazó pártválasztók között).13 Az adatok forrásai: a két nagy pártra vonatkozó 1998–2002-es mérések tekintetében Tóth István Jánosnak a Wargo honlapján (www.wargo.hu) közzétett metaadatbázisára hagyatkozhattam. Ezt a többi pártra vonatkozó és a 2002 tavasza utáni mérések adataival a Gallup, a Szonda Ipsos és a Tárki esetében e cégek honlapjairól, a Medián esetében a HVG 1998–2006-os számai alapján egészítettem ki.

A szisztematikus eltérések ismertetése Az A részben a két nagy pártra vonatkozó eredményeket ismertetem, elõbb az 1998–2002-es, majd a 2002–2006-os ciklusra vonatkozóan, az alábbi sorrendben: MSZP/Fidesz hányadosok, az MSZP támogatottsága, a Fidesz tá12

10

Valójában a parlamenti választások eredménye sem használható ilyen hiteles adatként: abban az értelemben, hogy aki kérdezõbiztosnak válaszol, az, részben, „üzen” a hatalomnak; aki szavaz, az dönt – a kétfajta cselekvés lényegileg más (például Tóth I. J. 2003). 11 Vagy tévedhetnek valamennyien X kárára – vagy valamennyien X javára is. Ilyen egyöntetû tévedésként észlelték például a cégek, amikor 2002 tavaszán valamennyien a választásokon azután bekövetkezettnél kisebb támogatottságot mértek az MSZP-nek.

75

Az összes megkérdezettre vonatkoztatott támogatottságok összehasonlításának (Tóth I. J., 2002b, 21. skk.) ellene szól, hogy ha így járunk el, eltérések adódhatnak pusztán abból, hogy az egyes cégeknek a megkérdezettek nem ugyanolyan arányban válaszolnak. Képzeljük például el, hogy az A cégnek mindenki – 100% – megmondja a pártpreferenciáját: 20% támogatja X pártot, 30% Y-t, 50% Z-t; ha ugyanekkor B-nek csak az általa megkérdezettek fele válaszolna – de ezek megoszlása ugyanolyan volna, mint A-nál –, akkor õ 10% X pártit, 15% Y pártit és 25% Z pártit mérne. A példa nem teljesen fiktív: az 1998–2002-es ciklusban a Gallup az összes megkérdezett körében szinte mindig magasabb MSZP-támogatottságot mért a Tárkinál (35 olyan mérésbõl, amikor eredményeik nem egyeztek, 31-szer). És ugyanebben az idõszakban a Gallup az összes megkérdezett körében szinte mindig magasabb Fidesz-támogatottságot is mért a Tárkinál. (33 olyan mérésbõl, amikor eredményeik nem egyeztek, 27-szer.) A látszólagos ellentmondás oka itt az volt, hogy a Tárkinál ekkoriban kiemelkedõen magas volt a nemválaszolók aránya. 13 A hányados lényegében annyit mond, hogy az adott cég szerint hogy áll most a két párt viszonya: ha a hányados nagyobb 1-nél, az a baloldal elõnyét mutatja, ha kisebb egynél, az a jobboldal elõnyét – mintha egy nyilat látnánk, ami mutathat balra (baloldali vezetés) vagy jobbra (a jobboldal vezet). Így amikor két cég azonos idõpontra vonatkozó MSZP/Fidesz hányadosát hasonlítjuk össze, lényegében azt vizsgáljuk, hogy mit mutat a két nyíl egymáshoz képest: a kisebb hányadosnak megfelelõ nyíl mutat – inkább – jobbra, a nagyobb hányadosnak megfelelõ nyíl mutat – a másikhoz képest – balra.

76

KENDE GÁBOR

mogatottsága. Ezt követõen a B részben a kisebb pártok támogatottságára vonatkozó eredményeket, pártonként mindkét ciklusra. (Kivétel az FKGP, mellyel kapcsolatban csak az 1998–2002-es idõszakkal foglalkozom: támogatottsága 2002 után szinte eltûnt, az értékek – amikor egyáltalán közölték õket – olyan alacsonyak, hogy értelmes összehasonlításukra nincsen mód.)

(A): a két nagy pártra (MSZP, Fidesz) vonatkozó mérések 1998–2002:

A1b táblázat Páros összehasonlítások Az eltérés szignifikanciaszintje utáni arány megmutatja, hogy azon mérések közül, amikor a két cég eredményei eltértek, hányszor volt az adott változó értéke magasabb az elsõ cégnél, és hányszor a másodiknál (mint például a teniszben): hány mérésnél „gyõzött” az elsõ: hányban a második cég. Például az elsõ sorban 38 eltérés közül 30 alkalommal a Szonda Ipsos eredményei voltak az MSZP számára kedvezõek, 8-ban a Tárkiéi.

A1a táblázat MSZP/Fidesz a biztos szavazó pártválasztók között, 1998–200214 Négyes összehasonlítás (az eltérés szignifikanciaszintje a szokásos jelöléssel15 és számmal; a cégnevek után az egyes cégek átlagolt rangszáma16):

Az eltérés szignifikanciája a Friedman-próba szerint

***: P = 0,0005

cégek és átlagos rangszámaik (balra a Fidesz, jobbra az MSZP számára kedvezõbb méréssorok) Gallup (1,97)

14

Tárki (2,16)

Medián (2,92)

Szonda Ipsos (2,95)

A szisztematikus eltérések elemzésével már Marián (Marián 2002) és Tóth István János (pl. Tóth I. J. 2002b) is foglalkozott. Marián nem ismerteti az általa alkalmazott módszereket; Tóth döntõen egymintás t-próbát használ annak eldöntésére, fennáll-e tartós differencia két cég ugyanazon párt népszerûségére adott mérései között. A t-próba megkívánja, hogy két cég méréseinek eltérései normális eloszlást kövessenek. Az általam használt Friedman-próba és elõjelpróba nem támaszt ilyen feltételeket. Egy másik figyelembe veendõ körülmény, ha kettõnél több céget olyan módszerrel hasonlítunk össze – a t-próba és az elõjelpróba is ilyen –, amely két cég (két változó) összehasonlítására való. Ezek szignifikáns eltérést jeleznek, ha két méréssorozat között akkora az eltérés, amekkora véletlenül csak 5% eséllyel adódnék. De 4 cég között 4*3/2 = 6 páros összehasonlítás van – próbáink ha nem is 6*5 = 30%, mindenesetre jelentõsen 5% feletti valószínûséggel fognak olyankor is „szignifikáns eltérést” jelezni, ha valójában csak véletlen eltérésekrõl (a mérések természetes szórásáról) van szó (bõvebben l. pl. Freedman, 525–623, fõként a 604–612. o.). Ezért elsõ lépésben Friedman-próbával vizsgáljuk meg, hogy a négy méréssor (pl. a négy cég MDF-mérései) szignifikánsan a véletlenszerûtõl eltérõ mintázatot mutat-e – és csak ha igen, akkor térünk át a páronkénti eltérések vizsgálatára. 15 A statisztikai szignifikancia erõsségének szokásos jelölése: n. sz. („nem szignifikáns”), ha P > 5%; *, ha P < 5%, **, ha P < 1% és ***, ha P < 0,1%. P annak a valószínûsége, hogy véletlenül ekkora eltérés adódik. 16 A cég neve után zárójelben a cég átlagos rangszáma látható: a mérési eredményeket minden mérési idõpontban nagyság szerinti sorba állítjuk, a legkisebb érték az 1-es, a legnagyobb a 4-es (3 mérés összehasonlításánál a 3-as stb.) sorszámot, azaz rangot kapja, majd mindegyik cégnél átlagoljuk az általa kapott rangszámokat. Például ebben az adatsorban a magas rangszámok jelzik a relatív MSZPpárti eredményeket, az alacsony rangszámok a viszonylagosan Fidesz-párti eredményeket.

77


jellel

számmal

Arányok: hányszor mér az elsõ cég: a második cég relatíve az MSZP javára

Szonda Ipsos–Tárki

***

P = 0,0007

30 : 8

Szonda Ipsos–Gallup

*

P = 0,0177

28 : 12

Medián–Gallup

**

P = 0,0021

29 : 9

Cégek

Az eltérés szignifikanciája

Szonda Ipsos–Medián

n. sz.

P = 0,36

25 : 18

Medián–Tárki

n. sz.

P = 0,20

24 : 15

Tárki–Gallup

n. sz.

P = 1,0

19 : 18

Az MSZP támogatottsága a biztos szavazó pártválasztók között, 1998–2002: a Friedman-próba szerint nincs szignifikáns eltérés a cégek mérései között (P = 0,17).

78

KENDE GÁBOR

A2a táblázat

79


2002–2006:

Fidesz a biztos szavazó pártválasztók között, 1998–2002 Négyes összehasonlítás

A3a táblázat MSZP/Fidesz a biztos szavazó pártválasztók között, 2002–2006 Négyes összehasonlítás


***: P < 0,0001


Tárki (3,13)

Medián (1,95)

Szonda Ipsos (1,76)


***: P < 0,0001


Szonda Ipsos (2,37)

Medián (2,50)

Tárki (3,55)

A2b táblázat Páros összehasonlítások

Cégek

A3b táblázat Az eltérés szignifikanciája

Arányok: hányszor mér az elsõ cég: a második cég relatíve a Fidesz javára

jellel

számmal

Gallup–Szonda Ipsos

***

P = 0,0001

32 : 7

Tárki–Szonda Ipsos

***

P = < 0,0001

33 : 4

Gallup–Medián

***

P = 0,0009

31 : 9

Tárki–Medián

**

P = 0,0015

Medián–Szonda

n. sz.

Gallup–Tárki

n. sz.

Páros összehasonlítások

jellel

számmal


Tárki–Gallup

***

P < 0,0001

36 : 2

28 : 8


***

P < 0,0001

34 : 7

P = 0,165

26 : 16

Medián–Gallup

**

P = 0,0061

31 : 12

P = 1,0

17 : 17


**

P = 0,0018

31 : 10

Tárki–Medián

**

P = 0,0015

33 : 11

Medián–Szonda

n. sz.

P = 1,0

22 : 22

Cégek


80

KENDE GÁBOR

A4a táblázat

A5a táblázat

Az MSZP a biztos szavazó pártválasztók között, 2002–2006 Négyes összehasonlítás

A Fidesz a biztos szavazó pártválasztók között, 2002–2006 Négyes összehasonlítás


***: P < 0,0001


81


Szonda Ipsos (2,45)

Medián (2,83)

Tárki (3,13)



A4b táblázat

A5b táblázat



jellel

számmal


Tárki–Gallup

***

P < 0,0001

34 : 3

Medián–Gallup

***

P = 0,0001


**


***: P < 0,0001

Medián (2,86)

Szonda Ipsos (2,53)

Tárki (1,33)

jellel

számmal

Arányok: hányszor mér az elsõ cég: a második cég relatíve a Fidesz javára

Gallup–Tárki

***

P < 0,0001

37 : 1

35 : 8

Medián–Tárki

***

P < 0,0001

37 : 6

P = 0,0049

30 : 11


***

P < 0,0001

36 : 5

n. sz.

P = 0,055

26 : 13


**

P = 0,0072

29 : 11

Tárki–Medián

n. sz.

P = 0,29

26 : 18

Medián–Szonda

n. sz.

P = 0,067

28 : 15

Medián–Szonda

n. sz.

P = 0,65

24 : 20

Gallup–Medián

n. sz.

P = 0,36

25 : 18

Cégek


Cégek


82

KENDE GÁBOR

83


B2a táblázat

(B): Más pártokra (FKGP, MDF, SZDSZ, MIÉP) vonatkozó mérések

Az SZDSZ a biztos szavazó pártválasztók között, 1998–2002 B1a táblázat Négyes összehasonlítás

Az FKGP a biztos szavazó pártválasztók között, 1998–2002 Az eltérés szignifikanciája a Friedman-próba szerint

Négyes összehasonlítás

**: P = 0,0013

cégek és átlagos rangszámaik (jobbra az SZDSZ számára kedvezõbb méréssorok) Az eltérés szignifikanciája a Friedman-próba szerint

***: P = 0,0007

Szonda Ipsos (2,02)

Tárki (2,12)

Gallup (2,85)

Medián (3,02)

cégek és átlagos rangszámaik (jobbra az FKGP számára kedvezõbb méréssorok) Gallup (1,73)

Tárki (2,53)

Szonda Ipsos (2,72)

Medián (3,02)

B2b táblázat Páros összehasonlítások

B1b táblázat

jellel

számmal

Arányok: hányszor mér az elsõ cég: a második cég relatíve az SZDSZ javára

Medián–Szonda

***

P < 0,0001

30 : 4

Medián–Tárki

***

P = 0,0008

24 : 5

*

P = 0,026

21 : 8

*

P = 0,026

21 : 8


n. sz.

P = 0,60

18 : 14

Medián–Gallup

n. sz.

P=1

14 : 14

Eltérés szignifikanciája


Cégek

Cégek

Medián–Gallup

jellel

számmal

Arányok: hányszor mér az elsõ cég: a második cég relatíve az FKGP javára

***

P = 0,0003

26 : 5


Gallup–Szonda Ipsos 17


**

P = 0,026

24 : 10

Tárki–Gallup

**

P = 0,01

25 : 9

Medián–Tárki

n. sz.

P = 0,15

20 : 11


n. sz.

P = 0,30

20 : 13

Medián–Szonda

n. sz.

P = 0,39

20 : 14

Gallup–Tárki

17

Nem elírás, a Gallup–Szonda Ipsos és a Gallup–Tárki sorok valóban egyeznek.

84

KENDE GÁBOR

B3a táblázat

85


B4a táblázat

Az SZDSZ a biztos szavazó pártválasztók között, 2002–2006 Négyes összehasonlítás

Az MDF a biztos szavazó pártválasztók között, 1998–2002 Négyes összehasonlítás


**: P = 0,0014


cégek és átlagos rangszámaik (jobbra az SZDSZ számára kedvezõbb méréssorok) Gallup (2,10)

Szonda Ipsos (2,27)

Medián (2,50)

*: P = 0,038

cégek és átlagos rangszámaik (jobbra az MDF számára kedvezõbb méréssorok) Tárki (3,13)

Tárki (2,06)

B3b táblázat

B4b táblázat



jellel

számmal

Arányok: hányszor mér az elsõ cég: a második cég relatíve az SZDSZ javára

Tárki–Gallup

**

P = 0,0041

24 : 7


**

P = 0,0015

Tárki–Medián

n. sz.

Medián–Gallup

Gallup (2,29)

Medián (2,58)

Szonda Ipsos (3,06)

jellel

számmal

Arányok: hányszor mér az elsõ cég: a második cég relatíve az MDF javára


*

P < 0,026

21 : 8

28 : 8


n. sz.

P = 0,12

18 : 9

P = 0,165

26 : 16

Medián–Tárki

n. sz.

P = 0,27

18 : 11

n. sz.

P = 0,21

25 : 16


n. sz.

P = 0,47

18 : 13


n. sz.

P = 0,73

18 : 15

Gallup–Tárki

n. sz.

P = 0,85

14 : 12

Medián–Szonda

n. sz.

P=1

22 : 22

Medián–Gallup

n. sz.

P=1

13 : 12

Cégek


Cégek


86

KENDE GÁBOR

B5a táblázat Az MDF a biztos szavazó pártválasztók között, 2002–2006


87

A MIÉP támogatottságát tekintve a biztos szavazó pártválasztók között, a négy cég mérési eredményei között sem az 1998–2002-es, sem a 2002–2006-os idõszakban nem mutatkozott szignifikáns eltérés (Friedmanpróba, P = 0,62 illetve P = 0,63).

Négyes összehasonlítás


***: P = 0,0002

cégek és átlagos rangszámaik (jobbra az MDF számára kedvezõbb méréssorok) Szonda Ipsos (2,01)

Medián (2,11)

Tárki (2,82)

Gallup (3,07)

B5b táblázat Páros összehasonlítások

jellel

számmal

Arányok: hányszor mér az elsõ cég: a második cég relatíve az MDF javára


**

P = 0,0031

28 : 9

Gallup–Medián

**

P = 0,0018

31 : 10


**

P = 0,0068

26 : 9

Tárki–Medián

n. sz.

P = 0,061

27 : 14

Gallup–Tárki

n. sz.

P = 0,19

18 : 10


n. sz.

P = 0,76

22 : 19

Cégek


ÖSSZEFOGLALVA A két nagy párt erõviszonyára vonatkozóan az 1998–2002-es ciklusban éppen a szóbeszéd szerintiek az eltérések (két cég balfelõl, kettõ jobbfelõl): a Gallup és a Tárki relatíve a Fidesz számára kedvezõen, a Szonda Ipsos és a Medián inkább az MSZP számára kedvezõen mér (A1. táblázat). Az egyes párokon belül (tehát a Gallup és a Tárki között, illetve a Szonda Ipsos és a Medián között) nem mutatkozik szignifikáns eltérés, az eltérõ párok tagjai között igen. Azt várnánk, hogy ha valaki az egyik nagy párt támogatottságát a többieknél magasabbra méri, az a többieknél alacsonyabbra méri a másikat – de itt nem így van: a négy cégnek a Fideszre vonatkozó adatai között erõsek az eltérések (A2. táblázat: ugyanazt az elrendezést látjuk, mint az A1. táblázaton), ugyanakkor az MSZP-re vonatkozó adataik között nincsen szisztematikus differencia. Csak a Fideszt mérték különbözõképpen – ami arra mutat, hogy amelyik cég magas Fidesz-támogatottságot mért, az a kis pártokat mérte alacsonyra (vagy közülük valahányat), amelyik pedig alacsony Fidesz-támogatottságot mért, az viszonylag sok, a kis pártokat támogató választ kapott.18 2002 és 2006 között változik a kép, 2:2-rõl 1:2:1-re módosul a felállás (A3. táblázat): marad jobbszélen a Gallup, középen helyezkednek el a Szonda Ipsos és a Medián mérései, a Tárkiéi átkerülnek a baloldalra. A két szél eltérései a középtõl – és egymástól – valamennyien erõsen szignifikánsak. Ez azt mutatja, hogy az eltérések erõsebbek, szisztematikusabbak, mint az elõzõ ciklusban. (Valamiért mégsem váltak hírré.) Az eltérések az MSZP és a Fidesz támogatottságára vonatkozó adatokban egyaránt megjelennek (A4–5. táblázat). Ha azt vizsgáljuk, hogy melyikbõl származnak a két párt erõviszonyában mutatkozó eltérések, azt látjuk, hogy egyfelõl a Gallup a három másik cégnél szignifikánsan alacsonyabbra méri 18

Egyetlen tortát szeletelünk: a biztos szavazó pártválasztókat. Az MSZP-szelet minden cégnél kb. egyforma. Így akinél a Fidesznek nagy szelet jut, annál a kis pártoknak jut kicsi (mindegyiknek vagy némelyiknek), és fordítva.

88

KENDE GÁBOR

az MSZP-t (míg a túloldalon a Tárki sem a Szondánál, sem a Mediánnál nem méri szignifikánsan magasabbra az MSZP-t); másfelõl a Tárki alacsonyabbra méri a másik három cégnél a Fideszt (a Gallup viszont csak a Szondánál magasabbra). Azaz, mintha az eltérések abból adódnának, hogy a Gallup kevés MSZP-st mér (de nem a Fidesz, hanem a kisebb pártok javára), a Tárki pedig kevés fideszest mér (de nem az MSZP, hanem, szintén, a kisebb pártok javára). Nézzük a kisebb pártokat: az FKGP támogatottságát a Gallup a másik három céghez képest alábecsülte (1998–2002, B1. táblázat). Az MDF-ét az elsõ ciklusban nagyjából egyformán becsülte a négy cég, talán a Szonda Ipsos valamivel magasabbra (B.4. táblázat). A második ciklusban jelentõs eltérések mutatkoznak, 2:2-es felállásban: viszonylag alacsony támogatottságot mutat ki a Szonda Ipsos és a Medián, viszonylag magasat a Tárki és a Gallup (B5. táblázat). Az SZDSZ-adatok szempontjából mindkét ciklusban erõsek az eltérések: 1998–2002 között 2:2 arányban oszlanak meg a cégek: a Szonda Ipsos és a Tárki viszonylag alacsony támogatottságot mutat ki, a Gallup és – fõként – a Medián magasakat (B2. táblázat). A második ciklusban a Tárki mér a többiekhez képest magas SZDSZ-támogatottságot (B3. táblázat).

NÉHÁNY ESET, AMIKOR A SZISZTEMATIKUS ELTÉRÉSEKET MAGYARÁZHATJÁK A MINTAVÉTELI TERV SAJÁTOSSÁGAI Bevezetés A vizsgált cégek mind olyan mintavételi eljárással dolgoznak, melyrõl feltételezik, hogy a célpopuláció valamennyi egyedének – minden választójogosult polgárnak – egyforma esélyt ad a mintába kerülésre.19 Ha ez a feltétel nem teljesül, torzulhat a minta. Bizonyos szempontból való torzulásokra fel vannak készülve az eljárások: utólagos súlyozással a populációs aránynak megfelelõ szintre hozzák az adatokat (jellemzõen gondoskodnak például arról, hogy nem, iskolai végzettség, életkor és településtípus szerint a mintabeli eloszlás ugyanolyan legyen, mint a populációs – az országos – eloszlás) – így azokkal a szempontokkal, amiket a súlyozásnál figyelembe vesznek, 19

A függelékbõl egyértelmûen kiderül, hogy az említett kritérium – ilyen vagy olyan okok következtében – valamennyi vizsgált cég esetében megsérül bizonyos mértékben a gyakorlatban.


89

nem lehet nagy baj. Lehetnek azonban olyan szempontok, amelyek szerint torzul a minta és amelyeket nem korrigál utólagos súlyozás. Valamennyi cég többlépcsõs, rétegezett, csoportos mintavételi tervvel dolgozik. Nagy vonalakban ez azt jelenti, hogy elõször kiválasztanak bizonyos településeket – ez az elsõ lépcsõ –, majd a kiválasztott településekrõl választják ki a megkérdezendõ személyeket. A rétegezés arra utal, hogy az ország településeit elõzetesen bizonyos szempontok szerint csoportokba osztják (szempontok általában: régió illetve megye; településtípus [például: fõváros/megyei jogú város/egyéb város/ község]; lakosságszám), majd az egyes csoportokból („rétegekbõl”) elõre meghatározott számú települést kisorsolnak. (Ez az eljárás – a rétegezés – garantálja, hogy az egyes településrétegek megfelelõ arányban jelenjenek meg a mintában.)20 Ezen belül többféle variáció lehetséges: A települések bekerülési valószínûsége: Egy-egy rétegen belül sorsolhatunk úgy a települések közül, (a) hogy mindannyiuknak egyforma az esélye a mintába kerülésre (ahogy lottóhúzáskor a 90 számnak); és sorsolhatunk például úgy, (b) hogy bekerülési esélyük lakosságszámukkal legyen arányos. Esetszámok felosztása a települések között: A vizsgált mintavételi eljárások mindegyikénél elõre rögzítik, hogy az egyes rétegekre (településkategóriákra) mekkora esetszám (hány megkérdezett) jut. Arra, hogy ezt az adott rétegbõl a mintába bekerült települések között hogyan osztják fel, többféle eljárás létezik: kérdezhetünk (A) minden bekerült településrõl ugyanannyi embert (mondjuk mindrõl tízet); vagy dönthetünk például úgy, (B) hogy a rétegre jutó esetszámot a mintába került települések között lakosságuk arányában osztjuk szét.

Gallup, 1998–2006 A cég a vizsgált idõszakban 22 rétegre osztotta a településeket: hét régióra és három településtípusra (megyei jogú város/város/falu); a huszonkettedik réteg a fõvárosi kerületek.21 Az adott régióba esõ megyei jogú városok kö20

A „csoportos” jelzõ pedig arra utal, hogy elsõ lépésben településeket (= csoportokat) választunk, s csak a kiválasztott településekrõl választunk személyeket. Nem csoportos lenne a mintavétel, ha a megkérdezetteket az összes választójoggal bíró személy közül sorsolnánk. Ez ellen az a szempont szól, hogy az így sorsolt alanyok nagyon sok településen laknának, emiatt a kérdezõbiztosoknak sokat kellene utazniuk (idõ, pénz). 21 Az egyes cégek mintavételi eljárásának részletesebb leírását lásd a függelékben.

90

KENDE GÁBOR

zül lakosságszámmal arányos valószínûséggel sorsolta ki a mintába kerülõket – (b) variáció; egy várost többször is kihúzhattak (visszatevéses sorsolás); minden egyes kiválasztás rögzített számú (általában 10) kérdezettet jelentett – (A).22 Más volt az eljárás a városok és a községek esetében: az adott régióba esõ, adott típusú települések valamennyien azonos eséllyel kerülhettek a mintába (a), és amelyik a mintába került, arról elõre rögzített számú – általában 10 – személyt kérdeztek (A). Ekkor azonban nincs mindenkinek egyforma esélye a mintába kerülésre: ez az eljárás a kisebb településen lakókat preferálja: Vegyünk például két falut; legyen Kiskukutyinnak ezer, Nagykukutyinnak tízezer – választójogosult – lakosa; tegyük fel még, hogy a rétegben összesen 5 falu van, és közülük egy kerülhet a mintába, továbbá, hogy ha egy falu bekerül a mintába, akkor 10 személyt kérdeznek meg lakosai közül. Ekkor a két településnek egyaránt 1/5 lesz a mintába kerülésre az esélye. Feltéve, hogy Kiskukutyin már bent van a mintában, Kiskukutyin egy adott lakosának 10/1000 esélye van, hogy bekerüljön a megkérdezett tízbe. Ugyanígy: Nagykukutyin egy adott lakosának, feltéve, hogy Nagykukutyin már bent van a mintában, 10/10 000 a bekerülésre az esélye. Ahhoz, hogy Kiskukutyin egy adott lakosa a kérdezettek közé kerüljön, kell az is, hogy Kiskukutyint kiválasszák, és az is, hogy utána Kiskukutyinról õt kiválasszák. Ennek megfelelõen mintába kerülési esélye így számítható: annak valószínûségét, hogy Kiskukutyin bekerül, megszorozzuk annak valószínûségével, hogy õ (az egyén) bekerül, feltéve hogy Kiskukutyin bekerült: 1/5 * 10/1000 = 10/5000. Nagykukutyin egy adott lakosának – hasonló logikával – 1/5 *10/10 000 = 10/50 000 = 1/5000 a bekerülésre az esélye.23 Így a mintavételi eljárásból adódóan a tizedakkora Kiskukutyin egy-egy lakosának tízszer akkora esélye lesz a mintába kerülésre, mint Nagykukutyin egyegy lakosának.

Ennél a mintavételi eljárásnál tehát jelentõs mértékben felülreprezentáltak lesznek – egy-egy rétegen belül – a kisebb települések.

91


3. táblázat Pártok támogatottsága az 1998-as országgyûlési választások elsõ fordulójának pártlistás szavazásán, településméret szerinti kategóriákban, Budapest nélkül Településméret, választójogosultak száma szerint

Fidesz

MSZP

FKGP

SZDSZ

MDF

MIÉP

0–500

16,06

16,77

12,61

3,00

1,88

1,80

501–1 000

14,73

16,10

10,00

2,89

1,69

1,96

1 001–2 000

13,16

15,51

9,46

2,70

1,45

2,00

2 001–5 000

13,31

15,28

8,96

3,10

1,60

2,17

5 001–10 000

14,10

15,85

8,48

3,59

1,72

2,61

10 001–20 000

15,56

18,11

7,53

4,39

1,49

3,08

20 001–50 000

17,12

18,97

6,68

4,91

1,77

2,92

50 001–100 000

18,38

19,77

6,47

5,14

1,18

2,41

18,45

19,86

5,71

4,22

1,74

3,27

100 000–

4. táblázat Pártok támogatottsága a 2002-es országgyûlési választások elsõ fordulójának pártlistás szavazásán, településméret szerinti kategóriákban, Budapest nélkül Településméret, választójogosultak száma szerint

Fidesz–MDF

MIÉP

MSZP

SZDSZ

0–100

42,66

2,59

22,87

2,68

100–500

36,65

2,03

24,12

2,16

501–1 000

32,99

2,17

24,74

2,12

1 001–2 000

29,98

2,22

25,50

2,25

2 001–5 000

28,90

2,45

26,07

2,55

5 001–10 000

28,98

2,69

27,20

2,83

10 001–20 000

28,15

2,95

30,14

3,88

20 001–50 000

28,58

2,83

30,92

4,11

50 001–100 000

28,57

2,51

32,03

4,23

28,75

2,60

32,40

3,58

22

Ez bevett, torzítást nem okozó eljárás – l. pl. Babbie (1995), 234–236. o. 23 Az itt alkalmazott ún. szorzási szabályról l. pl. Freedman (2005), 255–272. o.

100 000–

92

KENDE GÁBOR

Nézzük meg az 1998-as és a 2002-es országgyûlési választások elsõ fordulójának pártlistás szavazatait településméretenként, Budapest nélkül (Budapest kerületei nem szerepelnek a kérdéses sorsolásokban; 3. és 4. táblázat). Az MSZP 1998-ban és 2002-ben is népszerûbb a nagyobb településeken; ez az összefüggés mindkétszer monoton: mennél nagyobb településeket nézünk, annál nagyobb a támogatottság. Az összefüggés 2002-ben lényegesen erõsebb, mint 1998-ban. Ehhez hasonló, csak éppen ellentétes irányú összefüggést láthatunk 2002-ben a Fidesz–MDF támogatottsága és a településméret között: minél kisebb a településméret, annál magasabb a támogatottság.24 Az összefüggés itt is erõs. Ezzel szemben 1998-ban nincs ilyen egyértelmû (monoton) kapcsolatban a Fidesz támogatottsága a településmérettel, az összefüggés inkább U alakú görbével írható le: a nagyvárosokban és a legkisebb településeken van a népszerûség lokális maximuma – a városok közül a kicsikben és a falvak közül a nagyobbakban ennél kisebb a párt támogatottsága. 1998-ban tehát – amikor nem volt a két nagy párt népszerûségében településméret szerint jelentõs különbség – a minta településméret szerinti torzulása nem járt jelentõs hatással a rájuk vonatkozó mérési eredményekre. Viszont, mivel 2002-re a Fidesz–MDF sokkal népszerûbb lett a kisebb településeken – az MSZP pedig a nagyobb településeken –, kézenfekvõ, hogy Fidesz–MDF-támogató is aránylag sok – és MSZP-támogató aránylag kevés – kerülhetett a kisebb településeket túlreprezentáló mintákba. Összhangban áll ezzel a magyarázattal, hogy 1998–2002 között a Gallup mérési eredményei a két nagy párt viszonyát illetõen kevésbé különböztek a Szonda Ipsos és a Medián eredményeitõl, mint 2002–2006 között (A1. és A2. táblázat). Ha két részre bontjuk az 1998–2002-es idõszakot, láthatjuk, hogy az eltérés valóban a ciklus második felében erõsödött fel:

24

Ennek feltételezhetõ fõ oka, hogy a 2000 nyarától népszerûségébõl erõsen veszítõ Kisgazdapárt szavazóinak jelentõs része átpártol a Fideszhez. (Ezt alátámasztani látszik, hogy a Kisgazdapárt támogatottságának 1998-ban hasonlóan éles a településméret szerinti grádiense [meredeksége], mint 2002ben a Fidesz–MDF-é.)

93


5. táblázat Eltérések a Gallupnak illetve a Mediánnak és a Szondának a két nagy párt viszonyára vonatkozó eredményei között (MSZP/Fidesz a biztos szavazó pártválasztók között), az 1998–2002-es ciklus elsõ (I.: 1998. május–2000. augusztus), illetve második (II.: 2000. szeptember–2002. március) részében

Cégek és idõszak

Az eltérés szignifikanciája jellel

számmal


Gallup–Medián, I.

n. sz.

P = 0,078

6 : 15

Gallup–Szonda Ipsos, I.

n. sz.

P = 0,38

8 : 13

Gallup–Medián, II.

*

P = 0,0127

3 : 14

Gallup–Szonda Ipsos, II.

*

P = 0,019

4 : 15

Tárki, 2001. november A Tárki 1999 végéig a településeket kilenc, alapvetõen méret szerinti rétegre osztotta.25 (Más rétegezési szempont nem volt.) Egy-egy rétegbõl egyszerû véletlen mintavétellel, tehát az egyes településeknek egyforma valószínûségeket adva választott – (a) módszer. Ezután az egyes települések lélekszámával arányosan felosztotta a mintába került települések között az adott rétegre jutó, elõre meghatározott esetszámot – (B). Úgy tûnik, hogy az eljárás korrekt: a második lépésben tekintetbe veszi a településméretet, s így korrigálja az (aA) kombináció korábban ismertetett torzítását. Mégis, elvben, bajt okozhat. Bár a számolás bonyodalmasabb – részletek a lábjegyzetben –, a lényeg elég egyszerûen elmondható.

25

–1000, –2000, –5000, –10 000, –20 000, –50 000, –100 000, 100 000– és Budapest.

94

KENDE GÁBOR Képzeljünk el egy olyan réteget, mely csak néhány kicsi (mondjuk három darab 100 lakosú) és néhány nagy (mondjuk három darab 900 lakosú) településbõl áll. Tegyük fel, hogy ezek közül kell kiválasztanunk kettõt, majd lakosságarányosan felosztani a bekerültek között a rétegre esõ 10 fõs esetszámot. Elõfordulhat olyan eset, hogy csak kis települések kerülnek a mintába – ilyenkor a teljes esetszámon õk osztozhatnak, és aránytalanul „jól járnak”; a nagy települések lakói soha nem járnak ennyire jól – ezért ez az eljárás is a kis településeket „jutalmazza”.26

Az eljárás nem okozott jelentõs torzítást: méret szerint egymáshoz közeli települések voltak egy rétegben. 2000. januártól módosult az eljárás: a településeket 7 régióba és azon belül 4 méret szerinti kategóriába sorolták27, így alakultak ki a településrétegek. Az egyes rétegekbõl lakosságarányos valószínûséggel választottak települést, a bekerült települések mindegyikére ugyanakkora esetszám jutott (bA kombináció). Az eljárás standard, nem torzít. A 2001. novemberi extra (a szokásos 1500-as helyett 4500-as mintán készülõ) méréskor28 azonban, megtartva az új településrétegezési szisztémát, valamilyen okból visszatértek a korábbi településsorsolási és esetszámelosztási (aB) rendhez – de a 2000 elõtti helyzettel ellentétben most nagyon eltérõ méretû települések is kerülhettek egy-egy rétegben egymás mellé. Elõállt az (aB) kombináció elõnytelen viselkedéséhez szükséges másik feltétel is – rétegenként kevés település került a mintába (a Tárki felvételenként 70–100 településsel dolgozik; 28 rétegre számítva ez rétegen26

Maradva a példa számainál: a hat település közül 6*5/2 = 15 településpár választható ki, ezért bármely párnak 1/15 az esélye, hogy õ kerüljön a mintába. Egy kis település bekerülhet valamelyik másik kicsivel – összesen 2/15 eséllyel – vagy valamelyik naggyal együtt (erre 3/15 esélye van). Ha kicsivel kerül be, 5 fõ jut rá (a másik 5 a másik kicsire) – ilyen esetekben egy-egy lakosának 5/100 a bekerülési esélye. Ha naggyal együtt kerül be, 1 fõ jut rá (és 9 a nagyra) – ilyenkor egy-egy lakosának 1/100 a bekerülési esélye. Ez azt jelenti, hogy a kis települések minden egyes lakosának összesen 2/15*5/100+3/15*1/100 = 13/1500 = 130/15 000 esélye van a mintába kerülni. Ha egy nagy települést nézünk, az vagy valamelyik másik naggyal (erre 2/15 esélye van), vagy valamelyik kicsivel (3/15) együtt kerülhet be; elõzõ esetben 5-5 fõ jut rájuk – egy-egy lakosuk 5/1000-es feltételes kiválasztási valószínûséggel számolhat ilyenkor; utóbbi esetben 9 fõ jut rá – ilyenkor minden lakosának 9/1000 a feltételes bekerülési valószínûsége. Ez összesen 2/15*5/1000+3/15*9/1000 = 37/15 000 esélyt ad egy nagy település minden egyes lakosának arra, hogy a mintába kerüljön. (Az alkalmazott számítási módszerrrõl – a teljes valószínûség tételérõl – bõvebben lásd pl. Freedman, 273. skk.) Ebben a példában a kis települések lakóinak tehát három és félszer akkora az esélyük a mintába kerülésre. A bekerülési valószínûségek ilyen aránytalanságához kell egyrészt az, hogy egy-egy rétegbõl kevés települést válasszunk (ha sokat választanánk, arányosan kerülnének be kicsik és nagyok, ritka volna a kicsik vagy a nagyok jelentõs túlsúlya) – és ez nem irreális feltételezés. (20-30 településréteg nem kivételes; a szokásos településszám nem haladja meg felvételenként a 150-et: ez rétegenként 5-7 település.) Kell továbbá, hogy jelentõs eltérések legyenek az azonos rétegbe sorolt települések mérete között – 1999. decemberig láthatóan nem ez a helyzet. 27 A méretkategóriák ekkor: –5 ezer; 5–20 ezer; 20–100 ezer; 100 ezer fölött (Budapest is). A változtatás célja a mintarégiók reprezentativitásának biztosítása; a méretkategóriák számát csökkenteni kellett, hogy a rétegek száma kezelhetõ maradjon. 28 Az extra – az illetõ cégnél megszokottól méretében, gyorsaságában vagy másban különbözõ – mérés általában kockázatokkal jár. Lásd Tóth I. J. (2002b), 19. o.


95

ként 2-4 települést jelent). E nagy port kavart felmérésnél tehát a kis települések felé „húzott” a Tárki mintája – és az a mintázat is minden bizonnyal kialakult már eddigre, hogy a kisebb településeken jelentõsen magasabb volt a jobboldali pártszövetség támogatottsága. Valószínûleg ennek következtében mért a Tárki akkor olyan kiugróan magas Fidesz–MDFtámogatottságot.

Tárki, 2003–2006 2003 nyarától a Tárki változtat a mintavételi terven. Azóta – többszöri módosítással; ezekrõl a függelékben lesz szó – az alábbi logikát alkalmazza: bizonyos településeket rögzítetten beválaszt a mintába29; a maradékot rétegekre osztja (rétegezési szempontok: megye illetve régió, továbbá – nem mindig – a település típusa: város vagy község). Ezután mindegyik rétegbõl a (b) eljárás módosított változatával választ települést: lakosságukkal arányos valószínûségeket ad a településeknek; visszatevéssel húz, azaz egyazon település többször is kiválasztásra kerülhet; de ha ugyanazt a települést többször is kisorsolja, az esetszámok kiosztásakor akkor is csak egyszer veszi számításba. Ezután lakosságukkal arányosan felosztja a mintába bekerült települések között a rétegre jutó, elõre megállapított esetszámot (B). Ez az eljárás a Gallup által alkalmazott eljárással ellentétes irányban torzít: az – bizonyos kategóriákban – nem vette tekintetbe a települések méretét, és ezért a kisebb településeknek kedvezett; ez kétszer is tekintetbe veszi30, így a nagyobbak javára torzít. Kellõen szemléletes és egyszerû elemi számítást nem találtam, ezért számítógépes szimulációval vizsgáltam az eljárás mûködését abban a helyzetben, amikor egy-egy régió városai és falvai külön rétegben vannak. Például a dél-alföldi városokat egy olyan fiktív populáció helyettesítette, melyben két 50 ezres, négy 25 ezres, öt 20 ezres és húsz 5 ezres település volt31 – közülük kellett a gépnek 5 települést az ismertetett eljárással kiválasztania, majd a kiválasztott települések között a rétegre jutó esetszámot lakosságuk arányában felosztania. Ebben a fiktív helyzetben 25% helyett átlagosan 41% lett a mintákban a nagy (50 ezres) településekrõl származó emberek aránya – azaz 1,64-szorosan felül voltak reprezentálva. A huszonötezresek felülreprezentáltsága 12%-os volt (1,12-os szorzó), a húszezresek alulreprezentáltsága 8%-os (0,92-os 29

Az állandó tagok: Budapest, továbbá a megyeszékhelyek illetve a 80 ezer fõnél nagyobb települések. Lényegében (azaz körülbelül) a következõrõl van szó: ha azt a már többször említett módszert használnánk, hogy a települések közül lakosságukkal arányos valószínûséggel választunk, s ezután minden, a mintába beválasztott településrõl ugyanannyi esetet kérdezünk, akkor „jó” mintát kapnánk. Ehhez képest a nagyobb településekrõl több, a kisebbekrõl kevesebb embert kérdezünk. A nagy települések felül-, a kicsik alulreprezentáltak lesznek. 31 Az elképzelt régió városlakóinak 25-25%-a lakik az egyes – méret szerinti – várostípusokban. 30

96

KENDE GÁBOR szorzó); az 5 ezresek pedig valós részarányuknak mindössze 28%-ával voltak jelen a mintákban (25% helyett 7%-kal). Kedvezõbb a helyzet a Közép-Dunántúl falvai közül végzett mintavétel – szintén közelítõ – szimulációjánál. (Huszonöt 4 ezres, ötven 2 ezres és százötven 1 ezres település közül 4-et választottam.) A felsõ kategória felülreprezentáltsága 60%-os volt (1,60-as szorzó, 29% helyett 46%-os részarány), az alsó kategória alulreprezentáltsága 49%-os (0,51-os szorzó, 43% helyett 22%-os részarány).32

Tehát ebben az idõszakban a Tárkinál alulreprezentáltak voltak a kicsi – relatíve jobboldali – és felülreprezentáltak a nagy – relatíve baloldali – települések33. Feltehetõ – de további szempontok elemzése nélkül semmi esetre sem bizonyos –, hogy döntõen ez okozta az MSZP relatív túlsúlyát a Tárkinál. És vélhetõen ahhoz is hozzájárult, hogy ebben az idõszakban a Tárki mérje legmagasabbra az SZDSZ támogatását (4. táblázat és B3. táblázat).

Megjegyzés Két cég mintavételi tervében találtam olyan sajátosságokat, melyek egyes szisztematikus eltérések magyarázatául szolgálhatnak. Ebben azonban az is közrejátszhat, hogy a cégek mintavételi eljárásairól nem ugyanolyan mélységben jutottam ismeretekhez. A Gallup, a Szonda Ipsos és a Tárki munkatársai ismételten és készséggel rendelkezésemre álltak34, interjúk és utólagos telefonok során és e-mailekben is válaszoltak részletekbe menõ kérdéseimre. A Tárki ezenfelül a nyers adatokat is rendelkezésemre bocsátotta. Ezzel szemben a Mediánnál mindössze egyetlen interjút sikerült kieszközölnöm.

32

Nagyobbak az aránytalanságok – mert nagyobbak a rétegen belüli méretkülönbségek –, hogyha a városok és a községek nincsenek külön rétegben. 33 A torzítást korrigálhatná utólagos súlyozás, a vizsgált idõszakban azonban sem a Tárkinál, sem a Gallupnál nem szerepelt a súlyozás szempontjai között a település mérete, csak a település típusa (a Tárkinál: Budapest, város, község; a Gallupnál: Budapest, megyeszékhely, város, község). 34 Köszönettel tartozom a Gallup Magyarországtól Fischer Györgynek, Hideg Gergelynek és Zeke Júliának; a Mediántól Karácsony Gergelynek és Hann Endrének; a Szonda Ipsostól Mácsai Tamásnak, Sterk Péternek és Závecz Tibornak; a Tárkinál a cég vezetésének, továbbá Dencsõ Blankának, Fábián Zoltánnak, Sági Matildnak, Tarjányi Józsefnek, Urbán Ildikónak és Zsadányi-Nagy Csabának. Szakmai tanácsaikért Angelusz Róbertnek, Kabos Sándornak, Rudas Tamásnak és Tardos Róbertnek; az 1990–2002-es országgyûlési választások választóköri szintû adatainak rendelkezésemre bocsátásáért Rytkó Emíliának, az Országos Választási Iroda vezetõjének; adatainak az interneten való közzétételéért – s magukért az adatokért – Tóth István Jánosnak; továbbá – biztatásukért és erõsen igénybe vett türelmükért – a kötet szerkesztõinek.


97

TOVÁBBI KÉRDÉSEK A szisztematikus differenciákkal kapcsolatos kérdések egy részére tehát, talán magyarázatot adnak a mintavételi tervek – másik részükre viszont nem. Azt írtam például, hogy a Gallup azért mért – 2000-tõl erõsödõ mértékben – relatíve a Fidesz javára, mert (1) a kisgazdák szavazói ekkortól átáramlottak a Fideszhez, (2) a kisgazdák erõsebbek voltak a kistelepüléseken, és (3) a Gallup mintáiban valós súlyukhoz képest felülreprezentáltak voltak a kistelepülések. Ennek alapján – (2) és (3) miatt – azt várnánk, hogy a Gallup a kisgazdákat is a többi cégnél magasabbra mérje. De nem ez a helyzet – éppen az ellenkezõje igaz (B1. táblázat): 1998–2002 között a Gallup mindhárom másik cégnél alacsonyabb FKGP-támogatottságokat mér (az eltérés mindhárom összehasonlításban erõsen szignifikáns). Egy lehetséges ok az, hogy a Gallup nyitottan kérdez35 a pártpreferenciára: megkérdezi, hogy „Ön melyik pártra szavazna...?”, de nem teszi a kérdezett elé egy lapon a választható pártok felsorolását. Ez a módszer hátrányos a kisebb és ezért kevésbé ismert pártok36 számára: õk sok kérdezettnek nehezebben jutnak az eszébe. De a Gallup a szintén „jobbra mérõ” és szintén nyitottan kérdezõ Tárkihoz képest alacsony FKGP- és magas SZDSZ-támogatottságot mért – nem elégséges magyarázat tehát a kispárt-hatás: a Gallup nem egyszerûen azért nem látta a kisgazdapárti szavazókat, mert nyitottan kérdezett. Tisztán spekulációként felmerül, nem mûködik-e valamiféle „urbánus hatás”37 a Gallupnál, amitõl a kisgazda-rokonszenvek elbújnak, az SZDSZ irántiak pedig viszonylag könnyen megmutatkoznak a kérdezõ elõtt. Ha errõl gondolkozunk, figyelembe kell vennünk a 2002–2006-os idõszakot is, amikor a továbbra is nyitottan kérdezõ Gallup mérte a legtöbb MDF-támogatót, SZDSZ-esbõl viszont – ahogy a kistelepülés-túlsúly és a kispárt-hatás alapján eddig is várható lett volna – a legkevesebbet (B3., B5. táblázat). Ha tehát van „urbánus hatás”, akkor az az SZDSZ-rõl 2002-ben áttevõdött az MDF-re, mely ebben az évben valóban keresztülment egy urbánusként is jellemezhetõ fordulaton.

Kérdés azután, hogy 1998 és 2002 között miért csak a Fidesz támogatottságában mutakoztak szisztematikus differenciák, az MSZP-ében miért nem, és hogy mitõl változott meg ez a 2002–2006-os ciklus idején. Elképzelhetõ, hogy arról a gyakran emlegetett jelenségrõl van szó, hogy a szocialista szavazók fegyelmezettebbek – és hogy 2002 óta a Fidesz-szavazók is fegyelmezettek lettek. 35

Nyitott kérdéssel dolgozik még a Tárki; zárt kérdéssel a Szonda Ipsos és a Medián. A választások elõtt a Gallup és a Tárki is zártan kérdez. Kis párt ekkor a kisgazdákon kívül pl. az MDF és az SZDSZ. 37 Urbánuson nem a „népi” ellentétét, hanem a városias-polgárit értve. 36

98

KENDE GÁBOR

Az sem világos, mitõl húztak 1998 és 2002 között a Tárki mérései a Gallupéihoz hasonló mértékben jobbra. Felmerült (például Kolosi–Tóth 2002, Angelusz 2003), hogy a céget sújtó sajtóhadjárat következtében a kérdezettek egy része „bünteti” a Tárkit: nem válaszol a cég kérdezõbiztosainak. Ez kétféleképpen történhet: (a) nem engedik be, így a kérdezés el sem kezdõdhet, vagy (b) nem válaszolnak a pártpreferencia-kérdésekre. Az elõzõ lehetõségre utalna, ha a Tárkinál magas volna, vagy, fõként, ha a Tárkit érõ támadások idején megnõne a pótcímek aránya, azaz az összes elkészült kérdõíveken belül azoknak a kérdõíveknek az aránya, melyeket nem sikerült az eredetileg meghatározott címen lekérdezni. Az 1. grafikonon azonban azt látjuk, hogy a Tárki pótcímaránya általában alacsonyabb a Szondáénál, és nem nõ meg sem az 1999. tavaszi szerzõdéskötéseket, sem a nevezetes 2001. januári mérést követõen, amikor pedig növekszik, akkor a Szondánál is hasonló arányban növekszik38 – ez legalábbis nem támasztja alá az (a) verziót.

99


2. grafikon39 Nem válaszolók (nem válaszol + nem tudja + nem menne szavazni) 1998–2002, Gallup, Szonda Ipsos és Tárki Gallup

Szonda Ipsos

Tárki

50

45

40

35

30

1. grafikon

Szonda Ipsos

2002. 02.

2001. 11.

2001. 08.

2001. 05.

2001. 02.

2000. 11.

2000. 08.

2000. 05.

2000. 02.

1999. 11.

1999. 08.

1999. 05.

Pótcímarányok: pótcím/(fõcím + pótcím) Szonda Ipsos és a Tárki (1998–2002)

1999. 02.

1998. 09.

25

Tárki

A második lehetõségre az utalna, ha a Tárki a többi cégnél magasabb arányban találkozna válaszmegtagadással a pártpreferencia-kérdéseknél – és fõleg, ha ez az arány megnõne a támadások idején. Valóban, 1999 tavaszán megnõ a Tárkinál a nemválaszolók aránya és tartósan a másik két cégé fölött marad (l. 2. grafikon; a Medián nem közöl az összes megkérdezettre vonatkozó százalékokat). Nem látszik azonban romlás a 2001. januári, nagy vihart kavart mérések nyomán – mintha a közvélemény jobban megbocsátotta volna az egyszeri kiugró eredményt, mint az illemmel ellentétes – és tudomására jutott – kormánykapcsolatot.40

50 45 40 35 30 25

1998. 04. 1998. 09. 1998. 11. 1999. 04. 1999. 05. 1999. 06. 1999. 07. 1999. 09. 1999. 10 1999. 11. 2000. 01. 2000. 03. 2000. 05. 2000. 06. 2000. 07. 2000. 08. 2000. 09. 2000. 10. 2000. 11. 2001. 01. 2001. 02. 2001. 03. 2001. 04. 2001. 05. 2001. 06. 2001. 07. 2001. 08. 2001. 09. 2001. 10. 2001. 11. 2001. 12.

20

38

Kivéve a 2001 nyári idõszakot.

39 40

2000. április és július között a Gallupnál hiányzik ez az adat. Bonyolítja a képet, hogy az 1998-as választások után a Tárki kérdõíveiben egy darabig a pártpreferencia-kérdések nem közvetlenül követték a kérdezést nyitó demográfiai blokkot, hanem bizonyos, a politikától nem idegen – havonta változó – kérdések is közéjük ékelõdtek (pl.: anyagi helyzete most – és milyen lesz várhatóan?; és milyen lesz az ország anyagi helyzete 12 hónap múlva?; teendõk az országban stb.). Ez a „ráhangoló blokk” 1999 tavaszán kezdett fogyni, majd júniustól elmaradt – köze lehet ennek is a válaszmegtagadók arányának emelkedéséhez.

100

KENDE GÁBOR

Lehetségesnek tûnik ezek szerint, hogy a baloldali szavazók egy része eltûnt a cég elõl, és ez okozta a Fidesznek a többi céghez viszonyítva magas támogatottságát a Tárkinál.41 3. grafikon Nem válaszolók (nem válaszol + nem tudja + nem menne szavazni) 2001. július–2006. március, Gallup, Szonda Ipsos, Tárki Tárki

Gallup

Szonda Ipsos

50 45 40 35 30 25 20 2001. 07. 2001. 08. 2001. 09. 2001. 10. 2001. 11. 2001. 12. 2002. 01. 2002. 02. 2002. 03. 2002. 04. 2002. 05. 2002. 06. 2002. 07. 2002. 08. 2002. 09. 2002. 10. 2002. 11. 2002. 12. 2003. 01. 2003. 02. 2003. 03. 2003. 04. 2003. 05. 2003. 06. 2003. 07. 2003. 08. 2003. 08. 2003. 10. 2003. 11. 2003. 12. 2004. 01. 2004. 02. 2004. 03. 2004. 04. 2004. 05. 2004. 06. 2004. 07. 2004. 08. 2004. 09. 2004. 10. 2004. 11. 2004. 12. 2005. 01. 2005. 02. 2005. 03. 2005. 04. 2005. 05. 2005. 06. 2005. 07. 2005. 08. 2005. 09. 2005. 10. 2005. 11. 2005. 12. 2006. 01. 2006. 02. 2006. 03.

15

A Mediánnál mutatkozó viszonylag sok kisgazdapárti magyarázható a kispárt-hatással (a másik zártan kérdezõ cég – a Szonda Ipsos – is hasonló kisgazda-támogatottságot mutatott ki. Továbbra is kérdés viszont, mi okozhatta 1998 és 2002 között a Mediánnál a Szonda Ipsoshoz képest is igen magas SZDSZ-támogatottságot.

41

A Tárkinál rögtön a 2002-es választásokat követõen hirtelen csökkent – a másik két cégnél láthatónál nagyobb mértékben – a bizonytalanok aránya, és azóta többnyire a Gallup és a Szonda Ipsos értékei alatt marad (3. grafikon). Ez összeegyeztethetõnek tûnik azzal a feltevéssel, hogy a megkérdezettek egy része a választásokig azzal „büntette” volna a Tárkit, hogy nem válaszolt a pártpreferencia-kérdéseire. A csökkenés hirtelensége azonban azzal is összefüggésben lehet, hogy a választások után a pártpreferencia-blokkot egy ideig megint „hangulatba hozó” kérdések elõzték meg.


101

Hivatkozások Angelusz Róbert (2003), Mihalicz Csilla: Interjú Angelusz Róberttal, BUKSZ, 2003. tavasz, 64–73. o. Babbie, Earl (1995), A társadalomtudományi kutatás gyakorlata, Balassi Bogád Zoltán (2004), Az Index információi szerint komplikált közbeszerzési feltételekkel..., Index, 2004. február 18. Dobszay János (2002), A köz a kutatókról, HVG, 2002. március 2., 62. o. Freedman, David, Robert Pisani és Roger Purves (1998/2005): Statisztika, Typotex Gallup (2001), Négy közvélemény-kutató cég pártpreferencia-adatai 2001 januárjában. (http://www.gallup.hu/Gallup/release/ppref010201_hasonl.htm) Gallup (2002a), A közvélemény-kutatás fekete napja, (http://www.gallup.hu/Gallup/release/ppref020408.htm) Gallup (2002b), Két forduló között, (http://www.gallup.hu/Gallup/valasztas2002/hirlevel/hirlevel08.htm) Gallup (2002c), Négy nappal a végleges döntés elõtt, (http://www.gallup.hu/Gallup/valasztas2002/hirlevel/hirlevel09.htm) Gallup (2002d), Még egyszer a választási pártpreferenciák mérésének tanulságairól, (http://www.gallup.hu/Gallup/release/ppref020423.htm) HVG (2002), Részletek és ördögök (Módszertani különbségek), szerzõ nélkül, HVG, 2002. március 2., 60–61. o. Kolosi Tamás–Tóth István György (2002), Egy tévedés története, Társadalmi Riport, 2002, 339–367. o., Budapest, Tárki Marián Béla (2002), Fekete nap? A közvélemény-kutatók mellélövéseinek szakmai és politikai tanulságai, in Jel-kép, 2002/3., 3–15. o. Németh Renáta, Rudas Tamás (2002), Mintavétel a Leslie Kish-kulcs alkalmazásával, Statisztikai Szemle, 80. évf., 2002/4., 309–327. o. Nyilvánosság Klub (2001), Huncut közvélemény-kutatás, (http://www.nyilvanossagklub.hu/allasfoglalasok/allasfoglalas20011205.shtml) Schweitzer András (2002), Megalapozott téveszme, HVG, 2002. március 2., 61– 65. o. Spirk József (2002), A Medián és a Szonda Ipsos mér, Index, 2002. augusztus 26. Tóth István János (2002a), Szisztematikus eltérések a pártpreferencia-vizsgálatok eredményeiben, Társadalmi Riport, 2002, Budapest, Tárki 368–384. o. Tóth István János (2002b), „Melyik közvélemény-kutató intézetre szavazna Ön, ha most vasárnap lennének a választások?” (Közvélemény-kutatók és pártpreferenciák 1994–2002), Wargo, 2002. június.

102

KENDE GÁBOR

Függelék A vizsgált cégek által alkalmazott mintavételi eljárások részletesebb bemutatása42 A Gallup a vizsgált idõszakban huszonkét rétegre osztja a településeket: budapesti kerületek, továbbá a 7 régióból és 3 településtípusból (megyei jogú város/egyéb város/falu) adódó 21 kombináció. A megyei jogú városok sorsolása régiónként, lakosságarányos valószínûséggel, visszatevésesen történik, az esetszám településenként egyforma (bA); elõfordulhat, hogy egy települést kétszer is kisorsolnak – akkor e település esetszáma megkétszerezõdik. Az egyéb városok, illetve a községek közül régiónként, egyenlõ kiválasztási valószínûséggel sorsolnak; minden kiválasztott település ugyanakkora esetszámot kap (aA)43. A kiválasztott településeken egyszerû véletlen mintát vesznek a település háztartásai közül (ezt az teszi lehetõvé, hogy megvásárolták a KSH-tól a négyévenként felújított országos választói címjegyzéket). A kérdezõbiztos egy 50 címbõl álló listát kap, ezen kell sorban végighaladnia, míg össze nem gyûjti a számára elõírt esetszámot (általában 16).

42

Mind a négy cégnél a havi rendszerességû pártpreferencia-vizsgálatokat magukban foglaló omnibusz-vizsgálatokról van szó. 43 2006 során a Gallup módosított a mintavételi terven, hogy kiküszöbölje a kistelepüléseknek az ismertetett okból elõálló túlreprezentációját: a kisebb települések közül is elemszámmal arányos valószínûséggel választ.


103

A megkérdezendõ személy kiválasztása az adott háztartásban44 úgy történik, hogy elindulásakor a kérdezõ kézbe kap egy kvótatáblázatot, amely nem és életkor (korcsoport) szerint megadja, hogy melyik kategóriából hány fõt kell lekérdeznie; a címeken végighaladva úgy kell gazdálkodnia, hogy végül az általa kérdezettek összeállítása megfeleljen ennek a táblázatnak.45 (Az 50-es címlista és a Gallupnál általános háromnapos felvételhossz arra utal, hogy a fõcímeknek a HVG ismertetésében [HVG, 2002] említett háromszori felkeresése esetleg nem teljesül szigorúan.) Az utólagos súlyozásnál figyelembe vett változók: nem, életkor (7 kategória), településtípus, iskolai végzettség és régió. A Medián felmérésenként 120 tízfõs egységet (ún. USU, Ultimate Sampling Unit) kérdez; a településkiválasztásnál alkalmazott rétegezést illetõen nem jutottam információhoz. A településeket az egyes rétegekbõl elemszámmal arányos valószínûséggel, visszatevéssel végzik; a kiválasztott településeknek kiválasztásonként 10 fõs esetszámot adnak (bA). (E 44

Ha – mint itt – elvileg egy adott háztartásban minden felnõttnek egyforma esélye van arra, hogy õ legyen a kérdezett személy, és minden háztartásnak egyforma esélye van is arra, hogy a mintába kerüljön, akkor is fellép egyfajta, a háztartásméretbõl – pontosabban a háztartásban lakó felnõttek számából – adódó torzítás: aki egymaga lakik felnõttként egy háztartásban, az egymaga megkapja e háztartás teljes mintába kerülési valószínûségét; ahol két felnõtt lakik, ott ketten osztoznak ezen a valószínûségen: egyre 50%-nyi jut; ha valahol 5 felnõtt lakik közös háztartásban, rájuk fejenként csak 1/5-nyi bekerülési esély jut a „szinglikhez” képest. Ez azt jelenti, hogy – hacsak nem végzünk ebbõl a szempontból utólagos korrekciós súlyozást – sérül az a kiinduló feltétel, hogy minden felnõtt korú személynek egyforma a mintába kerülési valószínûsége: a felnõttként egyedül lakóknak kétszer akkora, mint a másodmagukkal lakóké, háromszor akkora, mint a harmadmagukkal lakóké stb. Mindez akkor nem jelent a felmérés szempontjából kockázatot, ha a vizsgált változók (konkrétan a mi esetünkben a pártpreferencia) szempontjából nincs különbség azok között, akik 1-, 2-, 3- vagy többfelnõttes háztartásban laknak. Ez azonban a pártpreferencia esetében sem magától értetõdõ. Ezzel együtt megállapítható, hogy ezt a fajta korrekciós súlyozást nem használja sem a Gallup, sem a Medián (mely szintén háztartásokat választ, majd onnan ún. Leslie Kish-féle kulccsal – mely garantálja, hogy a háztartás minden felnõtt lakójának ugyanakkora legyen a mintába kerülésre az esélye – személyeket), sem a Tárki (mely tipikusan pótcímeinél dolgozik háztartás-kiválasztással és ott a Leslie Kish-kulccsal). (Maga Kish, aki a legfõbb tekintély a mintavétel területén, szintén elengedhetõnek tartotta ezt a korrekciót; õ ezt azzal indokolta, hogy – az USA-ban akkor – a háztartások túlnyomó többségében, majdnem háromnegyedében két felnõtt lakott, további kb. 15%-uk volt egyfelnõttes, és mindössze 9%-ban lakott három felnõtt, s hogy ennek folytán a torzítás elhanyagolható [Németh–Rudas 2002]. Magyarországon kevésbé egyöntetûek a háztartások, több az egyfelnõttes [a KSH 1998-as adata szerint kb. 24%] és viszonylag sok a három- és többfelnõttes is [kb. 20%].) (Miért marad akkor el korrekciós súlyozás? Két lehetséges okot látok: (a) a sokfelnõttes háztartásokban lakó kérdezetteknek meglehetõsen nagy – 2 fölötti – súlyuk volna, a nagy súlyok pedig növelik az eredmények szórását; (b) az egyfelnõttes háztartásokban lakó kérdezetteknek adandó kicsi – 0,5 körüli – súly gazdaságossági szempontból jelenthet problémát: õket sem kerül kevesebbe megkeresni és lekérdezni, de „csak 50%-ot érnek”.) 45 A kvótás mozzanatok mindig bizonyos szabadságot adnak a kérdezõbiztosnak: valamilyen részben õ – nem pedig az elõre meghatározott mintavételi terv – szabja meg, ki kerül a mintába. Itt ez a szabadság meglehetõsen nagy: 50 címrõl kell összeszedni 10-16 megkérdezettet. Elképzelhetõ, hogy e szabadságnak köze van a korábbi spekulációban vélelmezett „urbánus torzításhoz”. (A kvótás mintavétel kockázatairól lásd pl. Freedman 2005, 379–388. o.)

104

KENDE GÁBOR

sorsolást valamelyest korrigálják: amikor egy kicsi, néhány száz fõs település három hónapon belül másodszor is a mintába kerül, olyankor másikat választanak helyette.) A kiválasztott településeken véletlen sétával választanak háztartásokat: a kérdezõbiztosnak egy elõre megadott kezdõcímrõl kell elindulnia (a kezdõcím meghatározásának módját illetõen nem rendelkezem információval46), majd innen meghatározott – de részletesen nem ismertetett – algoritmus szerint tovább haladnia. Ha bejut a kiválasztott háztartásba, az ott lakó felnõttek közül a Leslie Kish-féle kulcs alkalmazásával47 kell kiválasztania a megkérdezendõ személyt. (Nem világos azonban, hogy visszamegy-e a kérdezõ – a véletlen séta logikájával valamelyest ellenkezõ módon – a címre, ha a Kish-kulccsal kiválasztott személy az elsõ felkereséskor éppen nem tartózkodott otthon. Ha nem, akkor a minta jelentõsen torzulhat a könnyebben elérhetõ személyek irányában.) Az utólagos súlyozásnál figyelembe vett változók: nem, életkor, településtípus, iskolai végzettség. A Szonda Ipsos – bizonyos variációkkal – a következõ eljárást használja omnibusz-felvételeknél: megyénként és méretkategóriánként cellákba48 sorolja a városokat49, illetve a falvakat; mindegyik cellánál megállapítja, hány kérdezett jutna oda a szokásos 1500-as esetszámból; ezután elõre rögzített nagyságú – 9–16 fõs – „pakkokat” telepít a legsûrûbb (legnagyobb lakosságú, leginkább tipikusnak tekinthetõ) cellákba úgy, hogy a megyénkénti arányok és a méretkategóriánkénti arányok is stimmeljenek. Ily módon tehát kiválaszt bizonyos cellákat – ezek a cellák lesznek a településrétegek –, és egyúttal meghatározza az egyes cellákra – rétegekre – jutó esetszámot. A következõ lépésben mindegyik rétegbõl – kiválasztott cellából – kisorsol az oda jutó pakkok számának megfelelõ számú települést – ahány 46

Két lehetõség merült fel: utca és házszám kiválasztása a település telefonkönyvébõl, illetve kezdõpont kiválasztása a település térképérõl. Utóbbi eljárás, ha területarányos és véletlenszerû is, azzal a torzítással jár, hogy a sûrûn lakott területen (pl. lakótelep) lévõ háztartásoknak, akik egy adott területen – s a vele arányos bekerülési valószínûségen – sokadmagukkal osztoznak, lényegesen – akár tízszer – kisebb a mintába kerülési valószínûségük, mint a ritkásan lakott területen lévõ háztartásoknak. Mivel az alkalmazott módszerrõl nem rendelkezünk információval, nem tudhatjuk, fennáll-e ilyen kockázat. 47 Ennek megfelelõen az eltérõ méretû háztartásokban lakó egyéneknek itt is lényegesen eltérõ a mintába kerülési valószínûségük – következésképpen jelentõsen felülreprezentáltak azok, akik egyedüli felnõttek a maguk háztartásában (pl. „szinglik”, gyermeküket egyedül nevelõk, egyedül élõ nyugdíjasok), és jelentõsen alulreprezentáltak azok, akik 2-3 más felnõttel élnek közös háztartásban. 48 Pl. egy cellába kerülnek a Békés megyei 1000–1999 fõs települések. 49 Budapest és az 50 ezer fõnél nagyobb települések „örökös tagok”: nem vesznek részt a sorsolásban. A lakosságukkal arányos esetszámot kapnak. Az 50 ezer alatti megyeszékhelyek nem „örökös tagok”.


105

pakk, annyi település –, a településeknek a lakosságukkal arányos valószínûséget adva (bA kombináció, a kiválasztott cellákra szûkítve)50. 2000-ig ezután finomhangolás következett51 – ennek során országosan általában 4-5 települést sorsoltak újra. Az így kiválasztott településszettet átlagosan évenként váltják52 (a legkisebb településeket ennél gyakrabban cserélik). A kiválasztott települések megfelelõ korú lakosai közül egyszerû véletlen mintát vesznek (pontosabban: vásárolnak a BM Adatnyilvántartótól). Ha a megkérdezendõ személy (a „fõcím”) nem található otthon, akkor a kérdezõbiztos köteles õt legalább 2 egymást követõ napon legalább 3 napszakban felkeresni és pontosan adminisztrálni az egyes felkeresések eredményét; amennyiben így sem tud vele interjút készíteni, ki kell derítenie és pontosan rögzítenie kell a kudarc okát. A fõcím ilyen kiesése esetén kvótás pótcímet használnak: a kérdezettel azonos nemû és korcsoportú személyt kell találniuk a legközelebbi lakásban; ha ott nincs ilyen, akkor próbálkozhatnak a következõ lakásban. A Tárki, kettõs identitásának megfelelõen (közvélemény-kutató és társadalomtudományi kutatóintézet is) viszonylag gyakran változtat felméréseinek módszertanán: e módszereket is vizsgálja. Fõbb vonalakban a következõket állapíthatjuk meg. I.: 1999. decemberig kilenc méretalapú településréteggel dolgoztak – egy rétegen belül két település között legfeljebb két és félszeres méretbeli eltérés lehetett. A településeket, rétegenként, egyszerû véletlen mintavétellel – tehát egyenlõ valószínûségeket adva – választották; a rétegre jutó esetszámot a bekerült települések között lakosságuk arányában osztották szét (aB).

50

A Szonda Ipsos mintája tehát a definíció értelmében nem valószínûségi minta: a populáció némely tagjainak – azoknak, akik nem a választott cellákban laknak – egyáltalán nem ad esélyt a mintába kerülésre (a községekben lakóknál így kb. 36% a kiesõk aránya). Ez abban az esetben nem torzítja az eredményeket, ha a kiválasztott cellák – illetve a kiválasztott települések – nemcsak az ellenõrzött legfontosabb szempontok szerint, hanem az éppen mérni kívánt szempont szerint is tipikusak. 51 Lépései: (1) súlyozott fõkomponens-elemzés az ország településeirõl; ennek alapján kiválasztják a legjellemzõbb 8 fõkomponenst – ezek együtt a települések közötti variancia 80%-át magyarázzák –, majd (2) kiválasztják ezekbõl a bennük legnagyobb súllyal szereplõ eredeti változókat; (3) ellenõrzik a mintát: amely település a maga rétegének átlagától 1 szórásnyinál távolabbra esik, azt – egy véletlenszerûen kiválasztott másikra – kicserélik. (Leslie Kish-féle ún. „tükör-minta”) 52 A településlista rögzítésének elõnye, hogy a kérdezés gazdaságosabban – az aktuális településlistához hangolva – szervezhetõ, továbbá, hogy – némileg a „panel” felé elmozdulva – pontosabb idõbeli összehasonlításokat tesz lehetõvé: ha nem is ugyanazokat a személyeket, mindenesetre ugyanazokat a településeket vizsgáljuk hónapról hónapra. Esetleges hátránya az lehet, ha a sorsolás szeszélye folytán a kiválasztott településszett valamilyen szempontból nem tipikus – a mintavételi hibának ezt a komponensét egy egész éven át megõrzi, és így félrevezetõ lehet (egyszeri véletlen hiba tartós – szisztematikus – torzításként jelentkezhet).

106

KENDE GÁBOR

A kiválasztott települések megfelelõ korú lakosai közül egyszerû véletlen mintát vettek (pontosabban: vásároltak a BM Adatnyilvántartótól). Ha a megkérdezendõ személy nem található otthon, a kérdezõbiztos köteles õt legalább 3 egymást követõ napon legalább 3 napszakban felkeresni. Ha ezután sem sikerül a kérdezést elvégeznie, pótcímet véletlen sétával („szomszédos épület, azonos lakás”) választottak, az így kiválasztott háztartásból Kish-kulccsal választották ki a megkérdezendõ személyt.53 II.: 2000. januártól 2002 tavaszig: a településrétegek a 7 régió és a 4 méretkategória összes elõforduló kombinációi. A településeket rétegenként, lakosságarányos valószínûségekkel, visszatevésesen választják, minden kiválasztáshoz ugyanakkora – általában 12-es – esetszámot rendelnek (bA rendszer). Személyek kiválasztása és pótcímek: mint az I. idõszakban.54 III.: 2003 nyarától 2004. decemberig55: a települések között „örökös tagok” Budapest és a megyeszékhelyek. Rétegek megyénként: városok és községek56. Településválasztás lakossággal arányos valószínûséggel, visszatevéssel (csak azt tekintetbe véve, bekerült-e egyáltalán az adott település, azt nem, hogy egyszer vagy többször); esetszámok leosztása a bekerült települések között lakosságukkal arányosan (módosított bB szisztéma). Személyek kiválasztása mint I.–II. Pótcím: jobb szomszéd lakás, Kishkulcs.57 IV.a: 2005. januártól júliusig: „örökös tagok”, lakosságarányos esetszámokkal: Budapest és a kiemelt – 80 ezer feletti lakosságú – városok. A településrétegek a régiók; a települések kisorsolásakor a régióba tartozó városok és községek együtt vesznek részt, lakosságukkal arányos valószínûséggel, visszatevéssel (az eljárás megfelel a III.-nál ismertetettnek); az adott régióra és az adott településtípusra jutó esetszámot lakosságukkal arányosan osztják fel az innen a mintába bekerült települések között


107

(módosított bB rendszer). A kiválasztott településlistát rögzítik és fél évig használják. A személyek kiválasztásához a BM Adatnyilvántartótól vásárolnak listát (ez megadja a személyek nevét és születési dátumát). Pótcím nincs, csökkenõ mintával dolgoznak: a cég több címet vásárol, mint amennyit valójában le akar kérdezni (a településenkénti esetszámot úgy kapja, hogy a szándéka szerinti esetszámokat felszorozza egy, a kiesõk várható arányát tekintetbe vevõ korrekciós szorzóval). IV.b: 2005. szeptembertõl: mint IV.a, de minden régióban külön sorsoláson vesznek részt a városok és külön sorsoláson a falvak.58

53

Kivételek ebben az idõszakban 1999. január, február és március, amikor a felmérések ún. csökkenõ mintán készültek: a kérdezõbiztos egyetlen címlistát kap, ezt kell végigkérdeznie; pótcímzés nincsen; viszont a cég több címet vásárol, mint amennyit valójában le akar kérdezni: a szándéka szerinti esetszámokat felszorozza egy, a kiesõk várható arányát tekintetbe vevõ korrekciós szorzóval. 54 Kivételek: 2000. február és április: véletlen séta, kezdõpont a telefonkönyvbõl véletlenszerûen kiválasztott helyen talált utcanév és házszám, személykiválasztás a háztartásban Kish-kulccsal; 2001. október: a minta egyharmada pótkérdezéssel (fõcímtõl balra lévõ lakás, személy kiválasztása születésnap-módszerrel: a háztartásban lakó felnõttek közül azt kérdezzük, akinek legközelebb esik a születésnapja a kérdezés dátumához; 2001. novemberi 4500-as nagy felmérés, továbbá a 2002. február és március havi felvételek: kiválasztás és esetszám-felosztás az (aB) szisztéma szerint. 55 A közreesõ hónapokban alkalmazott módszer(ek)rõl nincs egyértelmû információm. 56 A települések között nem szerepelnek az 500 fõ alattiak. Ilyeneken él a lakosság kb. 2,5%-a. Ez áll IV.-re is. 57 Kivétel: 2004. szeptember, csökkenõ mintás.

58

A Tárkiban jelenleg is folynak megbeszélések a mintavétel módszerének esetleges módosításáról.

Kende Gábor: Pártpreferencia-vizsgálatok szisztematikus eltérések és mintavételi módszerek

Recommend Documents