Arhive lunare: martie 2017

Satisfacția cu viața și migrația de retur

Bogdan Voicu

Într-un articol din urmă cu trei ani, am arătat împreună cu Marian Vasile cum culturile satisfacției cu viața se conservă (și) în urma migrației. Cu alte cuvinte, dacă te naști într-o cultură satisfacției mai reduse cu viața și internalizezi valorile acesteia, iar mai apoi migrezi undeva unde oamenii sunt mai fericiți, vei tinde să fii mai nefericit decât media celor asemănători ție. Reproduci astfel pattern-urile de a fi satisfăcut cu viața din țara de origine.

Pe de altă parte, prin expunerea la normele sociale din țara de destinație, preiei din cultura locului și tinzi a deveni mai fericit. Este unul dintre motivele pentru care emigranții sunt de regulă mai mulțumiți cu viața lor față de cei rămași acasă (detalii mai multe în Bogdan Voicu, Marian Vasile. 2014. Do “Cultures of Life Satisfaction” Travel? A Cross-European Study of Immigrants, Current Sociology 62(1): 81-99. Sau, pe scurt, pe pagina Grupului Românesc pentru Studiul Valorilor Sociale).

Ce-ar fi să ne uităm însă la migranții de retur? Adică la cei care au plecat din țară, au locuit o vreme în străinătate și apoi s-au întors.

Pe de o parte, dacă ne referim strict la România, ecuația ar trebui să fie simplă: cei ce pleacă sunt de regulă mai educați, mai avuți și mai tineri în comparație cu cei care nu o fac. Este vorba despre o selecție pozitivă întâlnită în orice migrație. Adică sunt din start un pic mai satisfăcuți. România are o cultură a satisfacției cu viața mai degrabă redusă. Prin urmare, emigranții români ajung într-o țară de destinație unde sunt expuși la norme sociale ce te încurajează a fi un pic mai fericit.

Dar mai apoi, din imigranți devin migranți de retur. Revenirea este una în care de regulă operează selecția negativă: se întorc cei care nu reușesc dintr-un motiv sau altul în țara de destinație. Evident, există excepții, mai ales într-o migrație internațională masivă așa cum este cea românească, dar hai să ne uităm mai degrabă la medie. Aici se încurcă lucrurile: erau probabil mai fericiți decât media, este probabil să fi devenit și mai fericiți, dar se întorc pentru că au eșuat. Sunt ei mai fericiți sau nu decât conaționalii lor ce nu au plecat vreodată?

Cifrele de mai jos provin din valul din ianuarie 2017 al Romanian Election Studies. Am intervievat un eșantion probabilistic de 1106 români. 298 dintre ei aveau experiență de migrație internațională. 320 au ¨mulți¨ sau ¨foarte mulți¨ prieteni sau rude în afara țării. Nu am intrat încă în mai multe detalii, dar iată cum arată satisfacția cu viața a celor trei categorii (vezi grafic). Cei care au revenit sunt mai satisfăcuți de viața lor (relația este semnificativă statistică; cu alte cuvinte, dacă intervievam toată populația adultă a României observam o diferență între cei reveniți și cei ce nu au plecat vreodată). Similar, cei care au ¨foarte puțini¨ prieteni plecați sunt mai nefericiți, dar aceasta poate fi un efect al faptului că nu au prieteni.

lifesat & mig

Dacă eliminăm diferențele date de educație, de gender și de vârstă (prin analiză de regresie), lucrurile rămân neschimbate. Migranții de retur sunt mai satisfăcuți cu viața decât restul, chiar dacă diferența se micșorează.

O interpretare simplă poate fi legată de un zâmbet frumos, de o voce zglobie: Nu contează prea mult cât ai stat în afara României. Se pare că te întorci cu zâmbetul pe buze și, fie că ești superficial sau nu, îi poți schimba pe ceilalți. Sau măcar pe tine.

Redevenind serioși, acestea sunt momentan doar rezultate preliminare. Echipa noastră are subiectul în lucru și va reveni în curând cu mai multe detalii. Până atunci, vă urăm să aveți o Zi a Fericirii … fericită!

 

 

++++++++++++++

Acest text apare simultan pe pagina ICCV, ca parte a sărbătoririi Zilei Mondiale a Fericirii, și pe site-ul Romanian Election Studies, ca parte a prezentării rezultatelor cercetării din 2017.

Seria de postări dedicate de ICCV Zilei Fericirii mai include:

Reclame

Comentarii închise la Satisfacția cu viața și migrația de retur

Din categoria Activități/Activities

Ancheta „Alegerile Parlamentare 2016” – alegerile și satisfacția cu viața –

Bogdan Voicu

Obiectiv
V-ați întrebat ce se petrece cu satisfacția cu viața după alegeri? Cine este mai satisfăcut? Electorul cărui partid? Aceasta este întrebarea la care răspunde acest text.

Foarte pe scurt
După alegeri, satisfacția cu viața nu se schimbă în mod diferit pentru un partid sau altul. Doar la prezidențiale, nucleul de votanți din turul I al candidatului câștigător sunt la final mai fericiți. Alegerile 2016 nu au adus nimic nou din acest punct de vedere.

Context
Bazele de date produse de către Romanian Elections Studies (RES) oferă informații abundente despre ce s-a petrecut înainte, în timpul și după alegerile legislative sau prezidențiale din 2009, 2012, 2014 și 2016. Ce e drept, bogăția informațională scade pe măsură ce finanțarea a fost mai firavă. Datele sunt descrise în acest site și sunt prezentate în seria de postări din care face parte și acest text. Așa cum spuneam, în centrul atenției acestei postări este satisfacția cu viața.

Să notăm mai întâi de toate cinci lucruri simple:

  1. Satisfacția cu viața depinde de educație, vârstă și venit, prin urmare este util să eliminăm efectul acestora dacă vrem să comparăm între electorii diferitelor partide.
  2. Imediat după alegeri, satisfacția cu viața crește.
  3. Vom compara partidele în timp, dar să reținem că de fapt UDMR și PSD reprezintă singurele constante ale acestor ani, dar și acestea sunt parțiale (PSD candidează în 2012 în cadrul USL, iar candidații UDMR la prezidențiale adună puține voturi). Practic doar evoluția votanților PSD și UDMR poate fi cu adevărat observată.
  4. Eșantioanele cu care lucrăm nu sunt foarte mari, deci putem lua în calcul doar partidele cu ceva mai mulți votanți. Spre exemplu, pentru momentul ianuarie 2017, putem compara pe cei care spun că nu au votat deloc, cu votanții PSD, cu cei ai PNL, USR, ALDE și UDMR. Chiar și așa, estimarea pe care o facem pentru partidele mici (USR, ALDE, UDMR) este mai imprecisă.
  5. În cele urmează nu discut despre cauzalitate. Pur și simplu notez simple asocieri între nivelul de satisfacție și preferința de vot.

Cum vom face?
Dar să pornim la drum. Ne uităm mai întâi la situația din 2017, apoi vedem dacă apar diferențe între electori când eliminăm efectul educației și vârstei, apoi comparăm cu ce s-a petrecut după restul alegerilor amintite.

Ianuarie 2017 (după alegerile din decembrie 2016): un pic de metodologie
Satisfacția cu viața este înregistrată standard în toate sondajele la care fac referire. Respondenții sunt rugați să evalueze cât de mulțumiți sunt cu propria viață folosind o scală de la 0 la 10. Folosind scale similare, știm deja că românii dezvoltă o cultură peste mijlocul teoretic al scalei, dar mai puțin satisfăcută decât majoritatea țărilor europene. Mai știm despre culturile satisfacției că sunt constante în timp: se schimbă foarte greu, și cunosc variații mici de moment în cazul unor evenimente societale majore, precum alegerile.

figura 1

Primul grafic ne arată cât de satisfăcuți cu propria viață erau românii în ianuarie 2017, în funcție de cum votaseră la alegerile parlamentare. Votanții PSD sunt cei ce au votat PSD cel puțin odată (fie la Senat, fie la Camera Deputaților). La fel am procedat și pentru celelalte partide. În fapt, pentru fiecare dintre ele, cel puțin 9 din 10 votanți le sunt fideli și la Deputați, și la Senat. Sunt prea puțini cei ce au declarat o combinație de voturi, prin urmare nu am putut să deriv statistici distincte pentru aceștia.

Categoria ultimă din grafic, cea a celor ce nu au votat, este cea mai numeroasă și mai ușor de definit: este alcătuită din cei ce nu au mers la vot deloc. Media satisfacției acestora era în ianuarie 6,56. Adică cu un punct și jumătate peste mijlocul de scală (5,00), dar destul de departe de maximul scalei (10,00). Media este cea trasată cu linie neagră îngroșată. O intersectează o bară verticală subțire care reprezintă intervalul de încredere în care ne așteptăm ca, dacă repetăm sondajul de 100 de ori, să regăsim media de minim 95 de ori. Să observăm că intervalul acesta de încredere este mai îngust pentru cei ce nu au mers la vot decât pentru votanții USR, spre exemplu. Explicația este simplă: votanții USR fiind mai puțini în eșantion, dar și mai neomogeni, precizia estimării este mai mică. Cu alte cuvinte, lungimea acelei bare verticale indică precizia măsurării. Pentru USR, media satisfacției cu viața a votanților era în ianuarie undeva între 5,6 și 7,4. Pentru non-votanți, aceeași medie este între 6,3 și 6,8. Dacă barele verticale acoperă același interval (se suprapun), atunci nu putem spune că sunt diferențe de satisfacție cu viața între categoriile de votanți.

La momentul ianuarie 2017, observăm o singură diferență semnificativă garantată cu o probabilitate de 95%: cei ce votaseră PSD erau sigur mai nesatisfăcuți, în medie, decât cei ce votaseră UDMR. În rest, nu se observă vreo diferență între respondenți în funcție de partidul votat.

Ianuarie 2017 (după alegerile din 2016): dincolo de simpla medie
Dar diferențele pot fi mascate de influența educației, venitului, vârstei sau a genului. Am eliminat efectele acestora printr-o metodă simplă, numită analiză de regresie liniară. Fără a intra în detalii despre aceasta, voi puncta doar faptul că nu sunt diferențe de satisfacție intre votanți nici după ce luăm în considerare diferențele date de educație, gen, vârstă, dimensiunea gospodăriei, număr de copii din gospodărie și venit.

A fost vreodată altfel?
Hai să o luăm pe rând:
2014, după prezidențiale. Cei ce au votat în turul al doilea Ponta și cei ce au votat în turul 2 Iohannis nu sunt semnificativ mai satisfăcuți decât cei ce nu au votat în turul 2. Dacă eliminăm efectele educației și ale celorlalte caracteristici menționate mai sus, lucrurile se schimbă. Și votanții Ponta, și cei Iohannis sunt semnificativ mai satisfăcuți. Diferența dispare însă dacă luăm în considerare doar votul din primul tur. Cu alte cuvinte: există o asociere pozitivă, care crește cu jumătate de punct satisfacția celor ce au votat în turul 2, indiferent cu cine au făcut-o.
2012, după parlamentare. Votanții UDMR erau atunci semnificativ mai nesatisfăcuți decât cei ai USL, decât cei ai ARD și față de cei ce nu se prezentaseră la vot. Decalajul se menține și după ce eliminăm diferențele date de gen, vârstă șamd.
2009, după prezidențiale. Relativ la turul I, votanții pro-Băsescu erau semnificativ mai satisfăcuți decât cei ce votaseră cu Geoană sau alt candidat în afara lui Băsescu sau Antonescu. Cei ce au votat în turul 2 cu Băsescu erau mai satisfăcuți în comparație cu cei ce au votat în turul doi cu Geoană. După ce elimină influența statusului socio-demografic, raportându-ne la turul II, votanții lui Geoană rămân cu 0,3 puncte mai nesatisfăcuți decât cei ai lui Băsescu și cu 0,5 puncte mai nesatisfăcuți decât cei ce nu au votat. Cei ce au votat în turul I cu Băsescu sunt cu mai bine de jumătate de punct mai satisfăcuți decât cei ce nu au votat în turul I și cu aproape un punct mai satisfăcuți decât cei ce au votat în turul respectiv cu Geoană.

Prima concluzie: alegerile prezidențiale sunt într-adevăr mai dinamice
Alegerile parlamentare sunt marcate de diferențe mai mici în satisfacția cu viața a variilor grupuri de electori. În schimb, la prezidențiale, după al doilea tur, satisfacția cu viața a celor ce votează în primul tur cu câștigătorul este superioară satisfacției cu viața a celor ce votează cu perdantul. Iar acest lucru se petrece în condițiile în care cercetări anterioare au arătat că satisfacția cu viața crește în medie după alegerile prezidențiale atât pentru electorii candidatului victorios, cât și pentru cei ai perdantului, același lucru petrecându-se și în cazul celor ce nu au votat.

A doua concluzie: Efectul de partid?
Efectul avut de votul pentru PSD sau pentru candidatul său nu diferă semnificativ de la o alegere la alta. Ne-o spune figura de mai jos, unde am redat coeficienții de regresie nestandardizați, din modele în care am controlat doar pentru socio-demografice și pentru votul pro-PSD. Ca să nu vă bateți capul cu coeficienții, vă spun direct interpretarea: indiferent dacă PSD a câștigat sau pierdut, indiferent dacă e vorba de prezidențiale sau de parlamentare, la câteva săptămâni după alegeri, satisfacția cu viața a electorilor PSD comparată cu cea a restului țării se află cam la același nivel. La fel se petrec probabil lucrurile cu electorii oricărui partid (doar că nu avem suficientă informație pentru a reda o serie atât de lungă ca în cazul PSD). O astfel de concluzie nu o contrazice pe prima, ci doar o precizează: apartenența politică nu contează.

figura 2

Dar non-votanții?
Ei bine, nu doar electorii nu se schimbă, dar nici non-votanții nu sunt diferiți de la o alegere la alta. Figura de mai jos este echivalentă celei anterioare, doar că i-am luat în calcul pe cei care nu exprimă un vot. Ei sunt uneori mai mulți, alteori mai puțini, dar și intervalele lor de încredere (liniile acelea verticale) se suprapun. Să remarcăm doar în treacăt faptul că cei ce nu au votat la al doilea tur în 2014 erau până la urmă mai satisfăcuți decât media. Poate fi un efect dat de mulțumirea față de rezultat sau de mulțumirea că nu au fost la vot. Sau pur și simplu erau mai mulțumiți dinaintea votului. Este un subiect pe care însă absența finanțării nu ne permite să îl abordăm.

figura 3

Implicații
Am vorbit până acum de lucruri complet nespectaculoase: nimic nu se schimbă. Aceasta nu este o știre pentru mass-media. Dar constituie un rezultat important în sine: oamenii nu sunt atât de captivați de politică, iar evenimente majore precum alegerile nu le modifică satisfacția foarte tare în funcție de vot. Nu contează aproape deloc partidul. În cazul prezidențialelor, este important cine câștigă, dar mai ales pentru cei care au votat cu câștigătorul încă din primul tur. Și pare a fi contat în 2014 pentru cei care nu au votat.
De astă dată nu am mai avut date, așa cum am avut în 2009, despre ce s-a schimbat între tururi. Atunci am arătat că de fapt oamenii au fost mai satisfăcuți indiferent dacă și cu cine au votat. Satisfacția le-a crescut după ce alegerile s-au încheiat. Din acest punct de vedere ar putea fi important să vedem ce s-a petrecut cu electorii PSD și cu cei anti-PSD după manifestațiile din februarie 2017.
Până una alta să reținem ideea că alegerile din 2016 nu au adus cu ele nimic deosebit din punct de vedere al schimbărilor la nivelul satisfacției cu viața.

Comentarii închise la Ancheta „Alegerile Parlamentare 2016” – alegerile și satisfacția cu viața –

Din categoria Activități/Activities

Ancheta „Alegerile Parlamentare 2016” – opinii despre legalizarea căsătoriei între persoane de același sex –

Mircea Comșa & Camil Postelnicu

Una din temele campaniei electorale care a precedat alegerile parlamentare din decembrie 2016 a fost legată de ideea unui referendum privind definirea explicită a familiei – chiar în cuprinsul Constituției -, ca uniunea dintre un bărbat și o femeie. În dezbaterea publică, alimentată și de existența campaniei de strângere de semnături de către Coaliția pentru Familie, unele dintre partide s-au poziționat clar și ferm, altele au avut poziții mai degrabă nuanțate sau fluctuante. Luând în considerare acest context, în cadrul anchetei post-electorale realizate, cu ocazia alegerilor parlamentare din 2016, prin programul Studii Electorale Românești (SER), ne-am propus să aflăm cum se poziționează electoratul cu privire la instituționalizarea căsătoriei între persoane de același sex.

Deoarece avem de a face cu o temă sensibilă, este de așteptat ca efectul dezirabilității sociale asupra răspunsurilor obținute prin utilizarea unei întrebări directe să fie destul de consistent. Astfel că, pentru a reduce distorsiunea produsă de dezirabilitate, am folosit în același chestionar și o întrebare indirectă – mai precis am aplicat tehnica „încrucișării răspunsurilor” (crosswise model). O descriere sumară a procedurilor specifice poate fi găsită aici.

Caseta 1: Întrebările folosite în chestionar


Întrebare directă (DEC)
Sunteți de acord ca legea din România să permită căsătoria între persoane de același sex? (Da/Nu)

Întrebare crosswise (EST)
O să vă citesc două afirmații. Vă rog să vă gândiți la acestea și să răspundeți în gând la fiecare afirmație cu DA sau NU. Afirmațiile sunt următoarele:
[CITEȘTE ȘI ARATĂ CARTELA]
·         M-am născut iarna (în una din lunile Decembrie, Ianuarie sau Februarie).
·         Sunt de acord ca legea din România să permită căsătoria între persoane de același sex.
Vă rog să alegeți una dintre următoarele două variante de răspuns:
– dacă răspunsul dvs. este fie NU pentru amândouă afirmațiile, fie DA pentru amândouă, răspundeți cu varianta „LA FEL”;
– dacă răspunsul dvs. este DA în cazul unei afirmații și NU la cealaltă, răspundeți cu varianta „DIFERIT”.
Răspunzând în acest fel nimeni nu poate ști ce ați răspuns dvs. la fiecare afirmație în parte.


Conform rezultatelor obținute, la nivel declarativ (atunci când răspund la întrebarea directă), aproximativ 13% dintre respondenți sunt de părere că legea ar trebui să permită căsătoria între persoane de același sex. Ce se întâmplă, însă, când subiecții au posibilitatea de a-și dezvălui atitudinea „reală” față de această temă, fără a fi nevoiți să o exprime (verbal) în fața unei alte persoane? Cu alte cuvinte, ce cred, de fapt, persoanele intervievate în privința acceptării prin lege a căsătoriilor între persoane de același sex? Există vreo diferență între atitudinea   respondenților și ceea ce exprimă ei declarativ? Rezultatele obținute prin folosirea tehnicii „încrucișării răspunsurilor” indică faptul că, atunci când există posibilitatea ca respondenții să dea un răspuns pe care nu trebuie să-l verbalizeze și care nici nu poate fi identificat de operatorul de interviu, ponderea celor care sunt de acord ca legea să permită căsătoria între persoane de același sex crește la aproximativ 26%. Astfel, se constată că estimarea produsă prin întrebarea directă este distorsionată (biased) în jos cu aproximativ 13 punte procentuale.

Ponderea celor care consideră că legea trebuie să permită căsătoria între persoane de același sex (1)
fa1
Datele reprezintă procente; linia verticală asociată unei valori indică precizia estimării (în ce interval se situează estimarea respectivă în populație, cu o probabilitate de 95%). Dacă două linii se suprapun ca interval de variație, atunci estimările corespunzătoare nu diferă semnificativ statistic una de cealaltă.
DEC = declarații (răspunsuri la întrebarea directă), EST = estimare pe baza tehnicii încrucișării răspunsurilor, corectată.
Sursa datelor: SER 2016.

Așa cum se observă în graficele de mai jos, unele dintre diferențele ce apar la nivelul sub-populațiilor nu sunt semnificative statistic pentru pragul de 95% (volumul întregului eșantion a fost de doar 1106 persoane). Alte diferențe, însă, sunt semnificative statistic. Astfel, ponderea celor care consideră că legea ar trebui să permită căsătoria între persoane de același sex este mai mare în urban decât în rural (mai ales în urbanul mare) și scade odată cu creșterea vârstei respondenților. Rezultatele arată, pe de altă parte, că proporția persoanelor a căror atitudine este de susținere a căsătoriilor între persoane de același sex nu diferă în funcție de regiune sau de ponderea votului pro-PSD la nivelul secției de vot (calculată pentru alegerile locale din 2016). Comparând categoriile de populație luate în considerare, se observă că mărimea distorsiunii este în general constantă, cu unele excepții excepții (distorsiunea scade pe măsură ce crește nivelul de educație și este mai mare în Muntenia).

Ponderea celor care consideră că legea trebuie să permită căsătoria între persoane de același sex (2)
fa2
Datele reprezintă procente; linia verticală asociată unei valori indică precizia estimării (în ce interval se situează estimarea respectivă în populație, cu o probabilitate de 95%). Dacă două linii se suprapun ca interval de variație, atunci estimările corespunzătoare nu diferă semnificativ statistic una de cealaltă.
DEC = declarații (răspunsuri la întrebarea directă), EST = estimare pe baza tehnicii încrucișării răspunsurilor, corectată, SV = secțiile de vot.
Sursa datelor: SER 2016.

Caseta 2: Exemplu de interpretare a graficelor


Dacă se compară liniile verticale (ce reprezintă intervalele de confidență) corespunzătoare categoriei DEC cu cele corespunzătoare categoriei EST în interiorul unei categorii de vârstă (oricare), se observă că niciunul din capetele unei linii nu se suprapune cu vreunul dintre capetele altei linii. Astfel, estimările rezultate din modelul crosswise (EST) diferă semnificativ statistic de valorile rezultate din declarații (DEC). Diferențele apărute reprezintă distorsiuni produse preponderent de dezirabilitatea socială. Așadar, atunci când nu sunt puși în situația de a declara (verbal) acest lucru, o pondere mai mare a respondenților, în interiorul fiecărei categorii de vârstă, indică faptul că sunt de acord ca legea să permită căsătoria între persoane de același sex.

Dacă se compară liniile verticale corespunzătoare categoriei DEC între categoriile de vârstă, se observă că acestea nu se suprapun. Astfel, valorile procentuale diferă semnificativ statistic între categoriile de vârstă în ceea ce privește ponderea celor care declară că sunt de acord că legea ar trebui să permită căsătoriile între persoane de același sex (acordul declarat scade odată cu vârsta). Dacă se compară liniile verticale corespunzătoare categoriei EST între categoriile de vârstă, se observă că acestea se suprapun pentru 35-59, respectiv 60+, însă nu și pentru categoria de vârstă 18-34. Astfel, valorile procentuale diferă semnificativ statistic între tineri (18-34) și celelalte două categorii (însă nu și între categoriile 35-59 și 60+) în ceea ce privește ponderea celor care au o atitudine pozitivă față de căsătoriile între persoane de același sex – în contextul în care nu este nevoie să o verbalizeze. Acest lucru se datorează efectului mai accentuat al dezirabilității sociale la seniori în privința acestei teme sensibile).


Notă: Datele provin din ancheta post-electorală derulată cu ocazia alegerilor parlamentare din decembrie 2016 în cadrul programului Studii Electorale Românești (SER) și au fost culese prin metoda TAPI (cu operatori de anchetă, la domiciliul respondenților, folosind tableta) pe un eșantion de 1106 persoane selectate aleatoriu din listele electorale. Eșantionul folosit este reprezentativ la nivel național pentru populația adultă neinstituționalizată. Eroarea și nivelul de încredere sunt precizate, pentru fiecare valoare procentuală, în grafice, respectiv în textele însoțitoare. Colectarea datelor a fost realizată de către CCSAS, folosind metodologia și instrumentele întocmite de către echipa proiectului SER.

Comentarii închise la Ancheta „Alegerile Parlamentare 2016” – opinii despre legalizarea căsătoriei între persoane de același sex –

Din categoria Activități/Activities

Alegerile Parlamentare 2016 – intimidarea alegătorilor –

Mircea Comșa & Camil Postelnicu

Cu ocazia alegerilor parlamentare din decembrie 2016, am continuat seria Studiilor Electorale Românești (SER) cu o nouă anchetă post-electorală. Datele au fost culese prin metoda TAPI (cu operatori de anchetă, la domiciliul respondenților, folosind tableta), pe un eșantion de 1106 persoane selectate aleatoriu din listele electorale. Eșantionul folosit este reprezentativ la nivel național pentru populația adultă neinstituționalizată. Eroarea și nivelul de încredere sunt precizate, pentru fiecare valoare procentuală, în grafice, respectiv în textele însoțitoare. Colectarea datelor a fost realizată de către CCSAS, folosind metodologia și instrumentele întocmite de către echipa proiectului SER.

Alături de cumpărarea voturilor, o altă practică electorală întâlnită în România – despre care, însă, se vorbește mai puțin în spațiul public – , o reprezintă intimidarea votanților. Datele culese în ultimii patru ani, cu ocazia mai multor alegeri și cu ajutorul unor tehnici diferite, arată că răspândirea acestui tip de comportament nu este neglijabilă. Dimpotrivă, incidența fenomenului este comparabilă cu cea a cumpărării de voturi (vezi postarea anterioară pe această temă aici și articolul din revista Sinteza aici).

Atunci când sunt întrebați direct, foarte puțini alegători (1-2%) recunosc faptul că cineva i-a amenințat cu scopul de a-i convinge să voteze cu un anumit partid sau candidat. Ca și în cazul răspunsurilor obținute la investigarea fenomenului de cumpărare a voturilor, dezirabilitatea socială intervine și atunci când respondenții sunt puși în fața situației de a recunoaște deschis că au fost ținta unor amenințări venite dinspre persoane implicate politic. Astfel, răspunsurile pe care le dau subiecții atunci când li se adresează întrebări directe pe această temă conduc la rezultate ce subestimează incidența „reală” a acestei practici electorale. Folosind, însă, tehnica întrebărilor indirecte ce solicită subiecților o reacție bazată pe „încrucișarea răspunsurilor”, se obțin estimări diferite, care pun în evidență efectul dezirabilității sociale. O descriere sumară a procedurilor specifice modelului crosswise poate fi găsită aici.

În ancheta post-electorală SER, utilizarea acestei tehnici pentru estimarea fenomenului de intimidare a votanților în cazul alegerilor parlamentare din 2016 a condus la rezultate consonante cu datele obținute la alte tipuri de alegeri din anii trecuți (vezi aici).

Caseta 1: Întrebările folosite în chestionar


Întrebare directă (DEC)
O să vă citesc câteva tipuri de activități electorale. Pentru fiecare vă rog să-mi spuneți dacă a fost sau nu realizată de susținători ai unui partid sau candidat în campania electorală pentru ALEGERILE PARLAMENTARE DIN DECEMBRIE 2016.
[item în listă] V-au amenințat cu scopul de a vă face să votați pentru partidul sau candidatul pe care îl susțineau.

Întrebare crosswise (EST)
O să vă citesc două afirmații. Vă rog să vă gândiți la acestea și să răspundeți în gând la fiecare afirmație cu DA sau NU. Afirmațiile sunt următoarele:
[CITEȘTE ȘI ARATĂ CARTELA]
·         M-am născut toamna (în una din lunile Septembrie, Octombrie sau Noiembrie).
·         La alegerile parlamentare din acest an, un susținător al unui partid m-a amenințat cu scopul de a mă face să votez cu un anumit candidat sau partid.

Vă rog să alegeți una dintre următoarele două variante de răspuns:
– dacă răspunsul dvs. este fie NU pentru amândouă afirmațiile, fie DA pentru amândouă, răspundeți cu varianta „LA FEL”;
– dacă răspunsul dvs. este DA în cazul unei afirmații și NU la cealaltă, răspundeți cu varianta „DIFERIT”.

Răspunzând în acest fel nimeni nu poate ști ce ați răspuns dvs. la fiecare afirmație în parte.


La nivel declarativ aproximativ 1,5% dintre respondenți recunosc faptul că cineva i-a amenințat cu scopul de a-i determina să voteze cu un anumit candidat sau partid la alegerile parlamentare din 2016. În realitate, ponderea celor care s-au întâlnit cu această practică este de 17,5%. Estimarea produsă prin întrebarea directă este distorsionată (biased) în jos cu aproximativ 16 punte procentuale. Așadar, aproximativ unul din șase cetățeni cu drept de vot indică faptul că, la alegerile parlamentare din 2016, un susținător al unui partid l-a amenințat, cu scopul de a-l face să voteze cu un anumit candidat sau partid. Pentru o interpretare corectă, subliniem că este vorba despre persoane care consideră că au fost amenințate cu scopul de a vota într-un anumit fel, însă asta nu înseamnă că respectivele persoane au cedat amenințărilor și au votat ca atare.

Incidența fenomenului de intimidare a alegătorilor cu ocazia alegerilor parlamentare din 2016 (1)
vi1
Datele reprezintă procente; linia verticală asociată unei valori indică precizia estimării (în ce interval se situează estimarea respectivă în populație, cu o probabilitate de 95%). Dacă două linii se suprapun ca interval de variație, atunci estimările corespunzătoare nu diferă semnificativ statistic una de cealaltă.
DEC = declarații (răspunsuri la întrebarea directă), EST = estimare pe baza tehnicii încrucișării răspunsurilor, corectată.
Sursa datelor: SER 2016.

Deși, așa cum se observă în graficele de mai jos, diferențele între sub-populații nu sunt semnificative statistic pentru pragul de 95% (și datorită faptului că volumul întregului eșantion a fost de 1106 persoane), ele indică totuși niște tendințe probabile, mai ales atunci când sunt consonante cu diferențele observate cu ocazia altor alegeri. Astfel, este mai probabil ca incidența fenomenului de intimidare să fie ceva mai mare în cazul bărbaților, a tinerilor, a celor cu studii medii, a celor care locuiesc în Muntenia și Moldova (eșantionul din București a fost mult prea mic, de aceea estimărilor obținute le este asociată o precizie foarte redusă). De asemenea, rezultatele indică faptul că incidența estimată a practicilor de intimidare nu diferă în funcție de ponderea votului pro-PSD la nivelul secției de vot (calculată pentru alegerile locale din 2016). Comparând categoriile de populație luate în considerare, se observă că mărimea distorsiunii este în general constantă, cu unele excepții (de exemplu, este mai mare în cazul tinerilor și mai mică în Transilvania).

Incidența fenomenului de intimidare a alegătorilor cu ocazia alegerilor parlamentare din 2016 (2)
vi2
Datele reprezintă procente; linia verticală asociată unei valori indică precizia estimării (în ce interval se situează estimarea respectivă în populație, cu o probabilitate de 95%). Dacă două linii se suprapun ca interval de variație, atunci estimările corespunzătoare nu diferă semnificativ statistic una de cealaltă.
DEC = declarații (răspunsuri la întrebarea directă), EST = estimare pe baza tehnicii încrucișării răspunsurilor, corectată, SV = secțiile de vot.
Sursa datelor: SER 2016.

Caseta 2: Exemplu de interpretare a graficelor


Dacă se compară liniile verticale (ce reprezintă intervalele de confidență) corespunzătoare categoriei DEC cu cele corespunzătoare categoriei EST în interiorul unei regiuni istorice (oricare), se observă că niciunul din capetele unei linii nu se suprapune cu vreunul dintre capetele altei linii. Astfel, estimările rezultate din modelul crosswise (EST) diferă semnificativ statistic de valorile rezultate din declarații (DEC), iar diferențele sunt mari. Diferențele apărute reprezintă distorsiuni produse preponderent de dezirabilitatea socială. Așadar, o pondere mai mare a respondenților consideră că au fost amenințați, cu scopul de a vota cu un anumit partid/candidat, atunci când nu sunt puși în situația de a declara (verbal) acest lucru.

Dacă se compară liniile verticale corespunzătoare categoriei DEC între regiunile istorice, se observă că acestea se suprapun. Astfel, valorile procentuale nu diferă semnificativ statistic între regiunile istorice în ceea ce privește ponderea celor care declară că au fost amenințați, cu scopul de a vota cu un anumit partid/candidat. Dacă se compară liniile verticale corespunzătoare categoriei EST între regiunile istorice, se observă că în cazul Munteniei și Moldovei există suprapunere. Prin urmare, estimările corespunzătoare nu diferă semnificativ statistic una de cealaltă. Astfel, ponderea celor care consideră că au fost amenințați, cu scopul de a vota cu un anumit partid/candidat, nu diferă între cele două regiuni. Comparația dintre Transilvania și Muntenia, însă, este problematică, deoarece între linii există doar o mică suprapunere. Strict statistic (la pragul de 95%), estimările nu diferă semnificativ. Dacă datele ar fi fost culese pe un eșantion mai mare (sau diferența estimată ar fi fost mai mare; sau pragul de referință ar fi fost de 90%), am fi putut spune că incidența fenomenului de intimidare a alegătorilor este mai redusă în Transilvania comparativ cu Muntenia.


Notă: Estimările prezentate în graficele de mai sus sunt rezultatul unei variante modificate a tehnicii crosswise. Spre deosebire de modelul standard, în care pentru calcul se iau în considerare probabilitățile de apariție în eșantion a datelor de naștere dintr-un anumit anotimp, estimările noastre sunt corectate folosind informația cu privire la luna nașterii așa cum apare în listele electorale. În general, estimările corectate sunt apropiate de cele inițiale – ceea ce arată faptul că modelul standard funcționează –, însă, suplimentar, au avantajul unei precizii mai mari, deoarece intervalele de încredere asociate sunt mai mici).

Comentarii închise la Alegerile Parlamentare 2016 – intimidarea alegătorilor –

Din categoria Activități/Activities

Alegerile Parlamentare 2016 – cumpărarea voturilor –


Mircea Comșa & Camil Postelnicu

Cu ocazia alegerilor parlamentare din decembrie 2016, am continuat seria Studiilor Electorale Românești (SER) cu o nouă anchetă post-electorală. Datele au fost culese prin metoda TAPI (cu operatori de anchetă, la domiciliul respondenților, folosind tableta), pe un eșantion de 1106 persoane selectate aleatoriu din listele electorale. Eșantionul folosit este reprezentativ la nivel național pentru populația adultă neinstituționalizată. Eroarea și nivelul de încredere sunt precizate, pentru fiecare valoare procentuală, în grafice, respectiv în textele însoțitoare. Colectarea datelor a fost realizată de către CCSAS, folosind metodologia și instrumentele întocmite de către echipa proiectului SER.

Cumpărarea votului nu este o practică electorală tocmai rară în cazul alegerilor din România. Estimările cu privire la incidența acestui fenomen, realizate prin metode diverse și cu ocazia mai multor tipuri de alegeri ce s-au desfășurat în România în ultimii patru ani, susțin pe deplin această afirmație (vezi postarea anterioară pe această temă aici și articolul din revista Sinteza aici).

Conform așteptărilor, atunci când sunt întrebați direct, foarte puțini alegători (2-3%) recunosc faptul că cineva le-a oferit bunuri sau bani cu scopul de a-i convinge să voteze cu un anumit partid sau candidat. Dezirabilitatea socială are o influență puternică asupra răspunsurilor oferite de subiecți la întrebările de sondaj care vizează teme sensibile, precum cea referitoare la încercările de cumpărare a voturilor de către persoane implicate politic. Cumpărarea votului nu este o practică dezirabilă social, astfel că estimările calculate pe baza răspunsurilor pe care le dau subiecții la întrebări directe oferă o imagine distorsionată a realității, obținându-se subestimări ale incidenței acestei practici. Din fericire, în ultimii ani se folosesc mai multe tehnici prin care se poate estima incidența “reală” a unor fenomene afectate de dezirabilitatea socială. Una dintre acestea este cea a „încrucișării răspunsurilor” (crosswise model). O descriere sumară a procedurilor specifice poate fi găsită aici. (Estimările prezentate mai jos sunt rezultatul unei variante modificate a tehnicii crosswise. Spre deosebire de modelul standard, în care pentru calcul se iau în considerare probabilitățile de apariție în eșantion a datelor de naștere dintr-un anumit anotimp, estimările noastre sunt corectate folosind informația cu privire la luna nașterii așa cum apare în listele electorale. În general, estimările corectate sunt apropiate de cele inițiale – ceea ce arată faptul că modelul standard funcționează –, însă, suplimentar, au avantajul unei precizii mai mari, deoarece intervalele de încredere asociate sunt mai mici).

Caseta 1: Întrebările folosite în chestionar


Întrebare directă (DEC)
O să vă citesc câteva tipuri de activități electorale. Pentru fiecare vă rog să-mi spuneți dacă a fost sau nu realizată de susținători ai unui partid sau candidat în campania electorală pentru ALEGERILE PARLAMENTARE DIN DECEMBRIE 2016.
[item în listă] V-au oferit bani, alimente sau bunuri mai scumpe cu scopul de a vă face să votați pentru partidul sau candidatul pe care îl susțineau.

Întrebare crosswise (EST)
O să vă citesc două afirmații. Vă rog să vă gândiți la acestea și să răspundeți în gând la fiecare afirmație cu DA sau NU. Afirmațiile sunt următoarele:
[CITEȘTE ȘI ARATĂ CARTELA]
·         M-am născut primăvara (în una din lunile Martie, Aprilie sau Mai).
·         La alegerile parlamentare din acest an, un susținător al unui partid mi-a oferit bani, alimente sau alte lucruri mai scumpe cu scopul de a mă face să votez cu un anumit candidat sau partid.

Vă rog să alegeți una dintre următoarele două variante de răspuns:
dacă răspunsul dvs. este fie NU pentru amândouă afirmațiile, fie DA pentru amândouă, răspundeți cu varianta „LA FEL”;
dacă răspunsul dvs. este DA în cazul unei afirmații și NU la cealaltă, răspundeți cu varianta „DIFERIT”.

Răspunzând în acest fel nimeni nu poate ști ce ați răspuns dvs. la fiecare afirmație în parte.


În privința fenomenului de cumpărare a votului, datele obținute de noi indică o diferență semnificativă statistic între ceea ce declară oamenii (ceea ce răspund la întrebarea directă adresată de operatorul de interviu) și ceea ce gândesc/cred de fapt (atunci când aleg un răspuns pe care nu trebuie să-l verbalizeze și care nici nu poate fi identificat de operatorul de interviu). Astfel, la nivel declarativ, doar aproximativ 3% dintre respondenți recunosc faptul că cineva le-a oferit bani sau bunuri cu scopul de a vota un anumit candidat sau partid la alegerile parlamentare din 2016. În realitate, ponderea celor care s-au întâlnit cu această practică este de 22%. Estimarea produsă prin întrebarea directă este distorsionată (biased) în jos cu aproximativ 19 punte procentuale. Așadar, aproximativ unul din cinci cetățeni cu drept de vot indică faptul că, la alegerile parlamentare din 2016, un susținător al unui partid i-a oferit bani, alimente sau alte lucruri mai scumpe cu scopul de a-l face să voteze cu un anumit candidat sau partid. Pentru o interpretare corectă, subliniem că este vorba despre persoane cărora le-a fost propus acest schimb, însă asta nu înseamnă că respectivele persoane au acceptat oferta sau că au votat conform unei astfel de înțelegeri (altfel spus, nu e obligatoriu ca tranzacția să fi fost încheiată și / sau să fi produs efecte).

Incidența fenomenului de cumpărare a votului cu ocazia alegerilor parlamentare din 2016 (1)
vb1
Datele reprezintă procente; linia verticală asociată unei valori indică precizia estimării (în ce interval se situează estimarea respectivă în populație, cu o probabilitate de 95%). Dacă două linii se suprapun ca interval de variație, atunci estimările corespunzătoare nu diferă semnificativ statistic una de cealaltă.
DEC = declarații (răspunsuri la întrebarea directă), EST = estimare pe baza tehnicii încrucișării răspunsurilor, corectată.
Sursa datelor: SER 2016.

Deși, așa cum se observă în graficele de mai jos, diferențele între sub-populații nu sunt semnificative statistic pentru pragul de 95% (dat fiind faptul că volumul întregului eșantion a fost de 1106 persoane), ele indică totuși niște tendințe probabile, mai ales atunci când sunt consonante cu diferențele observate cu ocazia altor alegeri. Astfel, este mai probabil ca incidența fenomenului de cumpărare a votului să fie ceva mai mare în cazul bărbaților, a tinerilor, a celor care au absolvit cel mult liceul, a celor care locuiesc în Muntenia și Moldova. (Pentru București, valorii estimate îi este asociat un interval de confidență foarte larg, deoarece sub-eșantionul este mic). Rezultatele arată, de asemenea, că incidența intențiilor de cumpărare a voturilor nu diferă în funcție de ponderea votului pro-PSD la nivelul secției de vot (calculată pentru alegerile locale din 2016). Comparând categoriile de populație luate în considerare, se observă că mărimea distorsiunii este în general constantă, cu unele excepții (de exemplu, este mai mare în cazul tinerilor și mai mică în Transilvania).

Incidența fenomenului de cumpărare a votului cu ocazia alegerilor parlamentare din 2016 (2)
vb2
Datele reprezintă procente; linia verticală asociată unei valori indică precizia estimării (în ce interval se situează estimarea respectivă în populație, cu o probabilitate de 95%). Dacă două linii se suprapun ca interval de variație, atunci estimările corespunzătoare nu diferă semnificativ statistic una de cealaltă.
DEC = declarații (răspunsuri la întrebarea directă), EST = estimare pe baza tehnicii încrucișării răspunsurilor, corectată; SV = secțiile de vot.
Sursa datelor: SER 2016.

Caseta 2: Exemplu de interpretare a graficelor


Dacă se compară liniile verticale (ce reprezintă intervalele de confidență) corespunzătoare categoriei DEC cu cele corespunzătoare categoriei EST în interiorul unei regiuni istorice (oricare), se observă că niciunul din capetele unei linii nu se suprapune cu vreunul dintre capetele altei linii. Astfel, estimările rezultate din modelul crosswise (EST) diferă semnificativ statistic de valorile rezultate din declarații (DEC), iar diferențele sunt mari. Diferențele apărute reprezintă distorsiuni produse preponderent de dezirabilitatea socială. Așadar, o pondere mai mare a respondenților recunosc că li s-au oferit bunuri sau bani pentru a vota cu un anumit partid/candidat atunci când nu sunt puși în situația de a declara (verbal) acest lucru.

Dacă se compară liniile verticale corespunzătoare categoriei DEC între regiunile istorice, se observă că acestea se suprapun. Astfel, valorile procentuale nu diferă semnificativ statistic între regiunile istorice în ceea ce privește ponderea celor care declară că li s-au oferit bunuri sau bani pentru a vota cu un anumit partid/candidat. Dacă se compară liniile verticale corespunzătoare categoriei EST între regiunile istorice, se observă că în cazul Munteniei și Moldovei există suprapunere. Prin urmare, estimările corespunzătoare nu diferă semnificativ statistic una de cealaltă. Astfel, ponderea celor cărora li s-au oferit bunuri sau bani în schimbul votului nu diferă între cele două regiuni. Comparația dintre Transilvania și Muntenia, însă, este problematică, deoarece între linii există doar o mică suprapunere. Strict statistic (la pragul de 95%), estimările nu diferă semnificativ. Dacă datele ar fi fost culese pe un eșantion mai mare (sau diferența estimată ar fi fost mai mare; sau pragul de referință ar fi fost de 90%), am fi putut spune că incidența fenomenului de cumpărare a votului este mai redusă în Transilvania comparativ cu Muntenia. (O situație similară apare în cazul comparației dintre categoriile de vârstă 18-34, respectiv 35-59).

Comentarii închise la Alegerile Parlamentare 2016 – cumpărarea voturilor –

Din categoria Activități/Activities