Arhive pe categorii: Activități/Activities

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:

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

Practici de cumpărare a voturilor și de intimidare a votanților în campania din 2014 pentru alegerile prezidențiale din România

Mircea Comșa & Camil Postelnicu

 

Clientelismul electoral, cumpărarea votului și intimidarea votanților

Cumpărarea voturilor reprezintă o formă de clientelism electoral ad-hoc prin care actorii politici oferă bunuri materiale, servicii sau favoruri personale în schimbul obținerii sprijinului electoral din partea potențialilor votanți (Corstange, 2012; Hicken, 2011; Kitschelt & Wilkinson, 2007). În anumite situații, bunurile sau favorurile pot fi înlocuite cu amenințări directe sau indirecte, pe care competitorii electorali sau susținătorii lor le adresează alegătorilor sau familiilor acestora pentru a-i determina să voteze într-un anumit fel. Această practică poartă numele de intimidare a votanților. Deși diferite ca natură, cumpărarea voturilor și intimidarea alegătorilor pot fi similare din perspectiva efectelor induse în comportamentele votanților. În anumite situații constrângătoare, singurul câștig pentru clienții electorali supuși amenințărilor din partea susținătorilor unui candidat se reduce la evitarea pierderii unor bunuri, locuri de muncă sau poziții instituționale deținute (Stokes, 2007). Prin urmare, strategia intimidării poate fi folosită complementar sau simultan cu practica cumpărării voturilor, reprezentând de fapt o altă față a aceleiași monede. În cadrul celor două forme ale schimbului electoral clientelar, bunurile, serviciile sau favorurile oferite alegătorilor pot lua, de exemplu, forma banilor, alimentelor, medicamentelor, locurilor de muncă, accesului la fonduri guvernamentale, iar amenințările se pot referi, printre altele, la concedieri, demiteri din funcții de conducere, tăieri de beneficii sociale, pedepse abuzive. Fenomenele specifice clientelismul electoral escaladează pe perioada campaniilor electorale deoarece alegerile reprezintă punctul focal al întâlnirii dintre cererile electoratului și ofertele actorilor politici (Corstange, 2012); cu alte cuvinte, aceasta este perioada în care candidații pot răspunde prin angajamente sau evenimente ad-hoc la cererile neîmplinite ale diferitelor categorii de alegători, acumulate în intervalul dintre alegeri.

Cumpărarea votului se poate manifesta fie prin plăți directe înainte de vot, fie prin promisiuni de recompense în urma câștigării alegerilor (Dekel, Jackson, & Wolinsky, 2008). Folosind această clasificare, se poate considera că, de asemenea, intimidarea alegătorilor poate lua forma amenințării directe înainte de vot, respectiv a amenințării cu privire la potențialele consecințe neplăcute asupra alegătorului ca urmare a neacordării sprijinului electoral (posibile pedepse sau retragerea unor privilegii ulterior câștigării sau pierderii alegerilor, după caz). În seriile de anchete desfășurate în ultimii trei ani în cadrul proiectului Studii Electorale Românești (SER/RES), prin care am studiat cele două tipuri de practici electorale, am fost interesați exclusiv de plățile și amenințările directe manifestate înainte de vot. Aceste situații apar mult mai frecvent în campaniile electorale de tip „door-to-door” sau prin medierea rețelelor sociale din jurul alegătorilor și se bazează pe amenințări sau înțelegeri clientelare personalizate de scurtă durată (Stokes, 2007); prin urmare, atunci când participă la anchete sau sondaje de opinie, în răspunsurile pe care le dau la întrebările despre astfel de practici nedemocratice, alegătorii se pot raporta nemijlocit la propriile experiențe din perioadele de campanie electorală.

Un aspect important al clientelismului electoral, în cele două forme prezentate mai sus, este cel al impactului efectiv pe care îl are asupra rezultatelor electorale. Eficiența cumpărării votului sau a intimidării depinde de o multitudine de factori ce intervin în deciziile finale, cu privire la acordarea votului, luate de alegătorii care participă la schimbul clientelar. Printre acești factori se numără experiențele electorale anterioare ale votanților (ce stau la baza unor raționamente precum: „politicienii nu își țin promisiunile, așa că, indiferent ce mă îndeamnă să fac, primesc ce-mi dau și ulterior votez cum vreau” sau „niciun politician nu își va risca poziția de putere sau libertatea doar ca să se răzbune pe mine dacă nu îl voi vota”), gradul de aversiune la risc al fiecăruia (de exemplu, “ce e în mână astăzi e mai valoros decât promisiunile electorale privind bunăstarea de mîine”) sau strategiile de coping în situații tensionate (de exemplu, „e mai sigur să eviți sancțiuni din partea cuiva care deține o poziție de putere în schimbul unui lucru atât de puțin important cum e un vot”). Deoarece regulile desfășurării procesului de votare asigură anonimitatea și confidențialitatea votului, unii alegătorii se pot conforma înțelegerii clientelare, pe când alții pot defecta după ce plata sau amenințarea au avut loc. În această privință, respectarea angajamentului de către alegătorii care au participat la schimbul clientelar direct reprezintă o variabilă decisivă în evaluarea impactului asupra alegerilor. Prin urmare, identificarea în cadrul sondajelor de opinie a unui volum de alegători care au fost ținta oferirii unor bunuri sau favoruri, a celor care au acceptat acele bunuri, respectiv a celor ce au fost supuși unor amenințări nu reprezintă indicatori ai eficacității acestor practici electorale nedemocratice, ci doar măsurări ale răspândirii fenomenului de clientelism electoral. Pentru a evalua efectele cumpărării voturilor sau intimidării alegătorilor asupra comportamentelor propriu-zise de vot, respectiv asupra rezultatelor electorale, este nevoie ca datele culese prin anchetă să vizeze nu doar răspândirea fenomenului, ci și implicațiile emoționale, cognitive și comportamentale asupra votanților (de exemplu, efectele asupra motivației de a participa la vot, respectiv de a vota cu cei care au inițiat oferta clientelară sau, dimpotrivă, cu oponenții lor).

Metode de studiere a fenomenelor de cumpărare a votului și de intimidare a votanților

Practicile electorale de cumpărarea a voturilor și de intimidare a votanților contravin normelor din sistemele politice democratice. Caracterul lor contranormativ și ilegal face ca studierea răspândirii acestora în populație și a efectelor asupra procesului electoral să fie complicată, în primul rând din cauza faptului că reprezintă teme sensibile, dificil de abordat în cadrul anchetelor sociologice. Temele sensibile se referă la aspecte ale vieții intime, despre care indivizii nu discută cu alții deoarece sunt cultural definite ca subiecte tabu, la judecăți, atitudini și comportamente intens valorizate social în raport cu care indivizii se află sub presiunea normelor colective, precum și la fapte sau situații pe care oamenii evită să le recunoască din teama de eventuale consecințe negative (Krumpal, 2013; Tourangeau & Yan, 2007){Tourangeau, 2007 #18}. Practicile electorale ilegale se încadrează în una din ultimele două categorii de teme. Pe respondenții informați asupra legislației electorale riscurile asociate dezvăluirii unor comportamente ilegale (teama de consecințe juridice) îi determină să dea răspunsuri nesincere la întrebările care li se adresează în mod direct pe această temă; pentru subiecții mai puțin informați, dezirabilitatea socială este cea care joacă rolul de cenzor, caracterul indezirabil al comportamentelor de vânzare a votului sau de cedare la amenințări determinându-i ca, în răspunsurile pe care le dau, să falsifice realitatea. În astfel de situații, răspunsurile subiecților devin sursă majoră de eroare în evaluarea clientelismului electoral. Prin urmare, la nivelul datelor agregate apare o sub-raportare a incidenței practicilor electorale ilegale, cu alte cuvinte, este sugerată cvasi-inexistența acestui fenomen. Din acest motiv, pentru a diminua efectul caracterului sensibil al temei de discuție și a crește acuratețea răspunsurilor, se folosesc tehnici de investigare care asigură anonimitatea subiecților și confidențialitatea răspunsurilor într-un mod evident pentru respondenți, cu ajutorul unor întrebări indirecte (mai exact, tehnici nonobstructive) la care subiecții nu dau un răspuns legat de conținutul întrebării, ci indică un număr, un cuvânt sau un simbol. Astfel, răspunsul este codificat chiar de către respondent, urmând indicațiile specifice tehnicii aplicate, astfel că operatorul de interviu nu poate identifica sensul răspunsului. Dintre tehnicile indirecte pentru reducerea dezirabilității sociale sau a temerilor, în ultimii ani se folosesc din ce în ce mai frecvent tehnica încrucișării răspunsurilor (Crosswise Model) (Jann, Jerke, & Krumpal, 2011; Yu, Tian, & Tang, 2008) și tehnica listei (Item Count Technique sau List Design Experiment) (Droitcour et al., 1991; Heerwig & McCabe, 2009; Kuklinski, Cobb, & Gilens, 1997; Streb, Burrell, Frederick, & Genovese, 2008).

Studiile anterioare care au utilizat comparativ tehnici directe și indirecte în studierea fenomenului de cumpărare a votului arată că estimările obținute prin cele două strategii diferă mult, tehnicile indirecte obținând adesea estimări duble (Brusco, Nazareno, & Stokes, 2004; Collier & Vicente, 2012; Corstange, 2012; Gonzalez-Ocantos, de Jonge, Meléndez, Osorio, & Nickerson, 2012; Vicente & Wantchekon, 2009). Astfel, în studierea alegerilor municipale din Nicaragua, incidența recunoscută a cumpărării votului a fost de doar 2,4%, în timp ce incidența estimată pe baza unei tehnici indirecte (în particular, ICT) a fost 24% (Gonzalez-Ocantos et al., 2012). În cazul alegerilor parlamentare din Liban, estimarea fenomenului de cumpărare a votului prin întrebare directă a fost de 26%, respectiv 55% folosind întrebări indirecte (ICT) (Corstange, 2012). De asemenea, în studiul pe care l-am realizat pe baza datelor din anchetele realizate în proiectul SER (Comșa & Postelnicu, 2013), în care am analizat efectele clientelismului electoral asupra deciziei de vot, am obținut diferențe mari între incidența recunoscută a vânzării voturilor (3% pentru alegeri locale din 2012, respectiv 2,5% pentru alegerile parlamentare din 2012) și estimările obținute folosind tehnica listei (ICT), de 22% la alegerile locale și 18% la alegerile parlamentare. Diferențele între mărimi s-au menținut și în privința incidenței fenomenului de acordare a votului în urma unor amenințări: dacă la întrebările directe mai puțin de 1% din respondenți au declarat că au fost ținta unor amenințări în campaniile electorale din 2012, atât pentru locale, cât și pentru parlamentare, estimările rezultate din aplicarea ICT în cadrul acelorași anchete arată că 29% din respondenți au decis să voteze cu un candidat sau partid ca urmare a amenințărilor primite pe parcursul campaniei pentru alegerile locale, respectiv 10% din subiecți în cazul alegerilor parlamentare. Cu ocazia alegerilor pezidențiale din 2014, am continuat studierea fenomenului în cadrul proiectului SER folosind, alături de ICT, și tehnica încrucișării răspunsurilor (crosswise), ale cărei rezultate le prezentăm în cele ce urmează.

Scurta descriere a tehnicii încrucișării răspunsurilor (cw)

Tehnica încrucișării constă în folosirea unui design ce conține un pachet de doar două întrebări cu răspuns dihotomic, din care una se referă la o temă sensibilă, pe când cealaltă este non-sensibilă și totodată fără nicio legătură tematică cu prima întrebare. Practic, un respondent este pus în situația să răspundă doar pentru sine cu „da” sau „nu” la fiecare din cele două întrebări, apoi să încrucișeze răspunsurile și să indice operatorului de interviu doar dacă cele două răspunsuri sunt identice sau sunt diferite, fără a preciza răspunsurile propriu zise, ci doar optând pentru una din două variante de răspuns care îi sunt puse la dispoziție: „varianta A” (ambele răspunsuri la întrebări sunt „da” sau ambele sunt „nu”), respectiv „varianta B” (un răspuns este „da”, celălalt este „nu”. În aceste condiții, operatorul de interviu nu poate ști care sunt răspunsurile subiecților la fiecare întrebare, astfel că anonimitatea și confidențialitatea sunt asigurate și evidente pentru fiecare respondent. Această tehnică non-obstructivă elimină presiunea dezirabilității sociale sau a fricii de consecințe negative în cazul recunoașterii oneste a unor comportamente sau situații precum cumpărarea/vânzarea votului sau exprimarea votului ca urmare a unei amenințări.

În termeni tehnici, dacă 1 și 0 sunt răspunsurile particulare la două întrebări dihotomice X și Y, atunci varianta A indicată de respondent cuprinde mulțimea posibilităților de răspuns descrise de {X=1 ⋂ Y=1} U {X=0 ⋂ Y=0}, iar varianta B se referă la mulțimea posibilităților de răspuns {X=1 ⋂ Y=0} U {X=0 ⋂ Y=1}. Condiția ca această tehnică să funcționeze este ca întrebarea non-sensibilă să fie aleasă așa încât probabilitatea de apariție a răspunsurilor pozitive în cazul ei să fie cunoscută în prealabil și să nu fie apropiată de 0,5 (Yu et al., 2008). Exemple de astfel de întrebări sunt: „V-ați născut primăvara?” sau „Ziua dvs. de naștere este într-una din lunile: decembrie, ianuarie sau februarie?”. Alături de întrebarea non-sensibilă, subiectul răspunde concomitent și la întrebarea de interes pentru cercetare, cea care vizează tema sensibilă – în cazul nostru, dacă un candidat sau susținătorii săi i-au oferit bunuri sau favoruri pentru a-l vota, respectiv dacă a primit amenințări de la susținătorii unui candidat pentru a-l vota.

Designul experimental

Datele prezentate aici sunt calcule ale autorilor pe baza datelor culese în cadrul unei serii de anchete telefonice realizate de IRES pe parcursul campaniei electorale pentru alegerile prezidențiale din 2014. În total e vorba de patru anchete, primele trei (25 octombrie, 30 octombrie, 13 noiembrie), fiecare având câte 2000-2500 respondenți, iar ultima (19 noiembrie) cu 1103 respondenți. Precizia estimărilor obținute prin tehnica încrucișării răspunsurilor (cw) depinde (și) de volumul eșantioanelor, motiv pentru care în graficele prezentate am inclus si incertitudinea statistică. Se observă astfel că estimările asociate ultimei anchete sunt relativ mai incerte, adică intervalele de încredere asociate estimărilor sunt mai mari. Pentru același motiv, am decis ca analizele la nivel de sub-populații să fie realizate pe toate cazurile disponibile, indiferent de momentul culegerii.

Întrebările utilizate pentru culegere datelor prin metoda încrucișării răspunsurilor (cw) sunt prezentate mai jos. Cele două întrebări sunt identice, cu excepția celui de al doilea item: într-un caz e vorba despre cumpărarea votului, iar în celălalt de amenințări (intimidare). Întrebările directe, pe care le-am folosit pentru comparație, sunt identice cu cei doi itemi de interes care apar și în designul cw, doar că în cazul tehnicii directe fiecare item a fost aplicat separat, independent de itemul non-sensibil, variantele de răspuns fiind da / nu / nu știu / nu răspund. Întrebările cw au fost puse în prima parte a chestionarului, iar întrebările directe spre final. Pentru a testa dacă aceasta succesiune influențează răspunsurile la întrebările directe, am pus într-o anchetă separată doar întrebările directe, la final. Estimările obținute la întrebările directe nu au diferit în cele două situații, așadar locul întrebărilor în chestionar nu influențează semnificativ răspunsurile. O altă mențiune importantă vizează referentul întrebării. Influența asupra unui alegător în vedere obținerii votului acestuia se poate face fie direct, prin oferte sau amenințări adresate acestuia, fie indirect, prin vizarea unuia dintre membrii familiei. Însă, în ambele cazuri întrebările vizează explicit numai votul alegătorului respectiv (al respondentului din anchetă).


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:

  • M-am născut primăvara.
  • La alegerile prezidențiale din acest an un susținător al unui candidat mi-a oferit, mie sau cuiva din familia mea, bani, alimente sau bunuri mai scumpe cu scopul de a mă face să votez cu un anumit candidat.

Vă rog să alegeți una dintre următoarele două variante de răspuns:

dacă răspunsul dvs. este NU pentru amândouă afirmațiile sau 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 cum ați răspuns dvs. la fiecare afirmație în parte.

aceleași răspuns la ambele afirmații                 TRECE 1                                 98. NŞ

răspuns diferit                                                        TRECE 2                                 99. NR


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:

  • M-am născut primăvara.
  • La alegerile prezidențiale din acest an un susținător al unui candidat m-a amenințat, pe mine sau pe cineva din familia mea, cu scopul de a mă face să votez cu un anumit candidat.

Vă rog să alegeți una dintre următoarele două variante de răspuns:

dacă răspunsul dvs. este NU pentru amândouă afirmațiile sau 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 cum ați răspuns dvs. la fiecare afirmație în parte.

aceleași răspuns la ambele afirmații                 TRECE 1                                 98. NŞ

răspuns diferit                                                       TRECE 2                                 99. NR


Estimări la nivel național, populație adultă

Estimările obținute sunt deplin consonante cu rezultatele anterioare cu privire la alte alegeri din România și nu numai, obținute cu ajutorul altor tehnici indirecte (de exemplu, ICT – vezi secțiunile de mai sus). Astfel, extrem de puțini alegători (în jur de 1%), atunci când sunt întrebați direct, recunosc faptul că au trăit experiența unei practici electorale ilegale. Estimările pe baza tehnicii cw indică însă că, dincolo de declarații, realitatea este destul de diferită. Astfel, fenomenul de cumpărare a votului este prezent în cazul a aproximativ 19-24% dintre alegători, iar intimidarea apare în cazul a 16-26%. În general, indiferent de metoda de estimare (întrebare directă sau cw), se pare că fenomenul de cumpărare a votului este ceva mai răspândit comparativ cu cel de intimidare a alegătorilor. Deși ne-am fi așteptat ca ponderea celor afectați de aceste practici clientelare să crească pe parcursul derulării campaniei, datele obținute indică mai degrabă o stabilitate relativă, cu o excepție: înainte de turul 2 pare să existe o oarecare creștere a ponderii celor amenințați (diferența nu este însă semnificativă statistic și din cauză că ancheta realizată după turul 2 are un volum mic de respondenți, doar 1100). Teoretic, creșterea incidenței practicilor de intimidare a alegătorilor înainte de turul 2 are sens, dacă avem în vedere faptul că resursele materiale au fost probabil utilizate la turul 1, iar practicile de intimidare nu au costuri financiare. Pe de altă parte, chiar dacă ponderea celor supuși unor astfel de presiuni este relativ constantă în timp, asta nu înseamnă că practicile electorale ilegale au loc doar înainte de turul 1. Este foarte posibil ca tipul, numărul și intensitatea presiunilor să crească pe parcursul campaniei, ele fiind exercitate asupra acelorași alegători.

Estimarea incidenței fenomenelor de cumpărare a votului și intimidare a alegătorilor pe parcursul campaniei pentru alegerile prezidențiale din 2014 – dinamică

2014 - cw 01

2014 - cw 02

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.

Sursa datelor: anchete telefonice IRES.

Estimări la nivel de sub-populații

În ceea ce privește estimările la nivel de sub-populații, răspunsurile la întrebările directe indică cvasi-absența practicilor electorale ilegale. Mai mult, deși se pot observa anumite tendințe (nesemnificative statistic), diferențele în funcție de caracteristicile socio-demografice lipsesc. Însă, din nou, estimările pe baza cw descriu o realitate diferită. Sistematic, indiferent de categoria de populație de referință, o pondere mult mai mare a alegătorilor au fost supuși în realitate unor practici electorale ilegale. Mai mult, în unele cazuri apar și diferențe (uneori semnificative statistic pentru pragul de 95%) între categorii. Astfel, cumpărarea votului tinde să fie relativ mai frecventă în rândul bărbaților, a tinerilor și vârstnicilor (au resurse materiale mai reduse), persoanelor cu un nivel de educație formală mai scăzut, pensionarilor și casnicelor (resurse mai reduse, stabilitate rezidențială mai mare, prezență la domiciliu pentru perioade mai mari pe parcursul zilei, prin urmare mai ușor de accesat și convins), celor din mediul rural (pondere mai mare a alegătorilor cu caracteristicile menționate anterior, respectiv rețele sociale mai strânse și vizibile), celor din regiunile de dezvoltare Nord-Est (Bacău, Botoşani, Iaşi, Neamţ, Suceava, Vaslui), Sud (Argeş, Călăraşi, Dâmboviţa, Giurgiu, Ialomiţa, Prahova, Teleorman) și Sud-Vest (Dolj, Gorj, Mehedinţi, Olt, Vâlcea).

Intimidarea alegătorilor tinde să fie relativ mai frecventă în rândul bărbaților, a tinerilor și vârstnicilor, persoanelor cu un nivel de educație formală mai scăzut, pensionarilor și casnicelor, celor din mediul rural, celor din regiunile de dezvoltare Nord-Est (Bacău, Botoşani, Iaşi, Neamţ, Suceava, Vaslui), Sud (Argeş, Călăraşi, Dâmboviţa, Giurgiu, Ialomiţa, Prahova, Teleorman), Sud-Vest (Dolj, Gorj, Mehedinţi, Olt, Vâlcea), Centru (Alba, Braşov, Covasna, Harghita, Mureş, Sibiu) și Nord-Vest (Bihor, Bistriţa-Năsăud, Cluj, Maramureş, Satu-Mare, Sălaj). Relativ la aceste categorii de populație relația cauzală este relativ clară: apartenența la oricare dintre categorii socio-demografice precede comportamentele ilegale. În cazul segmentărilor politice însă, relația de cauzalitate (și implicit temporalitate) nu mai este atât de clară. Dacă faptul că non-votanții, comparativ cu votanții, sunt supuși ceva mai frecvent practicilor de cumpărare a votului și intimidare are sens, diferențele teoretic posibile (nesemnificative statistic însă) dintre categoriile de votanți (Ponta vs. Iohannis, respectiv PSD vs. ACL) nu pot fi interpretate corect în contextul acestor date. Simplu spus, faptul că votanții unui actor politic au fost supuși într-o măsură mai mare unor practici electorale ilegale nu înseamnă că acel actor politic (prin reprezentanții lui) a făcut acțiunile respective, fiind foarte posibil ca tentativele de influențare a votului să fi venit din partea competitorilor. Cu aceste limite, estimările obținute par să indice o prezență ușor mai mare a practicilor ilegale în rândul votanților lui Victor Ponta comparativ cu votanții lui Klaus Iohannis. Din nou, subliniem că modul în care au fost formulate întrebările și, implicit, referențialul răspunsurilor primite nu permit nicio inferență cu privire la sursele sau agenții care au inițiat practica de cumpărare a votului sau de amenințare a alegătorilor. Prin urmare, rezultatele obținute indică exclusiv incidența practicilor clientelare în electorat, fără a putea specifica care sunt competitorii electorali care au practicat cumpărarea voturilor sau intimidarea, iar interpretarea datelor trebuie să țină cont de această precizare fundamentală.

Estimarea incidenței fenomenelor de cumpărare a votului și intimidare a alegătorilor pe parcursul campaniei pentru alegerile prezidențiale din 2014 – estimări la nivel de sub-populații

2014 - cw 03

2014 - cw 04

2014 - cw 05

2014 - cw 06

2014 - cw 07

2014 - cw 08

2014 - cw 09

2014 - cw 10

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.

Sursa datelor: anchete telefonice IRES.

Câteva considerații de final

Tehnica încrucișării răspunsurilor (crosswise) are câteva limite metodologice importante, precum problema erorilor de estimare și a distorsiunilor introduse de procesarea informației de către respondenți. Specificul tehnicii conduce la estimări cu un grad de incertitudine (interval de încredere) mai ridicat comparativ cu cele obținute în cazul întrebărilor directe. Reducerea erorilor ar necesita folosirea unor eșantioane mai mari decât cele cu care se lucrează în mod obișnuit (acesta fiind motivul principal pentru care estimările noastre pe subpopulații sunt realizate pe date agregate dintr-o serie de anchete telefonice). Totodată, estimările obținute sunt nediferențiate pe competitori electorali și vizează toate partidele și candidații fără a individualiza actorii politici ca inițiatori ai practicilor clientelare; cu alte cuvinte, nu am măsurat separat cumpărarea voturilor sau intimidarea în funcție de cine au fost cei care le-au practicat. Aceasta ar fi presupus eșantioane mult mai mari și un design cu mai multe întrebări indirecte și condiții de aplicare mai complexe, dificil de implementat în anchete de tip CATI. De asemenea, deoarece există posibilitatea încărcării cognitive a respondenților prin cerința de a face operații de încrucișare a răspunsurilor la două întrebări diferite ca referențial, se pot produce erori care să coreleze cu anumite caracteristici socio-demografice. Așadar, este posibil ca erorile de măsurare să fie mai mari în cazul anumitor categorii de respondenți: de exemplu, cei cu mai puțină educație formală, care nu sunt obișnuiți ca în viața de zi cu zi să se confrunte cu oferirea unor răspunsuri la întrebări de tipul celor presupuse de tehnica utilizată de noi. Cu toate acestea, estimările cu privire la cumpărarea votului și intimidare obținute prin tehnica încrucișării răspunsurilor indică o incidență semnificativ mai ridicată a acestor practici electorale în comparație cu rezultatele obținute prin întrebări directe, iar aceste estimări sunt consistente cu cele obținute prin altă tehnică indirectă (ICT) pe care am folosit-o în anchete de tip CAPI în contextul alegerilor locale și parlamentare din 2012.

Bibliografie

Brusco, V., Nazareno, M., & Stokes, S. C. (2004). Vote Buying in Argentina. Latin American Research Review, 39(2), 66-88.

Collier, P., & Vicente, P. C. (2012). Violence, bribery, and fraud: the political economy of elections in Sub-Saharan Africa. [Article]. Public Choice, 153(1-2), 117-147. doi: 10.1007/s11127-011-9777-z

Comșa, M., & Postelnicu, C. (2013). Vote buying and voter intimidation in Romania: estimates based on the crosswise model and the item count technique. Paper presented at the The 5th Conference of the European Survey Research Association (ESRA), Ljubljana, Slovenia, 15-19 July.

Corstange, D. (2012). Vote trafficking in Lebanon. International Journal of Middle East Studies, 44(03), 483-505. doi: 10.1017/S0020743812000438

Dekel, E., Jackson, M. O., & Wolinsky, A. (2008). Vote buying: General elections. [Article]. Journal of Political Economy, 116(2), 351-380. doi: 10.1086/587624

Droitcour, J., Caspar, R. A., Hubbard, M. L., Parsley, T. L., Visscher, W., & Ezzati, T. M. (1991). The Item Count Technique as a Method of Indirect Questioning: A Review of its Development and a Case Study Application In P. P. B. e. al. (Ed.), Measurement Errors in Surveys (pp. 185–210). New York: John Wiley & Sons.

Gonzalez-Ocantos, E., de Jonge, C. K., Meléndez, C., Osorio, J., & Nickerson, D. W. (2012). Vote Buying and Social Desirability Bias: Experimental Evidence from Nicaragua. American Journal of Political Science, 56(1), 202-217. doi: 10.1111/j.1540-5907.2011.00540.x

Heerwig, J. A., & McCabe, B. J. (2009). Education and Social Desirability Bias: The Case of a Black Presidential Candidate. Social Science Quarterly, 90(3), 674-686.

Hicken, A. (2011). Clientelism. Annual Review of Political Science, 14(1), 289-310. doi: 10.1146/annurev.polisci.031908.220508

Jann, B., Jerke, J., & Krumpal, I. (2011). Asking Sensitive Questions Using the Crosswise Model: An Experimental Survey Measuring Plagiarism. Public Opinion Quarterly. doi: 10.1093/poq/nfr036

Kitschelt, H., & Wilkinson, S. I. (2007). Citizen-politician linkages: an introduction. In H. Kitschelt & S. I. Wilkinson (Eds.), Patrons, Clients, and Policies (pp. 1-49). New York: Cambridge University Press.

Krumpal, I. (2013). Determinants of social desirability bias in sensitive surveys: a literature review. Quality & Quantity, 47(4), 2025-2047. doi: 10.1007/s11135-011-9640-9

Kuklinski, J. H., Cobb, M. D., & Gilens, M. (1997). Racial Attitudes and the ‘New South’. Journal of Politics, 59, 323-349.

Stokes, S. C. (2007). Political Clientelism. In C. Boix & S. C. Stokes (Eds.), The Oxford Handbook of Comparative Politics (pp. 604-627). New York: Oxford University Press.

Streb, M. J., Burrell, B., Frederick, B., & Genovese, M. A. (2008). Social Desirability Effects and Support for a Female American President. Public Opinion Quarterly, 72(1), 76-89.

Tourangeau, R., & Yan, T. (2007). Sensitive Questions in Surveys. Psychological Bulletin, 133(5), 859-883. doi: 10.1037/0033-2909.133.5.859

Vicente, P. C., & Wantchekon, L. (2009). Clientelism and vote buying: lessons from field experiments in African elections. Oxford Review of Economic Policy, 25(2), 292-305. doi: 10.1093/oxrep/grp018

Yu, J.-W., Tian, G.-L., & Tang, M.-L. (2008). Two new models for survey sampling with sensitive characteristic: design and analysis. Metrika, 67(3), 251-263. doi: 10.1007/s00184-007-0131-x

Comentarii închise la Practici de cumpărare a voturilor și de intimidare a votanților în campania din 2014 pentru alegerile prezidențiale din România

Din categoria Activități/Activities, Rezultate/Results

SRS vs. Cluster

Mircea Comșa

Ce-o fi și cu marja asta de eroare (teoretică, un adaos mult prea adesea uitat)? În cele mai multe sondaje o vedem pe la +/-3%, în altele mai urcă sau coboară puțin, în funcție de institutul de sondare sau de mărimea raportată a eșantionului. În vremuri normale, nu prea naște ea controverse și e pusă acolo să respecte cerințele CNA. Ca multe alte lucruri și reguli din lumea asta românească, marja se află în treabă pentru că așa scrie undeva la lege că trebuie să fie, nu că oamenii chiar ar ști despre ce e vorba sau ar respecta-o. Însă, când se raportează datele de la exit-poll-uri, cei pricepuți o bagă în seamă și o întorc pe toate fețele. Comentariul de față vine în sprijinul acestora, cu scopul de a-i face să problematizeze și să reflecteze asupra aspectelor practice ale eșantionării specifice cercetărilor de tip exit poll.

De obicei, numărul de respondenți la o cercetare de tip exit-poll în România ultimelor alegeri e de cel mult 20.000 (există însă sondaje la ieșirea de la urne mai vechi care au ajuns până la eșantioane de 50.000 de subiecți). La văzul unui volum atât de mare de respondenți oamenii se așteaptă ca datele de la exit poll să aibă și o precizie mult mai mare, adică o marjă mult mai mică decât în cazul eșantioanelelor comune. Reacția cea mai des întâlnită este: „dacă la un eșantion de 1.000 de subiecți marja de eroare e de +/-3%, atunci la 20.000 trebuie să fie undeva spre 0, cel mult 0,5%.” Ca de obicei în astfel de cazuri, oamenii simplifică lucrurile sau nu se informează în prealabil asupra modalității de calcul specifice diferitelor tipuri de eșantionare. Ambele situații sunt pe deplin de înțeles, însă, pentru o bună informare, merită explicate anumite aspecte tehnice.

Așadar, cum e cu marja de eroare teoretică în cazul unui exit-poll? Să pornim de la cazul unui eșantion aleator simplu (SRS = simple random sample) de 20.000 de subiecți. În cazul acestuia, marja de eroare teoretică pentru o dispersie maximă (adică 50% din eșantion votează cu x și 50% cu y), este undeva pe la 0,7% (rotunjit), cu o probabilitate de 95%. În cazul unei cercetări de tip exit-poll, eșantionul nu este însă SRS. Cel mai adesea astfel de eșantioane sunt de tip stratificat + cluster + sistematic aleator (adică include fiecare a n-a persoană care iese de la urne de la fiecare secție de vot selectată în eșantion). Pentru astfel de eșantioane marja de eroare se calculează altfel decât în cazul SRS și este semnificativ mai mare. Pe scurt, clusterizarea (selectarea unor secții în stadiul 1 și nu direct a indivizilor) crește marja de eroare teoretică, iar stratificarea (selectarea aleatoare a secțiilor de vot astfel încât să te asiguri că au intrat în eșantion, în proporția corectă, secții din toate tipurile relevante, adică și din urban și din rural, și din Moldova și din alte regiuni, etc.) o reduce.

Cele doua efecte nu se anuleaza însă, situația obișnuită fiind aceea în care marja teoretică pentru un astfel de eșantion este semnificativ mai mare decât în cazul unui eșantion SRS. Două elemente importante care determină această diferență sunt numărul de secții de vot selectate în eșantion și rata de omogenitate (corelația intra-clasă) a comportamentului în studiu (de exemplu, pentru vot e in jur de 0,08-0,12, functie de alegeri și de numărul candidaților). La sondajele obișnuite institutele ignoră (nu discutăm aici despre motivele pentru care fac asta) efectele induse de stratificare și clusterizare și apreciază că marja de eroare este cea observată în cazul unui eșantion de tip SRS. De obicei, pentru a contra-balansa erorile care nu țin de eșantionare (cel mai adesea mult mai mari comparativ cu erorile legate de schema de eșantionare și, cu siguranță, mult mai dificil de estimat)institutele  preferă ca la exit-poll-uri să ignore efectul pozitiv datorat stratificării și să țină cont doar de efectul negativ produs de clusterizare (unele nu țin cont nici de asta și dau ca marjă de eroare pur și simplu marja pentru un eșantion SRS). Graficele de mai jos ilustrează diferența dintre SRS și cluster. Dupa cum se vede, marja de eroare teoretică pentru un eșantion de 250 de secții (roh de 0,10, o medie de 70 subiecți pe secție și dispersie maximă) este în jur de +/-2%. Se observă, așadar, că aceasta este tocmai marja de eroare menționată de IRES și CURS, aceste institute fiind și singurele care au declarat, pe site sau în media, o marjă de eroare teoretică pentru datele de exit poll pe care le-au făcut publice.

marja de eroare

Comentarii închise la SRS vs. Cluster

Din categoria Activități/Activities, Rezultate/Results