1994. november 7–9. között a Társadalomkutatási Informatikai Egyesülés módszertani célú közvélemény-kutatást végzett a 17 évesnél idõsebb budapesti lakosok körében egy 500 fõs telefonos és egy 500 fõs személyes megkeresésen alapuló mintán. A vizsgálat azonos kérdõívvel készült.1 A vizsgálatot a Matáv Rt. és a Postabank támogatta.

A kutatási probléma, amelyre empirikus úton kerestünk választ, a következõ volt: vannak-e olyan szignifikáns eltérések a fõbb demográfiai jellemzõk mentén azonos összetételû mintákon, ugyanazzal a kérdõívvel, azonos idõszakban történõ kérdezéssel kapott eredmények között, amelyek megkérdõjelezik a telefonos közvélemény-kutatások hitelét.

A kérdés aktualitását erõsíti, hogy a közvélemény-kutató cégek elkezdtek rendszeresen publikálni telefonos adatfelvételekre támaszkodó közvélemény-kutatási adatokat, miközben a kérdés körül sok a bizonytalanság. Kétségtelen, hogy a budapesti, telefonos lakásban lakó alapsokaság sok jelentõs ismérvben eltér a budapesti lakosság jellemzõitõl. A telefonos lakásban lakók ugyanis átlagosan magasabb iskolai végzettségûek, idõsebbek, vagyonosabbak, így véleményük is ezeknek a társadalmi csoportoknak a véleményét fogja tükrözni.

A kérdésre egy 1990-ben írt tanulmányomban, amely alapvetõen a Magyar Közvélemény-kutató Intézet nagymintás adatfelvételeinek és Tárki-adatoknak a másodelemzésére támaszkodott, a következõ választ adtam:

„A véleménykérdésekre adott válaszok megoszlását a budapestiek esetében (is) alapvetõen az iskolai végzettség határozza meg. Ez a meghatározottság (az alkalmasint felbukkanó életkor hatásával együtt) olyan erõs, hogy hatása mellett a telefon szerepe a válaszok többségének megoszlásában jelentéktelenné válik. Ennek következtében a véleménykérdések túlnyomó többségénél a telefonnak semmilyen befolyásoló szerepe nincs. Ahol a telefonellátottság és a vélemények alakulása között az iskolai végzettségtõl független kapcsolatot is találtunk, azok a személyes vagyoni helyzettel vagy ennek következményeivel összefüggõ kérdések (takarékoskodás, vendéglõbe járás, munkanélküliség megítélése stb.). Ezekben az esetekben a vagyoni, anyagi helyzet befolyásoló szerepe a válaszok megoszlásában megjelenik, a telefon léte e változó reprezentánsaként fogja ezt befolyásolni. Így tehát ha sikerül kialakítani olyan telefonos mintát, amely megfelel a budapesti lakosság iskolai végzettség, kor és nem szerinti arányainak, e mintának a véleménykérdések többségére adott válaszai megfelelõen fogják jellemezni a budapestiek véleményét."

Jelenlegi vizsgálatunkkal részben a fentieket kívántuk empirikusan tesztelni, de elhelyeztünk kérdéssorunkban a véleményalkotással kapcsolatos ismeretkérdéseket és magával a telefonnal, telefonálással kapcsolatos kérdéseket is.

A kiindulópontunk nem az volt, hogy lehet-e telefonon közvéleményt kutatni, mert a gyorsaság és a kis költségigény miatt egyszerûen kell, hanem az, hogy milyen feltételek mellett mit várhatunk el egy telefonos felméréstõl .

Nyomatékosítani szeretnénk, hogy a budapesti telefonos minta teszteredményei nem általánosíthatók automatikusan a nagyobb vidéki településekre. A fõvárosban a legjobb a telefonellátottság (58%), és minél magasabb ez az arány, annál inkább várható, hogy kisebbek lesznek a telefonosok és nem telefonosok közötti társadalmi különbségek.

Mindamellett a kis mintás adatfelvételekkel (ide tartoznak az 500 fõs minták is, függetlenül attól, hogy személyesen vagy telefonon kérdezik-e ezeket) szemben támasztott elvárásaink a következõk miatt nem lehetnek túlzottak.

A telefonos közvélemény-kutatások adatai (mint minden, nem teljes körû adatfelvételbõl nyert eredmény) becslések. A módszer hasonlít ahhoz, amikor egy árucikk jellemzõ árát próbáljuk megbecsülni úgy, hogy bemegyünk néhány üzletbe. Nyilvánvaló, hogy minél több üzletbe megyünk be, annál pontosabb képet kapunk, és az sem mindegy, hogy csak az elõkelõ üzleteket keressük-e fel, vagy a diszkontokba is ellátogatunk.

Minden becsült adatnak van valamekkora hibája. Ez a hiba kétféle lehet. Az egyiket okozhatja a véletlen (hiszen nem mentünk el minden üzletbe), a másik az ún. szisztematikus hiba (mondjuk, csak a luxusboltokban jártunk).

A becslés véletlen hibája alapvetõen a minta nagyságától függ. Abban az esetben, ha 500 embert kérdezünk meg, a „véletlen hiba" nagysága 95%-os megbízhatósággal ±3,5-4,5% lehet. Ezer fõs mintán ez ±2-3%-ra csökken. A „véletlen miatti hiba" pontos értékét minden egyes kérdés minden egyes válaszeleménél pontosan ki lehetne-kellene számolni, ettõl azonban el szoktak tekinteni, mert az eredményben a mintanagyság a döntõ. Vagyis ha egy kérdés nyomán 500 fõs mintán azt az eredményt kapjuk, hogy Demszky Gáborra szavazna 37%, ezt csak a következõképpen lehet korrekt módon interpretálni: 95%-os valószínûséggel igaz, hogy a budapesti felnõttek legalább 33%-a és legfeljebb 41%-a szavazna Demszky Gáborra. De sosem tartjuk magunkat ehhez a szakmai elváráshoz. Vannak közvélemény-kutató cégek – a legstabilabbak, legnagyobbak –, amelyek cikkeikben leírják, hogy létezik ilyen hiba, bár az a bizonyos ± jel általában el-elmarad. És van még egy kibúvó a véletlen meghatározta hibahatárok feltüntetése alól. Meg-megjelennek a következõ mondatok: „A legnagyobb valószínûsége a kutatás során mért értékeknek van."; „Az általunk mért adatok a legvalószínûbb értékek." Ez így igaz is, meg nem is, és véleményem szerint a laikusokat félrevezetheti. Ha ugyanis egy másik mintát vizsgálok, és más értéket kapok, ami (a más érték) valószínû, és ha mindkét mintában a kapott érték a legvalószínûbb, akkor vajon melyik érték a valószínûbb?

A becslés „véletlen hibája" (a sztenderd hiba) a vonzatai miatt érdekes. Ha öt cég ugyanolyan nagyságú mintán kérdezi ugyanazt, és az adatok eltérnek, nem jelenti-e az azt, hogy az egyik cég jól becsült, a másik pedig rosszul? Az, hogy ki került közelebb a valósághoz, a véletlen hiba tekintetében (nomen est omen) kizárólag a véletlen mûve. Rossz dolog, hogy a piacra betörni igyekvõ cégek – félve attól, hogy „bizonytalan adatokat" közölnek – még azt sem vállalják fel, amit a már piacon lévõk néha igen: a becsült adatok csak véletlenül lehetnek pontosak, vagyis csupán többé-kevésbé jól közelíthetik meg a valóságot, s a közelítés pontosságát alapvetõen a mintanagyság határozza meg.

Torzíthatja, de nem feltétlenül torzítja. Ha ugyanis azt szeretném becsülni, hogy átlag hány percet mosogat a magyar, és csak nõket kérdezek meg, rossz lesz a becsült adat. Ha viszont – tegyük fel – arra lennék kíváncsi, hogy kék szemû ember van-e több az országban vagy zöld szemû, a valós arányt egy nõi mintából is jól becsülhetem.

Egy minta tehát nem eleve jó vagy rossz, hanem attól függõen, hogy mit akarok megtudni. Így van ez a telefonos közvélemény-kutatások mintáinál is. Ezekkel a mintákkal – pontosan az összetételük miatt – sok baj van.

A közvélemény-kutatások kérdéseire adott válaszok az iskolai végzettségtõl, a kortól és a kérdezett nemétõl függnek általában, így a becsült adatok akkor is szisztematikusan torzulhatnak, ha e három jellemzõ mintabeli arányai nem egyeznek a lakossági arányokkal.

A telefonon közvéleményt kutatók tehát – feltételezésem szerint – két elõfeltevéssel kezdik meg a munkájukat:

– ha úgy alakítom (súlyozom) a telefonos mintát, hogy a kérdezettek nem, kor és iskolai végzettség szerinti arányai megegyeznek annak a népességnek az arányaival, amelyiknek a véleményét becsülni akarom, akkor adataim nem fognak szisztematikusan torzulni;

– nem akarok olyan adatot becsülni, amelyrõl tudom hogy a nem, a kor és az iskolai végzettség hatásán túl összefügg azzal is, hogy valaki telefonos lakásban lakik-e vagy sem. (Ilyen például a vagyoni helyzet, vagy az ezzel összefüggõ dolog, például az étterembe járás gyakorisága.)

A vita ezután kezdõdik, azoknál a kérdéseknél, amelyekrõl az egyik kutató azt feltételezi, hogy „nem függnek a telefontól", a másik pedig azt, hogy igen.

A személyes megkérdezés 3 lépcsõs valószínûségi mintán történt, ahol az elsõ lépcsõben az 1990-es népszámlálás lakásadataiból a számlálókörzetet, a második lépcsõben a megkeresendõ lakást, a harmadik lépcsõben a lakáson belül (ún. Leslie Kish kulccsal) a megkérdezendõ személyt választottuk ki. A mintát az 1990-es népszámlálás fõbb demográfiai adatai (nem, iskolai végzettség, korcsoport) alapján teszteltük. Nem szerint – mint a fenti módon választott minták általában – a minta összetétele a nõknek a népszámlálásnál 2,8%-kal nagyobb arányát mutatja. Eddigi vizsgálataink szerint ebben szerepet játszhat az is, hogy a lakásminta megnöveli az egyszemélyes háztartások mintába kerülési esélyét, ebben a háztartástípusban pedig a nõk vannak túlsúlyban. A hat korcsoportra osztott kor szerinti illeszkedés 95%-os szinten elfogadható, és különösen jó a közép korosztályok csoportjaiban. 60 év felett a várható értéknél némileg többen, 30 év alatt valamivel kevesebben kerültek a mintába. Az iskolai végzettség szerint a minta nem illeszkedik a népszámlálás adataihoz. Különösen felülreprezentáltak a szakmunkásképzõt, ill. a fõiskolát végzettek, és különösen kevesen vannak a várható számhoz viszonyítva a nyolc általánosnál kevesebbet és a nyolc általánost végzettek.

Telefonos mintát készíteni rendkívül problematikus. Gyakorlatilag nem lehet elérni azt a célt, hogy a válaszolók összetétele megközelítse a budapesti felnõtt lakosság nem, iskolai végzettség és kor szerinti összetételét, bár több elvi lehetõség is adódik:

– az egyszerû véletlen mintavétel,

– a többdimenziós kvótás mintavétel,

– az egyszerû kvótás mintavétel vagy

– címlisták használata

Nyilvánvaló, hogy az egyszerû véletlen mintavétel nem használható a telefonos lakásban lakók és a nem telefonos lakásban lakók közötti kor és iskolai végzettség szerinti eltérések miatt . Az így készülõ mintában annyira túlsúlyban lesznek az alapfokúnál magasabb iskolát végzettek és az idõs korosztályok, hogy az arányeltolódások még súlyozással sem korrigálhatók.2

A többdimenziós kvótás mintavételt a gyakorlat hiúsítja meg. Korábban több ilyen telefonos adatfelvételre tettünk kísérletet. 18 cellás kvótát alakítottunk ki, az 1990-es népszámlálás budapesti felnõtt lakosságának nem, iskolai végzettség (alap-, közép- és felsõfok) és korcsoport (fiatal, középkorú és idõs) szerinti arányainak megfelelõen. A kérdezés az elõre megadott kvóták alapján folyt, de az alacsony iskolai végzettségû fiatalok elérése szinte lehetetlen volt.3

A kapott minta pontosan tükrözte ugyan a budapesti felnõtt lakosság arányait, de ezt az utat a továbbiakban az ellenõrizhetetlen eljárások miatt már akkor sem tartottuk járhatónak.

A címlisták használata például akkor elképzelhetõ, ha egy adatfelvétellel rendszeresen foglalkozó cég telefonos kérdezések során a kérdezett hozzájárulását kéri ahhoz, hogy õt máskor is felhívhassák közvélemény-kutatási céllal. Egy ilyen, nagyobb (két-háromezer, válaszolni máskor is hajlandó embert tartalmazó) listából már lehetséges korrekt arányokat tartalmazó kisebb mintát készíteni. Ez az eljárás viszont újabb módszertani problémákat vet fel, például: különböznek-e a „máskor is válaszolni hajlandók" azoktól, akik csak egyszer válaszolnak, nem alakulhat-e ki „panel-effektus" stb. Ezeket a problémákat sem állt módunkban tesztelni, hiszen nem rendelkeztünk ilyen listákkal.

Bele kellett tehát törõdnünk abba, hogy mindenképpen súlyoznunk kell, és az egyszerû kvótás mintavétel mellett döntöttünk. Adódik, hogy az iskolai végzettség legyen a kvótaszempont, hiszen véleménykérdéseknél ez a változó differenciál a legjobban. Mi mégis egy egyszerû korcsoport-kvótát alkalmaztunk, mert eddigi tapasztalataink alapján feltételeztük, hogy az iskolai végzettség szerinti kvótázás jobban eltorzítja a minta korösszetételét, mint a kor szerinti kvótázás az iskolai végzettség szerinti összetételt. A kor kvótánál ugyanis nagyjából a telefonos lakásban lakó felnõttek iskolai végzettség szerinti arányait kapjuk, iskolaivégzettség-kvótánál viszont (az idõsebb korosztály átlagosan alacsonyabb iskolai végzettsége miatt) az alapfokú vagy alacsonyabb iskolaivégzettség-csoportban nagyon megnõ az idõsek aránya.

A telefonos minta tehát egyszerû kvótás eljárással, három korcsoport arányainak figyelembevételével készült. Azért, hogy növeljük az alacsony iskolai végzettségû fiatalok megtalálásának esélyét, külön megvásároltuk olyan, a népszámlálás adataiból kiválasztott körzetek telefonszámait , ahol az átlagosnál jóval több alacsony iskolai végzettségû és fiatal ember lakik. A kérdezõk (kb. kérdõíveik egyharmad arányában) ezeket a számokat is úgy hívhatták, mintha a telefonkönyvben találták volna.

Az így kapott minta nem szerint és hat kategóriás korcsoport szerint jól illeszkedik a népszámlálási adatokhoz, iskolai végzettség szerint pedig a vártnak megfelelõen torzul: túlreprezentáltak a magas iskolai végzettségûek, és alulreprezentáltak a nyolc általánosnál kevesebbet, ill. a nyolc általánost végzettek.

A bevezetõben evidenciaként írtam arról, hogy a súlyozást leghelyesebb három szempont szerint elvégezni: az iskolai végzettség, a kor és a nem szerint. Ez azonban korántsem magától értetõdõ. Ha egy kérdésre adott válaszok megoszlása nem függ a fentiek egyikétõl sem, nincs értelme súlyozni. Ha csak a kérdezettek nemétõl függ, akkor csak eszerint kellene súlyozni. Ha pedig a válaszok megoszlása csak a lakóhelytõl (kerülettõl) függ, akkor a fenti háromszempontos súlyozás csak félrevezeti a kutatót.4

Van más gond is a háromszempontos súlyozási eljárással: a súlyok kialakításához a fenti változók háromdimenziós kereszttábláját kell felhasználni. Ahhoz viszont, hogy egy 500 fõs mintán az egyes cellákban egyáltalán legyen eset, a változók között jelentõs összevonásokat kell végrehajtani. Az iskolai végzettségben gyakorlatilag össze kell vonnunk a nyolc általánosnál alacsonyabb iskolai végzettségûeket. A szakmunkásképzõt végzettek vagy az alapfokú vagy a középfokú iskolaivégzettség-kategóriába kerülnek. Egyik sem igazán jó megoldás, mégsem hagyhatjuk meg õket külön kategóriaként az alacsony elemszám miatt. Létre kell hoznunk korcsoportokat, el kell döntenünk, hány korcsoportosztállyal dolgozzunk, és hol legyenek az osztályhatárok. Egy sereg szubjektív döntést kell hoznunk, amelyeket a kényszer és az intuíció motivál. Vagyis az objektívnek látszó „súlyozott adat" kifejezés mögött túlnyomórészt szubjektív – s nem mindig kellõen alátámasztható – döntéssorozat rejlik.

Ugyanakkor nem nagyon van más választásunk, mint a háromszempontos súlyozás. Az egyes válaszok megoszlása a legritkábban függ csak az iskolai végzettségtõl, csak a kortól vagy csak a nemtõl. Hol mindhárom, hol az egyik vagy a másik kettõ együttes hatása mérhetõ különbözõ valószínûséggel, intenzitással. Mindezeket tudomásul véve és elfogadva, mi is három szempont – a nem, az életkor és az iskolai végzettség – mentén végeztük el mindkét minta (a telefonos és a személyes kérdezés mintái) súlyozását. A súlyozásra felhasznált cellák számát alapvetõen a mintaelemszámok korlátozták, így 28 cellasúlyt alakítottunk ki. A súlyszám a népszámlálás adott cellába esõ személyei és a minta azonos cellába esõ személyei totálszázalékának a hányadosa lett.5

Mivel a kerületi önkormányzati választások pártpreferenciái függnek attól, hogy a megkérdezett melyik kerületben lakik, e problémakör releváns elemzéséhez olyan mintával kellene rendelkeznünk, amely összetételében a budapesti felnõtt lakosság kerületenkénti megoszlásának arányait tükrözi. (Legalábbis ez az arány az, ami bizonyosan tesztelhetõ a népszámlálás adatai alapján.) Ugyanakkor a véletlen telefonos minta nem a felnõtt lakosság kerületenkénti arányait, hanem a telefonos lakásban lakók kerületi arányait fogja tükrözni. Ez csak akkor lenne elhanyagolható szempont, ha minden kerületben lakosságarányos lenne a telefonos lakások aránya. Ez azonban koránt sincs így. Táblázatunkban erre láthatunk néhány szélsõ példát:

I. kerület 1,7 3,2

II. kerület 5,1 7,0

V. kerület 2,2 4,0

XI. kerület 8,7 11,0

XV. kerület 4,7 2,9

XVI. kerület 3,4 1,9

XVIII. kerület 4,8 2,1

XX. kerület 4,5 1,4

Források:* 1990. népszámlálás, ** Matáv Rt.

Láthatjuk, hogy a vonal feletti kerületekben a lakosságarányhoz viszonyítva jelentõsen többen, a vonal alatti kerületekben jelentõsen kevesebben laknak telefonos lakásban. A véletlen telefonos minta kerületi összetétele ennek megfelelõen torzulhat, és e torzulás fennállhat a korcsoportok szerinti kvótás mintavételnél is. A nem kerületarányosan mintába került személyek pártpreferenciái szisztematikus hibaként torzíthatják a pártokkal kapcsolatos kérdésekre adott válaszokat is. Mi e torzításokat csak megnöveltük azzal, hogy a kérdezésnél speciális telefonjegyzéket is használtunk.6 Ennek hatására a kérdezettek iskolai végzettség szerinti aránya jelentõsen javult, egyszersmind azonban torzultak a minta lakóhely szerinti arányai: a kérdezettek 29,8%-a került a mintába a X. kerületbõl, és 13,6%-uk került a IX. kerületbõl. Lakosságarányos mintavételnél a X. kerületre a kérdezetteknek csak 4,8%-a, a IX. kerületre pedig 3,9%-uk esett volna.

Eljárásunkat viszont alátámasztja az, hogy ez a módszer közel megduplázta a mintába került nyolc általánost végzett személyek számát, és valamelyest növelte a nyolc általánosnál alacsonyabb iskolai végzettségûek számát is (lásd a 2. táblázatot).

8 általánosnál kevesebb 12,8 5,8 4,6

8 általános 29,9 15,1 8,3

szakmunkásképzõ 9,8 12,2 9,5

középiskola 30,9 39,0 42,2

fõiskola 7,0 13,3 13,9

egyetem 9,6 14,7 21,4

A táblázat belsõ arányai mutatják, hogy a telefonos minták súlyozása korántsem kisebb aránytalanságok módosítása, hanem igen jelentõs korrekció. Különösen, ha arra törekszünk, hogy ne csak iskolai végzettség szerint súlyozzunk, hanem más dimenziókat is figyelembe vegyünk. A telefonos minták például alig tartalmaznak alacsony iskolai végzettségû (nyolc vagy kevesebb osztályt végzett) fiatalokat (1%), holott arányuk a budapesti felnõtt népességben nem elhanyagolható (4%).

Mindezek ellenére a súlyozást (ha az szakmailag ésszerû határok között marad) elfogadható eljárásnak tartjuk, annál is inkább, mert a kérdésekre adott válaszok megoszlásának általános tendenciáin nem változtat alapvetõen, a súlyozott adatok nem különböznek lényegesen a súlyozatlan adatoktól.

A továbbiakban a fenti módon súlyozott adatokat használtuk fel.

A Matáv Rt. felkérésére többek között megkérdeztük a következõt:

Mennyire szeret Ön telefonálni?

(A személyes felkeresés esetében értelemszerûen csak akkor tettük fel a kérdést, ha a lakásban volt telefon.) A válaszokat ötfokú skálán kellett megadni.

Az elemzés nem mutat szignifikáns különbséget a két minta válaszai között, a telefonon feltett kérdésre 3,22, a személyesen feltett kérdésre 3,09 a kapott válaszok átlagértéke.

Ugyanakkor egyértelmûen eltérnek a „szeret telefonálni" (az ötfokú skálán a 4-es érték) választásában a minták: míg a telefonon válaszolóknak 20%-a, a személyesen válaszolóknak csupán 14%-a választotta ezt az értéket. Ez sejtetni engedi azt, ami a kis minták miatt nem bizonyítható: valószínûleg csupán a telefonon kérdezés ténye módosítja a telefonnal kapcsolatos kérdésekre adott válaszokat.

Figyelemre méltó ezen túl, hogy a telefonon kérdezettek mintája szerint a telefonálás szeretete függ a kortól és a nemtõl is. A fiatalok és a nõk jobban szeretnek telefonálni, mint a többiek.

A személyesen megkérdezett minta csupán a nemmel való összefüggést mutatja ki. Ez az eltérés nem magyarázható csak az elemszám-különbséggel, hiszen, ha a személyes minta 6 kategóriás korcsoportváltozóját két kategóriában (fiatal – idõs) vonjuk össze, itt sem találunk összefüggést a kor és a telefonálás szeretete között. Ez ismét arra figyelmeztet, hogy a telefonos kérdezés alatt a személyes kérdezéstõl eltérõ, eddig fel nem tárt hatásmechanizmusok is mûködhetnek, amelyeket csak nagyobb mintákon lehetne vizsgálni.

Az 1–3. ábrán a kérdésre adott válaszok 100-as skálára kivetített átlagértékeit mutatjuk be szemléltetõ jelleggel, a két minta, valamint a nem, a korcsoport és az iskolai végzettség szerinti bontásban.

A kérdezés aktualitását az önkormányzati választások adták, így lehetõségünk nyílt többféle, a lakosság politikai ismereteit és véleményét tesztelõ kérdés válaszainak összehasonlítására.

A közelgõ választások egyik izgalmas kérdése volt a fõpolgármester-jelöltek közötti versengés. Válaszlehetõségek felsorolása nélkül (azaz nyitottan) kérdeztük meg a következõt:

Az ön tudomása szerint Budapesten kik a fõpolgármester-jelöltek?

A kérdés felfogható olyanként is, amivel a kérdezettek politikai tájékozottságát, ismeretét mérjük. Az eredmények azt mutatják, hogy a két minta kérdezettjeinek az ismeretszintje (legalábbis ebben a tekintetben) eltér egymástól. A telefonon válaszolók közül többen ismerik a fõpolgármester-jelölteket, mint a személyesen megkérdezettek közül. (Lásd a 4. ábrát.)

Azoktól, akik ismertek fõpolgármester-jelöltet, megkérdeztük, hogy szerintük az adott jelölt melyik pártnak vagy pártoknak a jelöltje. Ahogy az 5. ábrán látható, ezúttal is azt tapasztaltuk, hogy a telefonos minta tájékozottsága egyértelmûen nagyobb, mint a személyesen megkérdezetteké.

Ahogy azt a súlyozás ismertetésénél leírtuk, mindkét mintát – meglehetõs alapossággal – a legutóbbi népszámlálás adataihoz súlyoztuk, tehát az ismeretszint-különbség oka nem származhat az iskolai végzettség, a kor vagy a nemek arányának eltéréseibõl. Az eredmények szerint tehát valóban léteznek az iskolai végzettséggel önmagában nem mérhetõ kulturális különbségek a telefonon kérdezettek és a személyesen megkérdezettek között, amelyek a fenti típusú ismeretszintkérdéseknél a budapesti lakosság ismereteinek túlbecslését eredményezhetik.7 E különbségek (mint ahogy a bevezetésben idézett tanulmányunkban leírtuk) mérhetõk is: az azonos iskolai végzettségûek között a telefonos lakásban lakóknak például több könyvük van, mint azoknak, akik nem telefonos lakásban laknak, vagy például többen beszélnek közülük idegen nyelvet. (Jelen módszertani kutatásunk szûkös keretei miatt az iskolaivégzettség-kategóriákon belüli kulturális különbségek tesztelésére nem volt mód.)

Ugyanakkor, mint az ábrán is látható, a túlbecslés – bár legtöbbször szignifikáns – az elemzett kérdéseknél nem jelentõs, és ami fontosabb: nem változtatja meg a válaszok megoszlásának tendenciáit. Kellõen óvatos adatelemzés esetén ez tehát inkább alátámasztja, mint cáfolja a telefonos közvélemény-kutatások létjogosultságát Budapesten.

Két kérdéssel teszteltük azt, hogy a kérdezett melyik fõpolgármester-jelöltre szavaznának. Azoktól, akik legalább egy tényleges jelölt nevét említették, válaszlehetõségek felsorolása nélkül kérdeztük meg, hogy melyik jelöltre szavazna. A következõ kérdésben azok kivételével, akik minden jelöltet ismertek, mindenkinek felolvastuk a jelöltek nevét, és kértük, hogy most már az összes jelölt ismeretében válasszanak.

Annak ellenére, hogy az elsõ kérdést a kérdezettek több mint egyharmadának nem tettük fel (mert egyetlen jelöltet sem ismert), a második kérdést pedig a kérdezettek azon egyötödének nem tettük fel, akik minden jelöltet ismertek, a válaszok megoszlása a jelöltek nevének felolvasása után gyakorlatilag nem változott. (Azon túl, hogy a jelöltek nevének felolvasása valamelyest csökkenti a „nem tudja, hogy kire szavazna" válaszok arányát.) A válaszok megoszlását a 6. és a 7. ábra mutatja.

Látható, hogy a telefonon kérdezett és a személyesen felkeresett minta válaszai között mindkét kérdésben feltûnõ az azonosság. A várható értéktõl szignifikáns eltérést egyedül a 7. ábra „nem menne el" kategóriájánál tapasztalunk, a személyes mintában többen nem mennének el szavazni, mint a telefonosban.

A két kérdésre adott válaszok megoszlásának látványos azonossága alapvetõen két okkal magyarázható.

Az elõzõekben már láttuk, hogy a telefonos minta tájékozottabb a jelöltek személyét illetõen, mint a személyes. Ez a magasabb politikai ismeretszint ugyanakkor nem érinti a szavazati arányokat. Azok az emberek, akik egy jelöltet sem tudtak megnevezni, a jelöltek felsorolása után hasonló arányban szavaznának az egyes személyekre, mint azok, akik egy vagy több jelölt nevét tudták.

A másik ok eléggé magától értetõdõ, de a pontosság megkívánja, hogy leírjuk: attól, hogy felolvassuk a teljes jelöltnévsort és az õket támogató pártokat azoknak, akik nem ismertek minden jelöltet, ettõl még nem fognak másra szavazni. Vagyis, ha már választottak valakit, önmagában a teljes jelölt-névsor megismerése túlnyomó többségüket nem fogja megingatni ebben a választásukban.

Megkértük a válaszolót, rangsoroljon három tényezõt aszerint, melyik mennyire befolyásolja abban, hogy kire szavaz. A sorrend mindkét almintában azonos: az elsõ a jelölt szakmai felkészültsége, a második a személyes szimpátia s a harmadik, legkisebb súlyú tényezõ az általa képviselt párt, de a telefonon kérdezettek közül többen választják a személyes szimpátiát elsõ helyen, a személyesen kérdezettek pedig a jelölt szakmai felkészültségét választják nagyobb arányban. Ez az eltérés (statisztikailag szignifikáns volta ellenére) nem érdemel több figyelmet egy lábjegyzetnél.8

Függetlenül attól, hogy a kérdezett ismerte-e a jelölteket vagy sem, megkértük, hogy osztályozza le a jelölteket egy ötfokú skálán aszerint, hogy mennyire rokonszenvesek. Az osztályzatok átlagértékei alapján a telefonon válaszolók Szabó Jánost kevésbé negatívan értékelték, mint a személyesen válaszolók.9 Ez az eltérés a négy jelölt rokonszenvsorrendjén nem változtatott. A másik három jelöltnél nem tapasztaltunk statisztikailag mérhetõ különbséget a két minta rokonszenvátlagai között.10

Az önkormányzati választással kapcsolatos pártpreferenciákat két kérdéssel vizsgáltuk:

– Ha most vasárnap lennének a kerületi önkormányzati választások, ön melyik párt jelöltjeire szavazna?

– És a fõvárosi önkormányzati testület megválasztásánál melyik pártra, illetve melyik pártok együttes listájára adná szavazatát?

A válaszok két minta szerinti megoszlásának vizsgálatakor használtuk a kerületi aránytalanságokat is kiegyenlítõ súlyt. Vizsgáljuk meg a 8. és a 9. ábrákat, ahol az önkormányzati választásokkal kapcsolatos pártpreferenciákat ábrázoltuk több megközelítésben.

Az ábrákon a válaszok megoszlását öt változatban közöljük. Egyrészt láttatni szeretnénk a személyes minta súlyozatlan és súlyozott adatait, másrészt a telefonos minta súlyozatlan és kétféleképpen súlyozott adatait. Ezzel ábrázolni tudjuk a személyes és telefonos megkérdezés válaszmegoszlásai közötti különbségeket, és egyben meg tudjuk mutatni a súlyozás hatásait is. Kezdjük ez utóbbival! A tömbök felsõ két oszlopa a személyes minta súlyozatlan és súlyozott adatait mutatja. A tömbök alsó három oszlopa a telefonos megkérdezés súlyozatlan és kétféleképpen súlyozott adatait mutatja be. A telefonos minta A-típusú súlyozása a súlyozás leírásánál található. A B-típusú súlyozás a fentebb leírt kerületekre nem arányos mintavétel szisztematikus hibájának korrekcióját is tartalmazza.

A „hivatkozható adatok"-hoz vezetõ nyilak azoktól az oszlopoktól indulnak el, amelyekre egy kutató joggal hivatkozhatott volna akkor, ha vagy csak személyes, vagy csak telefonos kérdezést folytat, tehát ha nem állt volna rendelkezésére a kontrollminta.

Az elsõ dolog, amelyre érdemes figyelnünk az ábrán, az, hogy a súlyozás nem változtat jelentõsen a súlyozatlan minták válaszainak megoszlásain. Ahol a személyes és a telefonos minták válaszmegoszlásai között jelentõs az eltérés, az a súlyozások után is fennmarad, ahol ez nem jelentõs, azt a súlyozás sem változtatja meg. Mivel a súlyozás az egyes társadalmi csoportok mintán belüli arányainak korrekciója, a válaszok megoszlásának súlyozás elõtti és utáni hasonlósága elsõsorban arra utal, hogy az egyes társadalmi csoportok véleménye (itt éppen pártpreferenciái) között nincs akkora eltérés, hogy egy meglehetõsen rossz mintából egészen más becsléseket tehetnénk az alapsokaságra nézve, mint egy nagyon jó mintából. A fõbb tendenciákat már egy rossz mintából is jól becsülhetjük, a súlyozás inkább a becslések pontosítását segítheti.

A személyes minta válaszmegoszlásain a súlyozás lényegében semmit sem változtat.11 A személyes kérdezés adatai közötti jelentéktelen eltérés a fentieken túl annak eredménye, hogy a személyes mintát nem kellett jelentõsen súlyozni.12

A súlyozás hatásain kívül az ábrákra pillantva szembetûnõ, hogy a személyes és a telefonos kérdezés eredményei eltérnek egymástól. A 8. ábrán a parlamenti ellenzék pártjainak becsült szavazótábora a személyes kérdezésben 28%, a telefonos kérdezés eredménye csupán 20%. A személyes kérdezésben a „nem tudom, hogy kire szavaznék" aránya 15%, a telefonos kérdezésben pedig 24%.

A 9. ábra minden válaszelemében (az elõzõ ábrával azonos tendenciájú) szignifikáns eltéréseket mutat. A személyes megkérdezés jobban „behozza" a parlamenti ellenzéket, az MDF-et, a telefonos megkérdezésben pedig jóval nagyobb azoknak az aránya, akik nem tudják, hogy melyik párt jelöltjére szavazzanak. (Meg kell jegyeznünk, hogy a két dolog független egymástól, vagyis nem azok a társadalmi csoportok válaszolnak „nem tudom"-mal a telefonos kérdezésben, amelyek a személyes kérdezés során az ellenzékre szavaznak.)

Ha a személyes kérdezésben lenne több a „nem tudja" válasz, a dolog könnyen magyarázható lenne azzal, amit már az elõzõekben is láttunk, hogy a személyesen kérdezett minta politikai tájékozottsága kisebb. De a kép pontosan ennek ellenkezõjét mutatja: a politikailag tájékozottabb minta a bizonytalanabb. Nem szeretnénk teszteletlen hipotézisekkel elõállni, ezért sem ezt, sem az „ellenzékibb" személyes mintát nem kívánjuk kommentálni. Reméljük, egyszer majd módunk lesz vizsgálni ezeket a problémákat is.

Dolgozatunk alapkérdése az volt, hogy egy 500 fõs mintán történt telefonos közvélemény-kutatás eredményei eltérhetnek-e a személyes megkérdezés eredményeitõl.

A kérdésre igennel kell válaszolnunk.

Az eltérések két forrásból származhatnak:

1. a telefonos minta szisztematikus hibájából, amelyet nem lehet súlyozással korrigálni, és abból, hogy

2. önmagában a telefonos kérdezés ténye a személyes kérdezési szituációhoz képest változtathat egyes esetekben a kérdezettek válaszain.

A fõpolgármester-jelöltek személyével és párthovatartozásával kapcsolatos kérdésekre adott válaszok azt mutatják, hogy a telefonos minta kérdezettjei összességében tájékozottabbak, mint a személyesen megkérdezettek, ami a minta szisztematikus hibájára utaló jel. Nehezen lehetne cáfolni azt is, hogy ez az ismeretkülönbség nem csupán a politika területére korlátozódik, ezért az a hipotézisünk, hogy a telefonos közvélemény-kutatások „Hallott-e arról, hogy..." típusú kérdéseire adott „igen" válaszok értéke szisztematikusan 3-8%-kal magasabb lesz, mint egy személyes megkérdezésen alapuló mintáé.

Könnyen belátható az is, hogy a telefonnal kapcsolatos vélemény- és elégedettség kérdésekre másképp válaszolnak az emberek telefonon, mint személyesen. Ha telefonon kérdezzük, hogy mennyire szeret telefonálni, valószínûbb a magasabb osztályzat, mint ha ugyanezt a kérdést személyesen tesszük fel.

További, nagyobb mintákon történõ, részletesebb vizsgálatokat igényel annak felderítése, hogy a telefonon megkérdezettek (azonos korcsoport, iskolai végzettség és nemi összetétel mellett) miért kormánypártibbak, és miért bizonytalanabbak pártpreferenciáikat illetõen, mint a személyesen megkérdezettek.

Mindebbõl ugyanakkor nem lenne helyes levonni azt a következtetést, hogy telefonon nem érdemes közvéleményt kutatni. A veszély inkább abban áll, hogy mivel olcsó, gyors és a személyes kérdezésnél könnyebben megszervezhetõ, vagyis viszonylag kis befektetéssel is jól eladható a piacon, szakmailag kevésbé igényes cégek is felhasználják, rontva ezzel a szakma hitelét. Holott a bemutatott módszertani problémák (mintanagyság, szisztematikus hiba, kérdések típusa, mit lehet kérdezni, mit nem) és az interpretációs nehézségek (kisebb mintákon a sztenderd hiba nagysága) miatt komolyabb szakmai felkészültséget kívánna, mint egy „egyszerû" személyes kérdezésen alapuló kutatás.
Jegyzetek
1 Az 500 fõs telefonos mintán készült felvétel egy telefonos felvételsorozat része volt, ahol a kérdõíveket és a felvételsorozatnak az (alább következõ módszertani vizsgálattól független) elemzéseit Garami Erika (Tárki) készítette.

2 A Magyar Háztartás Panel 1994-es adatai szerint a budapesti háztartások 58%-ában van telefon. Ez az arány a háztartásfõk iskolai végzettsége szerint jelentõs eltéréseket mutat. Míg a 8 általánosnál kevesebbet végzett háztartásfõk 33%-a és a 8 általánost végzettek 46%-a lakik csak telefonos lakásban, a felsõfokú végzettséggel rendelkezõ háztartásfõk 79%-ának van otthon telefonja.  Ez az alapfokú vagy alacsonyabb iskolai végzettséggel rendelkezõk mintába kerülési esélyét jelentõsen csökkenti, a felsõfokú végzettségûek esélyét pedig jelentõsen növeli. A telefonos lakásban lakó felnõttek (17 évesnél idõsebbek) átlagéletkora szignifikánsan magasabb ugyan, mint azoké, akik nem telefonos lakásban laknak, de az eltérés mintavételi szempontból nem jelentõs. (A felnõttek korátlagának eltérése két év, a modális értékek és a mediánok eltérése 4 év.) Itt a gondot sokkal inkább az okozza, hogy a véletlen hívások az otthon lévõket érik el,  így nagyobb az inaktív, idõs korosztályok mintába kerülési esélye.

3 Mint a kérdezõk beszámolóiból kiderült, az ezekbe a kategóriákba tartozó személyeket úgy kellett „összevarázsolni". Ismerõsöket kerestek, kérdezettektõl kértek neveket és telefonszámokat, munkásszállóra telefonáltak, sõt az egyik kérdezõ egy vele egy házban lakó embert kérdezett meg személyesen, akinek ugyan telefonja nem volt , de kora és iskolai végzettsége szerint megfelelt a kvótának.

4 Ha a kerületekben nem arányos a lakosság iskolai végzettség, kor és nem szerinti összetétele, a súlyozás által megnõhet vagy csökkenhet  egyes kerületek  (virtuális) megkérdezett-aránya a mintában, ami tovább torzíthatja az adott kérdés válaszainak megoszlását, ahelyett, hogy a valóságos helyzethez közelítené.

5 A telefonnal kapcsolatos kérdés elemzésekor másképp jártunk el. Itt ugyanis az volt a cél, hogy összevessük a telefonon kapott válaszokat a személyesen megkeresett emberek azon csoportjának válaszaival, akik telefonos lakásban laknak. Az összevetést úgy tartottuk korrektnek, ha a két összehasonlítandó csoport iskolai végzettség, nem és korcsoport szerint azonos összetételû, ezért a telefonos mintát súlyoztuk e három változó szerint a személyesen megkérdezett, telefonos lakásban lakó egyének összetételének  megfelelõen.

6 Ahogy a minták leírásánál jeleztük, annak érdekében, hogy megnöveljük az alacsony iskolai végzettségû fiatalok mintán belüli arányát, a népszámlálás adataiból olyan körzeteket választottunk ki, ahol az átlagosnál jóval magasabb a fiatalok és az alacsony iskolai végzettségûek aránya. E körzetek telefonszámait megvásároltuk, és a kérdezõk kb. egyharmad arányban ezeket is felhívták.

7 A telefonon kérdezettek (telefonos minta) és személyesen kérdezettek (személyes minta) közötti különbségek  csak részben mutatják a telefonos lakásban lakók és a nem telefonos lakásban lakók közötti különbségeket, hiszen a személyesen kérdezett  minta tagjainak 58%-a is telefonos lakásban lakik. Ezért érdemes egy más megközelítésben is bemutatni adatainkat. Bontsuk például az alapfokú iskolai végzettségû válaszolókat három csoportra: telefonon kérdezettekre, személyesen kérdezett telefonos lakásban lakókra és személyesen kérdezett telefon nélküli lakásban lakókra. Közülük Baráth Etelét mint fõpolgármester-jelöltet említette (rendre) 41, 40 és 30%,  Demszky Gábort  52, 55 és 38%, Latorczai Jánost 18, 25 és 9%. Ezek az adatok is a fenti megállapításunkat támasztják alá, hiszen látható, hogy a telefon nélküli lakásban lakó alapfokú iskolai végzettségûek  mindhárom esetben  jóval kisebb arányban említették az adott jelöltet.

 8 Elképzelhetõ, hogy a magyarázat egyszerû: az eltérés két minta sztenderd hibájából adódik. Ennek kapcsán nem mehetünk el szó nélkül amellett, hogy mérõeszközeink mennyire bizonytalanok. Hiszen hiába mutatja a chi2 próba vagy a cella sztenderdizált adjusztált reziduálisa a függetlenség valószínûtlen voltát, ha a kapott két érték az összegzett sztenderd hibák határán belül esik. Ilyenkor nem biztos, hogy a számunkra kedvezõbb mérõeszközt kell választanunk. Másfelõl, ha az eltérés igaz, okáról hipotézisek egész sora születhet. Ha igaz, hogy a telefonon válaszolók inkább választják elsõ helyen a személyes szimpátiát, amit a kérdezõ elõször olvas fel,  lehetséges, hogy a telefonon felsorolt három tényezõ jobban vonzza az elõször mondott tényezõ választását, mint ha a felsorolás személyesen történik. Lehetséges, hogy a telefonon válaszolás lazább, kevésbé megfontolt hozzáállással történik, de lehet, hogy csak õszintébb, spontánabb. És sorolhatnánk.

 9 A telefonon válaszolók átlagosztályzata 2,60, a személyesen válaszolóké 2,27.

10 Természetesen azok aránya, akik azt válaszolták a rokonszenvkérdésnél, hogy „nem ismerem", az elõzõekben jelzett ismeretszint-eltéréseknek megfelelõen jelentõsen nagyobb volt a személyesen kérdezettek körében, mint a másik mintában.

11 A viszonylag alacsony elemszám miatt nem láttuk értelmét tizedszázalékok közlésének, az adatok a kerekítés szabályait követve lettek egész számok.
12 A legkisebb és a legnagyobb súly közötti különbség itt 1,771, míg a telefonos minta A-típusú súlyánál  3,143, a B-típusnál pedig 6,89.