Kemsley, W. F. F.: A kikérdezők befolyása a háztartásstatisztikai adatfelvételeknél

788'

STATISZTIKAI IRODALMI FIGYELÖ

ban bekövetkező változás mértékét is. Ha például az egy főre jutó á tlagos jövedelem nő és ugyanakkor a jövedelemeloszlás egyenletesebbé válik, akkor ez utóbbi té—

nyező elhanyagolása esetén az 1—nél kisebb rugalmasságú cikkek iránti kereslet nö- vekedését alá—, az 1-nél nagyobb rugal—

masságú cikkek iránti kereslet növekedé—

sét viszont túlbecsüljük.

Az eredményeket szerző azon feltételek mellett kapta, hogy egyrészt a jövedelem- eloszlás lognormális és az egy főre jutó

átlagos jövedelem növekedésével csak a

paraméterei változnak, típusa nem, más—

részt felteszi hogy a jövedelem és egy

adott cikk közötti regressziót az egész fi—

gyelembe vett időszakban ugyanaz a kon—

stans elaszticitású hatványfüggvény fejezi Ezen feltételek mellett egy adott cikk iránti kereslet százalékos növekedését az

lap (11) : 100 [0 (fia;) (I Jr- a)" —— 1]

formula szolgáltatja, ahol ") a szóbanfor—

gó cikk konstans rugalmassága, 100 a az átlagos egy főre jutó jövedelem tervezett

(vagy várható) százalékos növekedése, 100 B a jövedelemeloszlás koncentrációs iegyütthatójának százalékos csökkenése a fenti átlagos jövedelememelkedés esetén.

továbbá

' lMl—nlw'z—G")

0 (5— n) : e _

Itt a', illetve 0'* az eredeti és a megvál- tozott jövedelemeloszlás szórás paraméte—

rei. (()"M az eredeti jövedelemeloszlás

koncentrációjának és [y'—nak ismeretében

meghatározható.)

Ha a jövedelemeloszlás koncentrációja nem változik, akkor

la,.) ('n) : 100 [(l 4- a)" —— 1]

Ha a jövedelemeloszlás koncentrációjá—

ban bekövetkezett változást nem vesszük figyelembe, és a szóbanforgó cikk keres—

letében bekövetkező százalékos változást

ekkor I *-gal jelöljük, akkor

10 ('n) : 100 a 7)

Be lehet látni, hogy fennállnak az aláb—

bi egyenlőtlenségek

n., (79 ( 1; (n) ( ra,/s (n)

haO(7)(l, ő)0

Ia,o(n))72(n))la,5(m

han)1. §)0

mely egyenlőtlenségek matematikai meg—

fogalmazásai az előzőkben említett ered—

ménynek.

A szerző indiai mintavételi adatok alap—

ján számos numerikus illusztrálását adja az elméleti eredményeknek.

(Ism.: Éltető Ödön)

Kemsley, W. F. F.:

A kikérdezők befolyása

a háztartásstatisztikai adatfelvételeknél

(Interviewer variability and a budget sur—

vey.) — Applied Statisttcs. 1960. 3. sz. 122—

123. p.

A tanulmány azt vizsgálja, hogy a ház- tartásstatisztikai adatfelvételeknél a nyert

képviseleti adatok megbízhatósága szem—- pontjából a kikérdezőknek milyen jelen—

tősége van. A kérdés azért érdekes, mert—

egyrészt rávilágít a kérdőbiztosok kikép—

zésének fontosságára, másrészt pedig ala-

pot nyújt annak megítélésére, hogy a rep—

rezentatív statisztikai adatfelvétel ered- ménye mennyiben tükrözi a közreműködő segéderők személyének befolyását.

Szerző eleve megállapítja, hogy a ki—

kérdezők hatásának érvényesülése ske—

vésbé valószínű ott, ahol ténybeli adato—

kat kell felvenni, mint ott, ahol a statisz- tikai vizsgálat az adatszolgáltatók véle—

ményének, magatartásának alakulására vonatkozik. Mégis elképzelhető, hogy a

háztartásstatisztikai adatfelvételnél is be- folyásolja az eredményeket a kérdőbiztos, mivel a helyszínen ő osztja ki és gyűjti

össze a kérdőíveket, ennek során 6 ma—

gyarázza meg az adatszolgáltatónak, ho—

gyan kell a feljegyzéseket vezetni, továbbá 6 ellenőrzi a feljegyzéseket a helyszínen.

A kérdőbiztos szerepét a következő módszerrel vizsgálták meg:

A szóbanforgó képviseleti adatfelvétell

kb. 5000 háztartásra terjed ki, akiket 128 elsődleges mintavételi egységbe soroltak be. Egy háztartás csak 14 napig vezeti ugyan a feljegyzéseket, de a háztartások száma úgy van elosztva, hogy az adatok egész éven át az év minden szakára vo—

natkozóan folyamatosan érkezzenek be.

A kérdőbiztosok szerepét a következő módszerrel vizsgálták: 24 területi egy—

ségen belül az előre kiválasztott címjegy—

zékeket két egyenlő részre osztották és

egy helyett két kikérdezőnek adták ki az anyagot. A kettéosztás során ügyeltek ar—

ra, hogy mind területileg, mind időben elosztva, a kikérdező pár teljesen egyen- értékű feladatot kapjon. A beérkezett adatok alapján több változó alakulását megvizsgálták és kiszámították minden esetben a kikérdezö pár eredményei kö—

zötti, s az egyes kikérdezők által gyűjtött adatokra vonatkozó szórásokat. Az érté—

kelés megkezdése előtt a 24 kérdőbiztos

pár anyagát aszerint csoportosították,

hogy milyen válaszadási arányt értek el páronként átlagosan és hogy milyen elté—

! Ministry of Labour and National Service (1957) Report of an enduiry into household expenditure in 1953—54. London.

STATISZTIKAI IRODALMI FIGYELÖ

789

rések mutatkoztak egy-egy pár két tag—

jánál a kapott Válaszadási arány tekin- tetében.

Ilyen módon először két csoportot ké—

peztek aszerint, hogy a kérdöbiztos pár , által elért átlagos válaszadási arány 50 százalékon felüli vagy aluli, majd e cso—

portokon belül az anyagot aszerint cso—

portosították, hogy mekkora az adott

átlag körüli szórás a válaszadás tekinte—

tében.

A kérdőbiztosok befolyását már most az egyes ismérvekre vonatkozóan az úgy- nevezett ,,F—hányados" segítségével ki—

sérelték megállapítani. Ez a mutató az egyes kérdőbiztosok által gyűjtött adatok közötti szórást viszonyítja ahhoz a szó—

ráshoz, amely egy—egy kérdőbiztos által

gyűjtött anyagon belül mutatkozik.

A tanulmány a számítások eredményeit három táblázatban adja. Az első a ház—

tartásra jellemző adatokra vonatkozó ,,F—

hányadosokat" közli, így a háztartáshoz

tartozók számára, azok megoszlására 16

éven felüliekre és aluliakra, dolgozókra, iskolásokra és nem dolgozókra, továbbá a

lakásbérlők, illetve tulajdonosok arányá—

ra, a szobák számára és a gázellátásra vo—

natkozóan. A mutatószám az első két cso-

portban túlnyomórészt az egységen alul

van, ami arra mutat, hogy a kérdőbizto—

sok az adatokra nincsenek hatással. A harmadik és a negyedik csoportban a mu—

tatószámok magasabbak és a két szórás közti különbség több adatnál szignifikáns.

Mivel az első két csoportnál a kikérdezó hatása nem jelentkezik, a harmadik és ne—

gyedik csoportnál az adatoknál mutatkozó nagyobb eltérést azzal lehet magyarázni, hogy az összefügg az alacsonyabb vá—

laszadási aránnyal. A másik táblázat, amely néhány kiadáscsoportra vonatkozó számításokat tartalmaz, hasonlóképpen

azt mutatja, hogy a kérdőbiztosok nem

befolyásolják az eredményt. A harmadik táblázat olyan technikai jellegű adatokra vonatkozik, mint amilyenek a kiadás és a jövedelem aránya vagy a kiadási tétel—

számok alakulása. A mutatószám itt is úgy alakul, hogy a kérdőbiztosok befolyá—

sára következtetni nem lehet.

Szerző a vizsgálatból azt a következte—

tést vonja le, hogy amennyiben gyakor—

lott kérdőbiztosokról van szó, akik meg—

felelő —— az adott esetben 60 százalék kö- rüli —— válaszadási arányt érnek el, akkor a felvétel eredményét a kérdőbiztos sze—

mélye nem befolyásolja. A lényeges kér—

dés az, hogy az adatszolgáltató háztartá- sok közreműködő készsége mekkora, s mennyiben lehet biztosítani a maximális válaszolási arányt. Amennyiben a válasz megtagadási arány magas, ez torzíthatja

a véletlen mintát és a minta összetétele hasonló lehet az ún. kvóta—szerinti kép—

viseleti kiválasztásához, amelynél az adat—

szolgáltató kiválasztását a kérdőbiztosok—

ra bízzák.

(Ism.: Tóth József)

Snírlin, Jn.:

A szovjet lakosság fogyasztási indexe

(Ob indeksze potreblenija materialnüh blag í uszlug naszeleniem SzSzSzR.) — Vesztnik Sztatisztiki, 1960. 12. sz. 59—64. p.

A szerző a cikk bevezető részében utal arra, hogy a lakosság anyagi ellátottsá—

gának dinamikáját többféle mutatóval le—

het jellemezni; e mutatók között legfon—

tosabbnak a fogyasztási alapokra vonat——

kozó adatokat tekinti. A Szovjetunióban 1956 óta a statisztikai hivatalok a mérleg—

módszer segítségével megállapítják a leg—

fontosabb élelmiszerek és fogyasztási cik—

kek fogyasztási alapjait és kiszámítják az

egy főre jutó átlagos élelmiszerfogyasztás mutatóit. Ezek a mutatók —— nagy jelen- tőségük ellenére —— természetesen nem jellemzik a lakosság teljes fogyasztását, továbbá a különféle szolgáltatásokat.

A lakosság fogyasztásának dinamikáját a kiskereskedelmi forgalom volumenin—

dexe is jellemezhetné, azonban ez az in—

dex nemcsak a mennyiségi változásokat, hanem a választék eltolódásokat is tükrö—

zi. A fogyasztáson belül a jobb minőségű

áruk szerepének növekedése változatlan árak mellett is az átlagárak növekedését eredményezi. Emellett ez az index nem tükrözi az anyagi ellátás egyéb tényeZői—

ben (szolgáltatások) bekövetkezett válto—

zásokat. Éppen ezért olyan indexeket kell

konstruálni —- mégpedig elvileg a lakos—

ság egyes csoportjaira, tehát a munkások és alkalmazottak, valamint a kolhoztagok!

csoportjaira külön-külön —, amelyek e változásokat összevontan tükrözik. A dif—

ferenciálás nehézségeire tekintettel a szer-

ző által javasolt séma, amely az anyagi javak. és szolgáltatások fogyasztási in—

dexének kiszámításánál alapul szolgálhat,

az össznépes'ségre vonatkozik.

Az elfogyasztott termékek stb. Válasz—

tékában bekövetkezett változások figye-—

lembevétele céljából ki kell számítani a mennyiségi változások és a választékel—

tolódások indexét; e két alindex szorzata

adja az összfogyasztás indexét. Mindkét indexet külön ki kell számítani az élelmi—

szerekre és a nem élelmezési cikkekre,.

mindegyik csoportban külön kell Válasz—'

tani az ,,alapvető" és az ,,egyéb" cikkeket stb. Az említett egyes csoportokba tartozó cikkek felsorolása után szerző tájékozta—

tásul közli a fogyasztási index számítási