AZ ÚJ NÉPSZÁMLÁLÁSI MÓDSZEREK HATÁSA A MUNKAERŐ-FELMÉRÉSRE
LAKATOS JUDIT – MIHÁLYFFY LÁSZLÓ
A munkaerő-felmérésben a súlyozáshoz 1992 és 2001 között használt továbbszámított népességszámok, amelyek az 1990-es népszámlálásból származnak, nem egyeznek meg a 2001. évi népszámlálásból származó, megfelelő adatokkal. A területi egységenként eltérő demográfiai változások következtében az új népszámláláson alapuló súlyozás, a korábbi ada- tokhoz mérten, egyebek között 70 ezer fős növekedést eredményezett a foglalkoztatottak lét- számában, és ezzel egyidejűleg csekély mértékű csökkenést a foglalkoztatottsági rátában. A népszámlálás alapján a munkaerő-felmérés településmintáját is újra tervezték. Az új minta jóságát népszámlálási adatok segítségével tesztelték. A dolgozat részletesen bemutatja a tesz- telés módszerét és eredményeit, valamint a KSH publikációs stratégiáját abban az esetben, amikor egy korábban már közzétett adat utólagos helyesbítéséről van szó.
TÁRGYSZÓ: Foglalkoztatottság. Munkanélküliség. Mintavétel. Optimális allokáció.
A
munkaerő-piaci folyamatok nyomon követése céljából a Központi Statisztikai Hivatal 1992-ben vezette be a reprezentatív háztartási felvételként a munkaerő-felmérést (továbbiakban: MEF). A munkaerő-felmérés a KSH legnagyobb folyamatos összeírása, ahol negyedévente 37 ezer háztartás kijelölése mellett – figyelembe véve a meghiúsulá- sokat – mintegy 32 ezer háztartás (illetve az abban élő körülbelül 65 ezer 15–74 éves személy) gazdasági aktivitásáról szolgáltat részletes információkat. Egy kijelölt háztartás elvileg hat egymást követő negyedévben (azaz másfél évig) szerepel az adatgyűjtésben, majd végleg kikerül a megfigyelés köréből. A felvétel negyedéves mintája technikai okokból három egyenrangú havi almintára oszlik, azaz az adatgyűjtés folyamatos, de a három alminta együtt biztosítja a negyedéves adatot. Mivel a havi minták egyenrangúak, az 1990-es évek végétől a KSH ún. gördülő negyedéves (tehát mindig az utolsó három hónapra vonatkozó) főbb adatokat is közöl a részletesebb, naptári negyedévre vonatkozó adat-összeállítás mellett.Az 1992. évtől induló felvétel az 1990. évi népszámlálástól két vonatkozásban is függött.
1. A lakossági összeírások hagyományosan, a népszámlálási címállományon alapuló, de annál kisebb címállománnyal dolgoznak, mely „alállomány” elegendő címet tartalmaz ahhoz, hogy 10-12 éven át abban történjék az összeírás. (Az ún. ELAR-településeken a KSH stabil összeírói gárdát épített ki, melynek tagjai minimális utazási költségráfordítás-
Statisztikai Szemle, 81. évfolyam, 2003. 12. szám
sal dolgoztak a legkülönfélébb, de mindig csak az ELAR-településeken folyó adatgyűjté- sekben.) A MEF-települések kiválasztásánál lényegében ugyanez a gyakorlat érvényesül.
A munkaerő-felmérés 1992. évi mintájában valamennyi, 15 ezres lélekszámú település szerepelt (ezen belül a népszámlálási körzet volt az elsődleges, a lakás a másodlagos min- tavételi egység), az ennél kisebb települések esetében azonban maga a település volt az elsődleges kiválasztási egység (másodlagos a számláló körzet és utolsó a lakás). A mun- kaerő-felmérés lakásmintája tehát többlépcsős rétegezett valószínűségi minta. A minta kiválasztása úgy történt, hogy az elsődleges mintavételi egységek különböző rétegekbe kerültek. A rétegképző ismérvek a földrajzi egység, a településnagyság-kategória és a la- kóövezet. Az utóbbira példa a (történelmi) városközpont, lakótelep stb. A rétegekből mind a települések, mind a számlálókörzetek véletlenszerűen, nagysággal arányos való- színűséggel kerültek kiválasztásra. Az 1992. évi MEF-minta 671 település 9961 nép- számlálási számlálókörzetéből állt. Az összeírásba bevont települések száma (és a minta) – költségtakarékossági okokból – 1993-ban 581-re csökkent, majd 1998-tól, amikor a ré- gió szintű adatközlés is követelménnyé vált, 753-ra nőtt. A minta eme „hullámzása”, ha nem is érdemben, de hatott a számszerű eredményekre is.
2. A településkör kijelölésén túl, a munkaerő-felmérés másik közvetlen népszámlálási kapcsolatát az ott felmért népesség- és lakásszám, illetve az abból készülő továbbvezetés jelentette, mely a mintasúly (és így a teljeskörűsített adat) kialakításához kell. A korrek- ciós eljáráshoz 1997 decemberéig az előző év január 1-jei továbbvezetett népességszá- mot, 1998. januártól az adott hónapi népesség továbbvezetés előre jelzett adatát használ- tuk fel. (A korábbi módszer hibája az volt, hogy a népesség tényleges struktúrája az idő- szak végén már jelentősen eltért az időszak elején felmérttől. Ez a tanulók, a gyermek- gondozási ellátást igénybe vevők, a fiatal munkanélküliek és más hasonló, a demográfiai változásokra érzékeny rétegek számbavételénél okozott különösen nagy torzítást.)
A 2001. február 1-jei eszmei időpontban végrehajtott népszámlálás ugyancsak az em- lített két tényezőn keresztül befolyásolta a munkaerő-felmérés számszerű eredményeit.
Ebből egzakt módon az utóbbi, a továbbvezetett népességszámnak a népszámlálási ada- tokkal történő felváltásának hatása számszerűsíthető, de bizonyos becslések, illetve tesz- tek a településcserére vonatkozóan is rendelkezésre állnak.
A népszámlálási adatokon alapuló súlyszámcsere hatása a MEF-mutatókra
Az, hogy a továbbvezetett népességszám és a népszámlálással felmért népességszám között különbség mutatkozik, nem valamiféle tévedés eredménye, és nem is magyar jelen- ség. 1990-ben a felmért és továbbvezetett népességszámban közel 200 ezres különbség volt, a népszámlálás ennyivel kevesebb embert írt össze az előzetesen vártnál. 2001-ben ennél némileg kisebb, de éppen ellentétes előjelű volt az eltérés. Az 1,8 százalékos különb- ség hasonló a francia vagy az angol értékhez. E két ország a népszámlálási adatokból a mi- enkhez hasonló módon, illetve ideológia alapján számolja újra munkaerő-felmérési idősora- it is. (Az újraszámolás azonban nem szükségszerű, találunk arra is példát, hogy az admi- nisztratív regiszter népességszámát használják felvételi és teljeskörűsítési keretként akkor is, ha az összeírás ettől eltérő számot eredményez (Szlovénia), illetve vannak országok, ahol a népszámlálást eleve az adminisztratív regiszterek bázisán hajtják végre (skandináv országok) és így nincs is két különböző érték.) A magyar statisztikai gyakorlat prioritást ad
a népszámlálási adatoknak, és amikor szükséges, utólagos adatkorrekciót is végez, akkor is a népszámlálás eszmei időpontjától mindenképpen annak népességszámát használja. Az eszmei időpont és a rendelkezésre állás időpontja között azonban a távolság számottevő. A megjelent havi népmozgalmi adatokból például 2001-ben a népességszám hiányzott (csak születésszám és halálozási adat volt), mivel a népszámlálás eredményei csak az év végén álltak rendelkezésre. Ez azonban nem volt járható út a munkaerő-piaci statisztikák esetében.
Ezért 2002. harmadik negyedévéig egy elvileg nem is létező, az 1990. évi népszámlálás bá- zisán továbbvezetett népességszámot használtuk a munkaerő-felmérés súlyszámainak ki- alakításához, és 2002. negyedik negyedévében teljeskörűsítettünk először a 2001. évi nép- számlálási eredményen alapuló súlyrendszer segítségével. Ez értelemszerűen változást eredményezett a munkaerő-felmérés adataiban is.
Mivel a munkaerő-felmérés teljeskörűsítése nem egyszerűen a globális továbbvezetett népességszámmal történik, hanem 20 földrajzi egység (19 megye és Budapest) nemen- ként és korcsoportok szerint is parciált népességszámával, így nem egyszerűen a felmért és a továbbvezetett népességszám különbsége, hanem a kétfajta adatstruktúra közötti kü- lönbség határozta meg a korábban már közölt és a revideált munkaerő-felmérési adatok egymáshoz való viszonyát. A 2001. évi népszámlálás mintegy 180 ezer fővel írt nagyobb lakosságszámot össze, mint amennyi ugyanezen időszakban a továbbvezetett népesség- szám volt. Ha a két adat szerkezete megegyezett volna, a foglalkoztatottaknak a felmért népességszám alapján teljeskörüsített száma körülbelül 70 ezerrel lett volna nagyobb 2001-ben, mint a már publikált 3860 ezer fős létszám. A népességszám-továbbvezetés azonban a felméréshez képest a munkavállalási korú csoportot némileg túlbecsülte. A to- vábbvezetett népességszám 2001. január 1-jén 1,8 százalékkal volt alacsonyabb, mint a 2001. évi népszámláláson alapuló korrigált népességszám, a munkavállalási korú népes- ség esetében ez az eltérés 1,3 százalékos volt.
1. tábla Továbbvezetett és korrigált népességszám nemenként, 1990–2002. január 1.
(ezer fő)
Továbbvezetett népességszám 2001. évi népszámlálás alapján korrigált népességszám
Év férfi nő együtt ebből:
munkaválla-
lási korú férfi nő együtt ebből:
munkaválla- lási korú
1990 4984,9 5389,9 10374,8 5956,8 4 984,9 5 389,9 10 374,8 5 956,8 1991 4972,2 5382,6 10354,8 5997,4 4 979,9 5 393,3 10 373,2 6 005,6 1992 4960,5 5376,7 10337,2 6031,4 4 975,7 5 397,9 10 373,6 6 046,6 1993 4943,4 5366,8 10310,2 6056,5 4 966,3 5 398,7 10 365,0 6 077,2 1994 4923,0 5354,0 10277,0 6071,6 4 953,4 5 396,6 10 350,0 6 098,0 1995 4903,6 5342,0 10245,6 6082,0 4 941,6 5 395,1 10 336,7 6 114,4 1996 4883,9 5328,4 10212,3 6080,7 4 929,2 5 392,0 10 321,2 6 120,5 1997 4863,3 5311,1 10174,4 6144,8 4 915,9 5 385,3 10 301,2 6 193,4 1998 4841,9 5293,5 10135,4 6136,9 4 901,7 5 378,0 10 279,7 6 193,3 1999 4817,6 5274,2 10091,8 6116,9 4 884,4 5 369,0 10 253,4 6 181,9 2000 4791,8 5251,4 10043,2 6207,5 4 865,2 5 356,4 10 221,6 6 286,4
2001 4 851,2 5 349,5 10 200,7 6 285,4
2002 4 839,1 5 339,5 10 178,6 6 395,3
Forrás: Munkaerőmérleg 2002. január 1. [2002]. Központi Statisztikai Hivatal. Budapest.
Az eltérést magyarázó tényezők közül kiemelést érdemel az is, hogy a magas foglal- koztatási arány jellemezte fővárosban 2001-ben már kevesebben éltek, mint amennyit az 1990. évi népszámláláson alapuló továbbvezetés feltételezett. Az elmondottakból követke- zik, hogy a már publikált és az újraszámított foglalkoztatotti szám közötti különbség a vár- ható 70 ezer főnél lényegesen kisebb, 23 ezer fős volt, azaz 2001-ben a foglalkoztatottak- nak az új súlyokkal számított létszáma 3883 ezer főnek felelt meg, miközben a munkanél- küliek száma minimális mértékben 233 ezerről 234 ezerre módosult. A munkanélküliségi ráta nem változott az újraszámítással (5,7%), ugyanakkor a 15–64 éves népesség foglalkoz- tatottsági szintje a valóságban némileg kisebb annál, amit korábban a munkaerő-felmérés számai jeleztek (56,3 százalék a korábban közölt 56,6 százalékkal szemben).
2. tábla A munkaerő-felmérés régi és új súlyozással készült 2001. évi adatainak összehasonlítása
15–74 éves népesség/ezer fő Változás Eltérés (+ –) Megoszlás
régi új új/régi új/régi régi új
Korcsoport (éves)
súlyokkal
(ezer fő) súlyok alapján
(százalék) súlyokkal
(ezer fő) súlyokkal
(százalék) Népesség összesen
15–19 608,8 649,2 106,6 40,4 7,9 8,3
20–24 811,4 778,6 96,0 -32,8 10,6 10,0
25–29 806,2 792,8 98,3 -13,4 10,5 10,2
30–34 685,8 690,2 100,6 4,4 8,9 8,9
35–39 599,2 614,8 102,6 15,6 7,8 7,9
40–44 679,5 697,8 102,7 18,3 8,9 9,0
45–49 789,5 804,6 101,9 15,1 10,3 10,3
50–54 697,9 713,9 102,3 16,0 9,1 9,2
55–59 617,5 603,8 97,8 -13,7 8,0 7,8
60–64 496,5 520,7 104,9 24,2 6,5 6,7
65–69 469,1 493,1 105,1 24,0 6,1 6,3
70–74 415,3 427,9 103,0 12,6 5,4 5,5
Összesen 7 676,7 7 787,4 101,4 110,7 100,0 100,0
15–24 évesek 1 420,2 1 427,8 100,5 7,6 18,5 18,3
15–64 évesek 6 792,3 6 866,4 101,1 74,1 88,5 88,2
Munkavállalási
korúak* 6 262,1 6 317,5 100,9 55,4 81,6 81,1
Foglalkoztatottak
15–19 46,6 49,8 106,9 3,2 1,2 1,3
20–24 413,5 397,5 96,1 -16,0 10,7 10,2
25–29 567,7 559,8 98,6 -7,9 14,7 14,4
30–34 508,3 511,2 100,6 2,9 13,2 13,2
35–39 466,3 477,9 102,5 11,6 12,1 12,3
40–44 527,0 542,1 102,9 15,1 13,7 14,0
45–49 587,9 598,1 101,7 10,2 15,2 15,4
50–54 456,0 464,5 101,9 8,5 11,8 12,0
55–59 224,3 217,9 97,1 -6,4 5,8 5,6
60–64 44,1 46,1 104,5 2,0 1,1 1,2
65–69 12,6 13,1 104,0 0,5 0,3 0,3
70–74 5,2 5,3 101,9 0,1 0,1 0,1
Összesen 3 859,5 3 883,3 100,6 23,8 100,0 100,0
15–24 évesek 460,1 447,3 97,2 -12,8 11,9 11,5
15–64 évesek 3841,7 3864,9 100,6 23,2 99,5 99,5
Munkavállalási
korúak* 3801,0 3823,2 100,6 22,2 98,5 98,5
(A tábla folytatása a következő oldalon.)
(Folytatás.) 15–74 éves népesség/ezer fő Változás Eltérés (+ –) Megoszlás
régi új új/régi új/régi régi új
Korcsoport (éves)
súlyokkal
(ezer fő) súlyok alapján
(százalék) súlyokkal
(ezer fő) súlyokkal
(százalék)
Munkanélküliek
15–19 12,5 13,1 104,8 0,6 5,4 5,6
20–24 43,2 41,9 97,0 -1,3 18,5 17,9
25–29 42,5 41,6 97,9 -0,9 18,2 17,8
30–34 30,9 31,5 101,9 0,6 13,3 13,5
35–39 24,4 25,2 103,3 0,8 10,5 10,8
40–44 25,5 26,2 102,7 0,7 10,9 11,2
45–49 25,8 26,4 102,3 0,6 11,1 11,3
50–54 19,7 20,0 101,5 0,3 8,5 8,5
55–59 7,1 6,8 95,8 -0,3 3,0 2,9
60–64 1,1 1,1 100,0 0,0 0,5 0,5
65–69 0,2 0,3 150,0 0,1 0,1 0,1
70–74 0,0 0,0 – – – –
Összesen 232,9 234,1 100,5 1,2 100,0 100,0
15–24 évesek 55,7 55,0 98,7 -0,7 23,9 23,5
15–64 évesek 232,7 233,8 100,5 1,1 99,9 99,9
Munkavállalási
korúak* 231,5 232,7 100,5 1,2 99,4 99,4
*15–57 éves nők és 15–61 éves férfiak.
A két munkaerő-felmérési idősor az 1992 és 2000 között, illetve a 2001. évvel kezdő- dő összeillesztésénél a KSH a következő publikációs gyakorlatot alakította ki.
– 2002-ről már csak az új (2001. évi népszámláláson alapuló) súlyokkal képzett adatot tároljuk (és közöl- jük), jóllehet az első három negyedév még a „régi” súllyal szerepelt a korábbi adatközlésekben. A 2001. évi adatok esetében mind a régi, mind az új súlyozást használtuk, a hosszú idősoroknál 2001-et Janus-évnek tekint- jük, s ezúton biztosítjuk az időbeli kapcsolódást.
– A 2001. évi népszámlálás alapján a KSH Népesedésstatisztikai főosztálya elkészítette a visszamenőleges népességszámokat, annak kor és nem szerinti bontásaival együtt. Ennek felhasználásával a MEF korrigált súly- számrendszere is el fog készülni, és az 1992–2001 évi alapadatok mellett mindkét súlyt tárolni fogják az adat- bázisban. (A cikk megírásakor – 2003 júliusában – a 2001 és 1998 közötti időszak újrasúlyozása már megtör- tént.) Az átsúlyozáskor a korábbi kisebb módszertani anomáliák kiküszöbölésére is lehetőség nyílik.
A településcsere hatásának becslése
Míg a népszámlálási adatok miatti újraszámításának már voltak előzményei (1991-ben a munkaerőmérleg teljes, 1981 és 1990 közötti idősorát újraszámítottuk és publikáltuk), korábban új népszámláláson alapuló minta kijelölése és az ebből adódó te- lepüléscsere folyamatos felvételt soha nem érintett, így e helyzet kezelésére sem volt el- járási szabály. (Az évente-kétévente egy alkalommal végrehajtott felvétel nem tekinthető olyan értelemben folyamatosnak, mint a MEF, mely azontúl, hogy havi összeírás, mivel célja a változás, az időbeli elmozdulás mérése, különösen érzékeny a legkisebb változás- ra is.) A kisebb (jellemzően ötezernél kevesebb lakosú) településeken a minta kimerülése azok kicserélését mindenképpen szükségessé tette, ez a csere ráadásul – technikai-anyagi okokból – nem is a legtökéletesebb módon ment végbe.
Ideális az lett volna, ha a negyedéves rotációs rendet követni tudjuk az áttérésnél is. Az új összeírók beszervezésével kapcsolatos teendők, a fokozatos csere többletköltsége (a to- vább nem foglalkoztatható, illetve az újonnan belépő összeíróknak valamilyen fix összegű kiegészítést kellett volna adni azért, hogy az eredetinél, illetve a véglegesnél lényegesen ki- sebb mintán is elvállalják az összeírást) miatt felemás döntés született. Eszerint a mintában maradó településeken az új minta a „normál” rend szerint lép be, azaz minden hónapban csak az „első hullámos” háztartások jönnek az új mintából, a 2-6 hullámos háztartások az első negyedévben még a régi minta háztartásai, a 2. negyedévben az 1-2 hullámos háztartá- sok az újak, a 3-6 hullámosak a régiek stb. A teljes áttérés így 6 negyedévben megy végbe és 2004 nyarán fejeződik be. A mintába újonnan bekerülő településeknél a csere viszont egylépcsős lett, azaz 2003 januárjában az összes háztartás mintegy 60 százaléka első hullá- mos volt, ráadásul a kisebb településeken a felvételt végző összeírók személyében is jelen- tős változás következett be. (Takarékosság miatt az új településeken vagy azok közelében élő összeírókat igyekeztek az igazgatóságok alkalmazni, így sok régi összeírótól akkor is megváltak, ha munkájára korábban nem volt panasz. A településcserét természetesen pró- bálták a megyék a minőségi követelmények következetesebb érvényesítésével is összekap- csolni és a gyengébben teljesítő összeíróktól megválni.)
Az összeírók személyében bekövetkező változás hatása természetesen nem számsze- rűsíthető, de vélhetően nem számottevő. Ezt a hatást az egységes oktatás mellett a MEF- kérdőív viszonylagos bonyolultsága is csökkenti, a munkaerő-piaci státus ugyanis kérdé- sek sorozatára adott válaszok alapján, indirekt módon állapítják meg, az összeíró szub- jektív értékítélete így nem sok szerepet játszhat. Az igazgatóságok az új összeírók alkal- mazásának kockázatát az ellenőrzések számának követésével – vélhetően sikerrel – is igyekeztek mérsékelni.
További torzítási forrást jelentett a meghiúsulások sajátos természete. A tapasztalati ér- tékek szerint az első hullámban a meghiúsulások aránya körülbelül 15-20 százalékos, a má- sodik hullámban (tehát azoknál, akik egy alkalommal már szolgáltattak adatot) ennek kö- rülbelül fele, a 3. hullámtól kezdődően pedig 3-5 százalékra mérséklődik. Az első felkere- sésnél derül ki, ha valamely okból a kijelölt címen nem található háztartás (például nem la- kás céljaira hasznosítják az ingatlant, tartósan nem lakják stb.), és ekkor tagadják meg leg- könnyebben a közreműködést a kijelölt háztartások. A további felkeresésnél már érvénye- sül a korábbi együttműködés hatása, s a felkeresés optimális időpontját is könnyebben ta- lálhatja meg közösen az összeíró és az összeírt. A meghiúsulások (ezen belül a megtagadá- sok) természetrajzáról a MEF kevés információt nyújt, mivel annak csak településtípusok szerinti vetülete ismert. Más háztartási felvételek (mindenekelőtt a kötelező mikrocen- zushoz kapcsolódóan végrehajtott önkéntes jövedelem-felvétel) meghiúsulásainak vizsgála- ta azonban markánsan rajzolja ki az alacsony közreműködési hajlandóság jegyeit. Ezek:
– fiatal életkor (gyakran nincsenek otthon, nem szeretik a szabadidőt erre fecsérelni), – vállalkozók (életmódjuknak az átlagosnál több a nem publikus eleme),
– kvalifikált értelmiségiek (szokásos az állami tevékenységekkel szembeni ellenállás, főleg ha az követ- kezmények nélkül tehető meg),
– nagyvárosban élők (bizalmatlanság, elidegenedés).
Joggal feltételezhető, hogy a meghiúsult összeírások a MEF esetében is a fenti jegye- ket hordozó háztartásokra koncentrálódnak. (Lásd Budapest és néhány nagyobb megye-
székhely kiugróan magas meghiúsulási arányát.) Ez azonban azt a veszélyt rejti magában, hogy a MEF által összeírt sokaság jellemzői nem egészen azonosak akkor, ha a háztartá- sok 60 százaléka első hullámos, mint amikor a normál felvételi rend szerint csak egyhatoduk ilyen. Mivel azonban a 2003. év első és második negyedévi eredményei kö- zött szignifikáns eltérés nem mutatkozhatott, a meghiúsulások okozta torzítás hatását nem minősíthettük számottevőnek.
Az összeíró-hálózat megújítása és az első hullámos háztartások számának átmeneti megnövekedése azonban lényegesen kisebb kockázatot jelentett, mint az, hogy a kismé- retű települések teljes körét lecserélték. Az ezzel kapcsolatos probléma megvilágításához röviden át kell tekintenünk a MEF új mintájának néhány sajátosságát.
A mintavételi terv még a népszámlálás előtt elkészült és ismertetése „Címregiszteren alapuló lakossági minták terve” címmel megjelent a Statisztikai Szemlében.1 A tényleges minta kijelölése – kisebb, lényegtelen változtatásoktól eltekintve – az említett dolgozat- ban megfogalmazott elveken alapult; ezek közül csak a leglényegesebbeket emeljük ki.
– Mivel döntés született arról, hogy a népszámlálás címállományából egy címregisztert fognak létrehozni, mintakeretnek a regiszterben található címek állományát választjuk (gyakorlatilag ez a kijelölt településminta címállományára szűkül).
– Az önreprezentáló településeken elsődleges (és egyben végső) mintavételi egységek a lakások, a nem ön- reprezentáló részben elsődleges mintavételi egységek a települések, másodlagos (és egyben végső) kiválasztási egységek a lakások.
– A minta egyes rétegeiben a mintanagyságot úgy tervezzük, hogy – összhangban az 577/98. sz. Council Regulation (Eurostat) kritériumával – éves átlagban a munkanélküliség becsült szintjéhez tartozó relatív szórás (CV) egy-egy tájegységen (régión) belül ne haladja meg a 8 százalékot.
Ez a harmadik szempont a mintavételi eljárások elméletéből ismert optimális alloká- ció2 alkalmazását jelenti. Ideális körülmények között ehhez szükség lett volna a munka- nélküliség szintjének, valamint a munkanélküliség mint ismérv szóródásának az ismere- tére az ország összes településén. A MEF településmintája tervezésének időpontjában (2002. első féléve) azonban a népszámlálás teljes körű adatai még nem álltak rendelke- zésre, csupán a népszámlálás körülbelül 12 százalékos képviseleti mintáját lehetett hasz- nálni. Ez utóbbiból az optimális allokációhoz szükséges szinteket és szóródásokat az or- szágnak csupán körülbelül 1100 településére sikerült kellő megbízhatósággal becsülni. A többi településre nézve településnagyság alapján pótoltuk a hiányzó adatokat. Bár későb- bi tapasztalatok fényében ez a módszer nem volt mentes bizonyos pontatlanságoktól, egészében véve az eljárás – az optimális allokáció – közelítően úgy működött, mintha száz százalékos népszámlálási adatokkal dolgoztunk volna.
A vázolt mintavételi eljárás eredményeként 679 település került a MEF mintájába,3
a korábbi 775-tel szemben, és ezen belül 204 volt olyan település, amely mind a régi, mind pedig az új mintában is szerepelt. (Ezekben a számadatokban Budapest kerületei 23 kü- lönböző területi egységként jelentkeznek.) Minthogy igen nagy volt a mintába bekerülő
1 Mihályffy László [2000]: Címregiszteren alapuló lakossági minták terve. Statisztikai Szemle. 78. évf. 10–11. sz. 873–
892. old.
2 Bár optimális allokációról beszélünk, a módszert nem olyan mintaváltozat előállítására használtuk, amelynél a munkanélküli létszám mintavételi hibája minimális lett volna, ehelyett arra törekedtünk, hogy a tájegységekre vonatkozó, 8 százalékos pontossági kritériumnak eleget tegyünk.
3 Ez a szám későbbi kiegészítésekkel 683-ra módosult.
új települések száma, az új mintára való áttérés során az új és a régi minta adatai közötti várható eltérés vizsgálatára egy szimulációs vizsgálatot terveztünk,4 amelyet népszámlá- lási kísérletnek nevezünk. Ennek során mind a régi-, mind pedig az új mintavételi terv szerint kiválasztottunk egy-egy ún. mesterséges mintát a 2001. február 1-jei népszámlálás adatállományából, azzal a céllal, hogy a mintákból becsült adatokon keresztül összeha- sonlítsuk a két mintát, illetve, hogy a mintákból származó becsléseket összehasonlítsuk a nekik megfelelő népszámlálási adattal. A mesterséges minták kijelölésénél pontosan kö- vettük a mintavételi terveket, a valós helyzettől csak abban tértünk el, hogy a mesterséges mintákba csak lakott lakásokat jelöltünk ki. A mintanagyság mindkét esetben a működő negyedéves minták nagyságával egyezett meg.
A régi és az új MEF minta tesztelésére célszerűen a foglalkoztatottság és a munkanél- küliség mutatóit választottuk, ezeket ugyanis a népszámlálásban is megfigyelték. Bár a MEF-ben és a népszámlálásban megfigyelt munkanélküliség fogalmilag nem teljesen azonosak – pontosabban az eltérő kérdezési módszer az elvileg azonos fogalmaknál is el- térő abszolút számot eredményezett –, ez nem befolyásolta a minták összehasonlíthatósá- gát és az abból levont következtetéseket. Az összehasonlítást kétféle módon is elvégez- tük: egyrészt a két – a lakásokból, illetve az azokban lakó személyekből – álló minta alapján, a mintavételi terv által meghatározott súlyokkal, másrészt csak a mintába tartozó településekre szorítkozva. Az utóbbi esetben a minták településeihez a foglalkoztatottak- nak és a munkanélkülieknek a népszámlálásból származó teljes körű létszámát rendeltük hozzá. Mint az alábbi táblákból is látható, az alkalmazott munkaerő-piaci mutatóknak a kétféle mintából származó becslése jól közelíti egymást. A foglalkoztatottak abszolút számában mintegy 10 ezres, a munkanélküliekében 3 ezres eltérés van (0,2 százalék, il- letve 0,7 százalék), míg az aktivitási ráták 0,1 százalékponttal különböznek egymástól, valamint a népszámlálásból származó sokasági értéktől.
3. tábla
A 2001. évi népszámlálás néhány munkaerő-piaci adatának becslése a munkaerő-felmérés régi és új mintavételi terve alapján Foglal-
koztatott Munkanélküli Aktív Inaktív Összesen Részvételi
arány Munkanélkü- liségi ráta Korcsoport
(éves),
nem fő százalék
Régi mintavétel
Összesen 3 882 755 394 379 4 277 135 4 051 318 8 328 453 51,4 9,2
15–19 59 533 23 867 83 401 563 322 646 722 12,9 28,6
20–29 1 045 041 134 433 1 179 475 371 363 1 550 838 76,1 11,4
30–39 998 219 98 868 1 097 088 195 940 1 293 027 84,8 9,0
40–49 1 025 136 87 811 1 112 948 299 265 1 412 212 78,8 7,9
50–59 697 675 47 531 745 206 652 925 1 398 130 53,3 6,4
60–69 47 470 1 437 48 907 960 731 1 009 638 4,8 2,9
70– 9 681 431 10 112 1 007 773 1 017 885 1,0 4,3
Férfi 1 997 343 243 255 2 240 599 1 639 989 3 880 588 57,7 10,9 Nő 1 885 412 151 124 2 036 536 2 411 329 4 447 865 45,8 7,4
(A tábla folytatása a következő oldalon.)
4 A számításokat a KSH Statisztikai módszertani és mintavételi osztályán végezték Mihályffy László irányításával.
(Folytatás.) Foglal-
koztatott Munkanélküli Aktív Inaktív Összesen Részvételi
arány Munkanélkü- liségi ráta Korcsoport
(éves),
nem fő százalék
Új mintavétel
Összesen 3 892124 397 015 4 289 139 4 038 480 8 327 619 51,5 9,3
15–19 65 189 26 192 91 381 555 287 646 668 14,1 28,7
20–29 1 044 708 130 783 1 175 491 375 084 1 550 575 75,8 11,1 30–39 1 001 049 100 852 1 101 901 191 002 1 292 903 85,2 9,2 40–49 1 024 171 89 616 1 113 787 296 195 1 409 982 79,0 8,0
50–59 698 596 46 350 744 946 655 236 1 400 182 53,2 6,2
60–69 49 544 3 070 52 614 956 980 1 009 594 5,2 5,8
70– 8 867 152 9 019 1 008 696 1 017 715 0,9 1,7
Férfi 1 999 191 248 670 2 247 861 1 632 061 3 879 922 57,9 11,1 Nő 1 892 933 148 345 2 041 278 2 406 419 4 447 697 45,9 7,3
A 2003 januárban új mintán zajló munkaerő-felmérés az idősorban – az igen jó teszt- eredmények ellenére – a vártnál nagyobb törést okozott. A foglalkoztatotti létszám a trendnek megfelelően alakult ugyan, a munkanélkülieké viszont a gazdasági körülmé- nyek változása, illetve a szezonhatás által logikusan magyarázhatónál jobban nőtt. A nö- vekedés a településcserében kizárólagosan érintett községeknél jelentkezett, ezek mun- kanélküliségi rátája a 2003. első negyedévi mintában mintegy 2 százalékponttal haladta meg a 2002. negyedik negyedévit. A munkaerő-piaci okokkal nem magyarázható növe- kedés jelenlétét jeleztük a 2003. évi publikációkban, az előző évi adatokkal való összeve- tés a szokottnál kisebb hangsúlyt kapott.
Az a körülmény, hogy az új MEF-minta bevezetése a vártnál nagyobb mértékű el- mozdulást eredményezett a munkanélküliség mutatóiban, azt jelzi, hogy érdemes további szimulációs számításokat végezni annak érdekében, hogy közelebb jussunk ennek a je- lenségnek a megértéséhez. Ezen túlmenően az már így is megállapítható, hogy – legyen szó akár egy új népszámlálás miatti újratervezésről – a jövőben mindenképpen el kell ke- rülni ilyen nagy számú település egyidejű cseréjét. Ezzel kapcsolatban érdemes tanulmá- nyozni más országok statisztikai hivatalainak (például a Kanadai Statisztikai Hivatal) gyakorlatát.
SUMMARY
The updated census counts of the population used for determining the final sample weights of the Labour Force Survey between 1992-2001 do not agree with the corresponding counts of the new census. Because of disproportionate changes in geographic and demographic distributions over the decade in consideration, the weighting based on the new census resulted, among other things, in an increase of 70,000 in the total of em- ployed, and at the same time, in a slight decrease of the rate of employment as compared to earlier data. On the basis of the census, the LFS sample has been redesigned also at the level of localities. The goodness of the new sample was tested by means of census data. The method and the results of testing are described at length in the paper, as well as the publication strategy of the Hungarian Central Statistical Office when it comes to data ob- tained with different weighting systems.
