Metodické vysvětlivky

Český statistický úřad v souladu se zákonem č. 89/1995 Sb., o státní statistické službě, ve znění pozdějších předpisů a s ohledem na zákon č. 101/2000 Sb., o ochraně individuálních dat, uskutečnil v březnu roku 2003 výběrové zjišťování o peněžních a naturálních příjmech domácností za rok 2002 – Mikrocenzus 2002.

Účelem šetření bylo získat reprezentativní údaje o úrovni a struktuře příjmů a základní sociálně demografické charakteristiky domácností a jejich členů, potřebné k analýze příjmových ukazatelů. V zájmu omezení zátěže domácností nebyly zařazeny žádné doplňkové okruhy otázek (údaje o bytě, náklady na bydlení, vybavenost domácností).

Stejně jako v předcházejících mikrocenzech jsou příjmové údaje publikovány za společně hospodařící domácnosti, které jsou nejmenší ekonomickou jednotkou. Samostatné zpracování a publikování údajů za jednotlivé osoby se nepředpokládá. Výjimkou je tabulka č. 17 zpracovaná podle metodiky Evropského úřadu pro statistiku (Eurostat), v níž jsou uvedeny charakteristiky osob s příjmem pod hranicí chudoby.

1. Organizace šetření

1.1 Výběr domácností

Pro Mikrocenzus 2002 bylo vybráno 11 040 bytů, tj. zhruba 0,25 % (v Hl. m. Praze 0,5 %) z celkového počtu trvale obydlených bytů. Výběrový plán byl založen na náhodném dvoustupňovém výběru. Oporou výběru byl registr sčítacích obvodů (dále SO), odrážející územní organizaci platnou v době sčítání lidu, domů a bytů (SLDB) 2001.

Celý výběr probíhal centrálně v oddělení registru sčítacích obvodů. Malé sčítací obvody (dále SO), s méně než 24 byty, nebyly do výběru zařazeny. Výběr byl prováděn nezávisle pro každý kraj. Při zadání výběru bylo přihlíženo k optimální velikosti tazatelského obvodu (24 bytů) se záměrem minimalizovat počet tazatelů a vytvořit tak podmínky pro nábor těch nejkvalitnějších.

První stupeň výběru (výběr SO) byl rozdělen na dvě části. Nejprve byla metodou znáhodněného systematického výběru s pravděpodobnostmi zahrnutí přímo úměrnými počtu trvale obydlených bytů vybrána polovina z plánovaného počtu SO, tj. 460. Ke každému z nich byl pak vybrán ještě jeden SO ze stejné základní sídelní jednotky (resp. obce, resp. katastru – v případě, že v daném menším územním celku existoval pouze jeden SO). V každém vybraném SO byl na druhém stupni proveden prostý náhodný výběr 12 trvale obydlených bytů.

Jednotlivým krajským reprezentacím ČSÚ (dále KR) byly zaslány seznamy takto vybraných bytů s adresou a pořadovým číslem vybraného bytu v domě. Úkolem KR bylo zjistit a do seznamů doplnit jména uživatelů vybraných bytů.

1.2 Zjišťování údajů v domácnostech

Vlastní šetření ve vybraných bytech proběhlo v době od 28. února do 25. března 2003. Pro práci s domácnostmi byli na úrovni krajů vyškoleni tazatelé, většinou osvědčení externí spolupracovníci OO ČSÚ, kteří byli honorováni podle počtu přidělených a vyšetřených bytů. Zjišťování údajů v domácnostech bylo nejobtížnější částí celého šetření; tazatelé především museli přemoci obecnou neochotu obyvatelstva sdělovat své příjmy a trpělivě vysvětlovat, proč právě jejich domácnost byla vybrána a proč je takové šetření nutné.

Jednotkou zjišťování byla bytová domácnost, tzn. do šetření byly zahrnuty všechny osoby, které měly ve vybraném bytě v průběhu roku 2002 alespoň po dobu 1 měsíce obvyklé (tzn. jediné nebo hlavní) bydliště. Toto pravidlo se uplatňovalo i na cizí státní příslušníky a podnájemníky. Celé šetření se týkalo roku 2002, probíhalo formou rozhovoru a zjištěné údaje tazatel zapisoval do předepsaných formulářů.

Dotazník A se vztahoval k celému bytu, obsahoval seznam obvykle bydlících osob a jejich sociálně-ekonomické charakteristiky: rok narození, pohlaví, rodinný stav, rok sňatku, nejvyšší dokončené vzdělání, převažující ekonomická aktivita v roce 2002 a zdroje příjmů. Dále se u každé osoby zjišťoval vztah k uživateli bytu, společné hospodaření s jinými osobami bydlícími v bytě, příp. důvod a délka jejich nepřítomnosti v bytě v roce 2002.

Za nevyšetřený byt tazatel vyznačil důvod nevyšetřenosti a pokusil se zjistit základní charakteristiky domácnosti bydlící v bytě (počet osob, ekonomická aktivita uživatele bytu, nezaopatřené děti).

Dotazník B se vyplňoval zvlášť za každou samostatně hospodařící domácnost a měl tři části:

• sebezařazení domácnosti do intervalu, kterému odpovídal její čistý měsíční peněžní příjem v roce 2002;
• finanční a naturální transfery (přesuny příjmů a výdajů) mezi domácnostmi a osobami, které nebydlí společně (alimenty, pravidelné příspěvky, náhrady způsobené škody, hodnota potravin, průmyslových výrobků a služeb získaných darem nebo darovaných);
• spotřeba produkce z vlastního hospodářství nebo podniku - tazatel zaznamenal množství (kg, litry, kusy), hodnotu bezplatně získaných průmyslových výrobků nebo služeb odhadl přímo dotazovaný v Kč.
• Dotazník C byl vyplňován s osobami, které měly v roce 2002 vlastní příjem. Za osoby ekonomicky aktivní se zjišťoval druh zaměstnání (profese), odvětví ekonomické činnosti zaměstnavatele, odhad průměrné pracovní doby. Příjmy byly zjišťovány v tomto členění:
  • příjmy ze závislé činnosti a funkční požitky,
  • nepeněžní příjmy (naturální požitky) z hlavního pracovního poměru,
  • příjmy z podnikání a z jiné samostatné výdělečné činnosti, autorské honoráře, peněžní částky věnované z výsledku podnikání pro potřeby domácnosti (pravidelné i jednorázové);
  • sociální příjmy,
  • ostatní příjmy
  
  1.3 Kontrola dotazníkového materiálu a pořízených dat

  Přejímání dotazníkového materiálu od tazatelů, jeho optickou kontrolu a dokódování slovně zapsaných údajů o zaměstnání a odvětví činnosti zabezpečovaly KR ČSÚ za pomoci externích spolupracovníků.

  Pořízení dat metodou OCR (optickým čtením dokladů) probíhalo na specializovaném pracovišti v ústředí ČSÚ. Při následné verifikaci byly opraveny nečitelné údaje a ověřena přípustnost číselných hodnot.

  Věcně příslušný odbor pak znovu zkontroloval správnost identifikací, úplnost přečtených dotazníků a návaznost jednotlivých dotazníků v rámci domácnosti. Opravená data a obrazy dotazníků v elektronické podobě zaslal příslušným KR, které podle jednotného programu zajistily důkladné logické kontroly, dohledání chyb a opravy dat. Čistá data ČSÚ postupně od KR přebíral k centrálnímu zpracování.

  1.4 Počet vyšetřených a nevyšetřených domácností

  V průběhu šetření bylo zjištěno, že mezi 11 040 vybranými byty bylo 351 bytů (3,2 %) neobydlených. Protože tazatel nesměl za neobydlené byty vybírat náhradní, proběhlo vlastní zjišťování v 10 689 bytech a jeho výsledek lze stručně shrnout takto:

  
  
  Nezastižení domácnosti znamená, že ani při opakovaných návštěvách tazatele domácnost prokazatelně nebyla doma nebo se úspěšně kontaktu s tazatelem vyhnula.

  Do řádku "odmítnutí šetření jako takového" bylo započteno též 30 bytů částečně vyšetřených, které byly v souladu s metodickými pokyny pro šetření dodatečně vyřazeny ze zpracování. Jedná se o případy, kdy tazatel vyplnil dotazník A a B, příp. dotazník C za některého člena domácnosti, ale dvě nebo více osob odmítlo vyplnit dotazník C s údaji o příjmech.

  Podíl vyšetřených bytů v jednotlivých krajích se lišil od průměru za ČR zhruba o ± 10 procentních bodů.

  
  
  
  Účast domácností ve statistických šetřeních je dobrovolná, neexistuje zpravodajská povinnost vyplývající ze zákona, jako např. u sčítání lidu. Jako hlavní důvody odmítnutí šetření uvádějí domácnosti výhrady k zasahování do soukromí, obavy z případného zneužití sdělených informací, obavy vpustit cizí osoby do bytu apod. Některé domácnosti ze zásady odmítají sdělit o sobě jakékoliv informace. Jejich postoj k šetření zpravidla ovlivňuje vlastní ekonomická situace a názory na celospolečenský vývoj. O tom, že tendence k odmítání šetření stále narůstají, svědčí např. porovnání s Mikrocenzem 1996, kdy bylo vyšetřeno 76,2 % navštívených bytů.

  1.5 Přepočet dat na úhrn populace, dopočty a korekce podhodnocení

  Ačkoliv výběr bytů v Mikrocenzu 2002 byl již tradičně realizován jako samovážící pravděpodobnostní výběr, vliv non-response je natolik významný, že nedovoluje pro přepočet údajů na celou populaci použít jednoduchý postup založený na převážení dat z výběrového souboru koeficienty, které vznikají jako podíly skutečného počtu obyvatel a počtu obyvatel zjištěného šetřením v každém kraji. Takto přepočtená data vedou k vychýlení výsledných přepočtených údajů, zejména pak ke zkreslení demografických charakteristik i sociální struktury domácností. Podobně tomu bylo již v minulém mikrocenzu a při Mikrocenzu 2002 byla situace zcela jednoznačná, protože zpracované údaje bylo možné jednoduše porovnat s poměrně čerstvými výsledky SLDB 2001.

  Zjištěná průměrná velikost domácnosti (bytové i hospodařící) byla v mikrocenzu výrazně nižší. Ve výběrovém souboru byl také nižší podíl osob samostatně činných a nezaměstnaných a naopak v něm byly více zastoupeny osoby v důchodovém věku. Přitom však u ukazatelů jiného charakteru (jako např. velikost obce či druhu domu) se výrazné odchylky neprojevují.

  Výše popsané zkreslení se ukazuje jako poměrně stabilní jev (projevilo se již v Mikrocenzu 1996 i v šetření SSD 2001), a proto byly při zpracování dat použity již osvědčené postupy ke stanovení optimálního způsobu přepočtu zjištěných údajů. K výpočtu přepočítacích koeficientů byla použita iterační metoda kalibrace vah, která minimalizuje rozdíl mezi známými (resp. odhadnutými) a z výběru přepočítanými hodnotami zvolených charakteristik, mezi které byly pro každý kraj zvlášť vybrány:

  • počet trvale obydlených bytů - odhad stanovený na základě výsledků SLDB 2001 a přírůstků resp. úbytků počtu bytů za roky 2001 a 2002,
  • počet osob bydlících v bytech - odvozený ze středního stavu obyvatelstva ke 30. 6. 2002 podle demografické statistiky; protože šetření podléhaly pouze osoby žijící v bytech, byly od údajů z demografie odečteny počty osob žijících v tzv. ústavních domácnostech podle údajů statistiky sociálního zabezpečení za rok 2002,
  • počet důchodců (pracujících i nepracujících) - odvozený z údajů Ministerstva práce a sociálních věcí a České správy sociálního zabezpečení podle stavu ke konci 1. pololetí 2002, přičemž byl odečten počet osob žijících v domovech důchodců apod.,
  • počet nezaměstnaných - údaje z evidence MPSV za rok 2002 byly povýšeny odhadem neregistrované nezaměstnanosti na základě výsledků VŠPS,
  • počet samostatně činných osob – odhad stanovený na základě výsledků VŠPS za rok 2002 a výsledků SLBD 2001.
  Jelikož výběrovou jednotkou je byt, byly přepočtové koeficienty konstruovány pro bytové domácnosti a posléze přiřazeny hospodařícím domácnostem a osobám v nich. Takto konstruovaný přepočet úspěšně odstraňuje vliv non-response, tzn. zkreslení vzniklé z rozdílného složení domácností, jež nebyly vyšetřeny. Napravuje především demografickou a sociální strukturu, současně však eliminuje i s tím související deformaci příjmových ukazatelů ve výběrovém souboru.

  Další zkreslení, které bylo nutno brát při zpracování dat v úvahu, vyplývá ze samotného způsobu šetření. Při zjišťování přímým dotazem v domácnostech dochází občas k tomu, že některé sdělené kvantitativní údaje jsou podhodnocené (zejména se to týká peněžních příjmů) anebo chybí zcela (tzv. částečná non-response). Aby se zbytečně nesnižovala velikost zpracovávaného datového souboru, byly takové případy nejprve ošetřeny a dopočteny korektními statistickými metodami a posléze zahrnuty do zpracování.

  V Mikrocenzu 2002 byl počet případů, kdy tazatel získal většinu demografických aj. údajů za jednotlivé osoby, ale nepodařilo se mu získat údaje o příjmech jednoho z členů domácnosti, velice nízký. Chybějící příjmy u těchto osob (zcela zanedbatelný výskyt 0,8 %) byly doplněny od jiné náhodně vybrané osoby (z jiné domácnosti) se stejnými charakteristikami, tj. byla použita zcela nejjednodušší tzv. hot-deck metoda.

  Podhodnocení sdělených příjmů je přirozeným důsledkem toho, že respondenti mají buď snahu udávat nižší příjmy, než jaké ve skutečnosti měli, anebo si na některý příjem vůbec nevzpomenou. Zkušenosti z předchozích mikrocenzů ukazují, že se pohybuje v řádu do 10 %, avšak při značné diferenciaci podle výše i zdrojů příjmů. A jelikož prakticky nejsou žádné možnosti, jak toto podhodnocení přesně popsat a ověřit, byl pro jeho eliminaci použit analogický postup jako v mikrocenzu minulém.

  Před zpracováním výsledků Mikrocenzu 2002 byly na úrovni jednotlivých osob provedeny úpravy takových druhů příjmů, u nichž bylo možné se opřít o jiné dostatečně věrohodné statistické údaje nebo daňové aj. právní předpisy.

  Údaje o hrubých příjmech ze závislé činnosti byly porovnány s odpovídajícími údaji o průměrných mzdách za rok 2002 ze statistiky práce podle jednotlivých odvětví a na základě toho byly provedeny přiměřené korekce pro všechny hrubé pracovní příjmy (tedy i včetně příjmů ze samostatně výdělečné činnosti). V případě sociálních dávek, na něž je právní nárok (rodičovský příspěvek, porodné a pohřebné, zčásti též peněžitá pomoc v mateřství), byl revidován jejich výskyt a částky byly doplněny nebo upraveny na odpovídající výši.

  Částky uváděné nezaměstnanými osobami u položky hmotné zabezpečení uchazečů o zaměstnání byly naopak nadhodnocené v důsledku toho, že určitá část respondentů tento druh příjmu nerozlišila od dávek sociální potřebnosti (dorovnání do životního minima). S ohledem na jejich výši a počet měsíců pobírání z nich byla určitá část převedena do dávek podmíněných sociální potřebností nebo do jiných sociálních příjmů.

  Nebylo však možné odstranit podhodnocení nemocenských dávek (opomenutí v případě krátkodobých nemocí nelze z dostupných dat odhalit), dále pak dávek státní sociální podpory vázaných na výši příjmu v rozhodném (oproti mikrocenzu jiném) období a ani všech tzv. ostatních příjmů. Důchody byly ponechány v původní výši, protože tendence k podhodnocování je u nich zanedbatelná.

  Porovnání výsledných úhrnných příjmů z mikrocenzu s příjmy vykazovanými statistikou národních účtů (i po jejich očištění od položek, které se v mikrocenzu nesledují) je problematické. Co se týká absolutní úrovně, příjmy zjišťované terénním způsobem u domácností budou vždy nižší. Pro hodnocení jejich věrohodnosti hraje důležitější roli fakt, že vývoj příjmů domácností podle mikrocenzu je v souladu s trendy národního účetnictví.

  V tomto ohledu jsou výsledky příjmového šetření za ČR předkládané Českým statistickým úřadem zcela transparentní a přinejmenším srovnatelné se statistikami produkovanými ve vyspělých zemích Evropské Unie.

2.1 Základní pojmy

Publikace obsahuje výsledky za společně hospodařící domácnosti. Konstrukce hospodařící domácnosti je založena na dobrovolném prohlášení osob obvykle bydlících ve vybraném bytě, že společně žijí a hospodaří, tzn. společně hradí základní výdaje domácnosti (strava, bydlení a ostatní provozní výdaje)..

Pro zjišťované údaje byl z časového hlediska uplatňován rozdílný přístup s ohledem na jejich charakter:

• demografické údaje, u nichž mohlo během roku dojít ke změně (rodinný stav, vzdělání), se zapisovaly podle stavu ke konci roku 2002,
• údaje o ekonomické aktivitě, druhu zaměstnání a odvětví, které mají silnou vazbu na údaje o příjmech, se vyznačovaly podle převažujícího stavu a jen v případě rovnosti podle stavu k 31. 12. 2002; u osob, které v roce 2002 ukončily školní vzdělání, se při vyznačování bral v úvahu stav ve 2. pololetí;
• údaje o peněžních a naturálních příjmech byly zjišťovány za celý rok, resp. za celé období, v němž byla daná osoba členem domácnosti.

Při kódování a zpracování údajů o složení domácnosti byla uplatněna nová metodika. V dřívějších mikrocenzech byl počet osob a jejich sociální status určován podle stavu k 31. 12. příslušného roku. V Mikrocenzu 2002 se osoby žijící v domácnosti jen část roku (stěhování, narození, delší nepřítomnost z důvodu pobytu v zahraničí, základní vojenské služby nebo výkonu trestu) započítávaly do počtu osob jen částí, která odpovídala době jejich účasti na společném hospodaření domácnosti.

Přes toto časové sblížení údajů o složení domácnosti a o peněžních příjmech mohou vznikat zdánlivé nelogičnosti a rozpory v datech, např. počet členů větší než 1 v jednočlenných domácnostech nebo příjmy z hlavního zaměstnání v domácnostech bez ekonomicky aktivních členů.

Některé charakteristiky domácnosti se odvozují z údajů za osobu v čele v domácnosti. V úplných rodinách (manžel – manželka, druh – družka) se jako osoba v čele domácnosti vyznačil vždy muž, bez ohledu na jeho ekonomickou aktivitu. U neúplných rodin (jen jeden rodič s dětmi) a nerodinných domácností (osoby nespojené manželským/partnerským vztahem ani vztahem rodič – dítě) byla prvním hlediskem pro určení osoby v čele ekonomická aktivita a druhým výše peněžního příjmu jednotlivých členů domácnosti. Tato zásada byla uplatňována také u složitějších typů hospodařících domácností (např. při společném hospodaření dvou úplných rodin).

2.2 Popis ukazatelů

Pro všechny ukazatele platí obecné zásady uvedené v bodu 2.1, v této části již nebudou zvlášť zdůrazňovány.

2.2.1 Složení domácnosti

• Počet členů zahrnuje všechny osoby, pro něž byl v roce 2002 vybraný byt jediným nebo hlavním bydlištěm, a to včetně osob dočasně nepřítomných. Nejsou započteny osoby nepřítomné dlouhodobě, tj. po celý rok.
• Za ekonomicky aktivní byly považovány osoby, u nichž v roce 2003 převažovala pracovní činnost, tj. osoby v běžném pracovním poměru, členové produkčních družstev, osoby samostatně výdělečně činné, pracující důchodci. Do období pracovní činnosti se započítávala též doba nemoci a řádné mateřské dovolené (kdy byla vyplácena peněžitá pomoc v mateřství). Do ekonomicky aktivních osob byli započteni i studenti, kteří při studiu soustavně pracovali (v pracovním poměru nebo v podnikání) a jako pracující uvedli zaměstnání, odvětví a pracovní úvazek.
• Z počtu ekonomicky aktivních jsou zvlášť vyčísleny osoby samostatně výdělečně činné, tj. osoby, které podnikaly na základě živnostenského oprávnění nebo na základě zvláštních předpisů, účastníci společného podnikání na základě smlouvy (společnosti s ručením omezeným, obchodní společnosti), pokud nevykonávali pro společnost práci na základě pracovní smlouvy, dále osoby vykonávající nezávislé povolání (lékaři, advokáti, daňoví poradci) a osoby pracující za honoráře (umělci, tlumočníci).
• Jako nezaopatřené byly označeny děti předškolního a školního věku, dále děti starší (do 25 let včetně), které se soustavně připravovaly na budoucí povolání, i když měly vlastní příjem (sirotčí důchod, stipendium, sociální dávky, příjmy z krátkodobé pracovní činnosti). Za nezaopatřené se rovněž považovaly děti, které pro svůj duševní nebo tělesný stav nebyly schopny připravovat se na budoucí povolání nebo si zajistit vlastní obživu a dosud nepobíraly invalidní důchod.
• Nepracující důchodci jsou osoby, které pobíraly jakýkoliv důchod kromě sirotčího a nebyly současně ekonomicky aktivní, resp. jejich ekonomická aktivita v roce 2003 nepřesáhla 6 měsíců.
• Jako nezaměstnané se vyznačovaly osoby, které více než 6 měsíců byly vedeny v evidenci úřadu práce nebo aktivně hledaly práci a byly připraveny k nástupu nejpozději do 14 dnů. Nepřihlíželo se k tomu, zda pobíraly hmotné zabezpečení uchazečů o zaměstnání či nikoliv.
• Mezi osoby pobírající rodičovský příspěvek byly zařazeny všechny osoby pobírající tento příspěvek, vč. osob, které současně byly v pracovním poměru nebo podnikaly jako OSVČ a jejich čistý peněžní příjem nepřekročil 3 480 Kč.
• Ostatní osoby zahrnují osoby spravující domácnost, osoby pečující o nemohoucího člena domácnosti nebo jinou blízkou osobu, osoby žijící z majetku a ostatní osoby bez vlastních příjmů, které nebylo možno zařadit do žádné z předcházejících skupin.
• Pro vyjádření úrovně příjmů různých typů domácností se zpravidla používají průměry na osobu (na hlavu), příp. na domácnost, v poslední době též průměry na spotřební (ekvivalentní) jednotku. Uvažujeme-li o příjmech jako o možné kupní síle, tj. dáváme je do vztahu k předpokládaným výdajům, pak je přepočet na spotřební jednotku vhodný proto, že bere v úvahu velikost a demografické složení domácnosti. Do konstrukce spotřební jednotky se promítají tzv. úspory z počtu, vznikající ve vícečlenných domácnostech v nákladech na předměty a služby určené, resp. využitelné, pro potřebu celé rodiny (domácí spotřebiče a jiné vybavení domácnosti, elektřina, plyn apod.).
• V evropských zemích se používají dvě stupnice spotřebních jednotek (dále SJ). Standardní stupnice OECD (v tabulkách zkráceně "SJ OECD") přiřazuje první dospělé osobě v domácnosti váhu 1,0, dalším osobám starším 13 let váhu 0,7 a dětem do 13 let včetně váhu 0,5. Ve stupnici EU (v tabulkách "SJ EU"), někdy označované jako "redukovaná", jsou více zohledněny úspory z počtu, váhy pro výše uvedené skupiny osob jsou 1,0 – 0,5 – 0,3.

2.2.2 Peněžní a naturální příjmy

Peněžní příjmy jsou publikovány jako hrubé. Dotazy na peněžní příjmy byly formulovány tak, aby co nejméně zatěžovaly respondenty a přinesly co nejpřesnější informace. Příjmy z pracovní činnosti se zjišťovaly jako hrubé (pouze u mezd byla možnost udat místo hrubé mzdy čistou), tzv. ostatní příjmy (z kapitálového majetku, z pronájmu, z příležitostných činností) jako čisté. Systém zjišťování a zpracování umožnil podle platných předpisů přepočítat čistou mzdu na hrubou a dopočítat odpovídající částky na zdravotní a sociální pojištění a daň z příjmu fyzických osob.

Po odečtení příslušných srážek byl získán čistý peněžní příjem jednotlivých členů, sečtením za všechny osoby pak vznikl hlavní ukazatel mikrocenzu – čistý peněžní příjem domácnosti. Protože při souběhu zdanitelných příjmů z různých zdrojů je základem daně jejich součet (nový zákon o dani z příjmů fyzických osob platí od roku 1996), nelze již vyčíslovat čisté peněžní příjmy v podrobnější struktuře.

Pro udržení časové řady je v tabulkách uveden čistý peněžní příjem z hlavního zaměstnání. U osob, které měly zdanitelné příjmy z více zdrojů, se jedná o odhad – daň byla vypočtena z hrubých příjmů ze závislé činnosti snížených o nezdanitelnou část, bez ohledu na ostatní příjmy.

Naturální příjmy tvoří především spotřeba produkce z vlastního hospodářství nebo podniku. Spotřebu hlavních produktů, jako maso, vejce, ovoce, brambory, zelenina, víno, zapisoval tazatel v jednotkách množství, při zpracování bylo množství ohodnoceno průměrnou maloobchodní cenou za rok 2002 zjištěnou ve statistice rodinných účtů. K tomu je připočtena hodnota ostatních potravin získaných z vlastního hospodářství. Součástí naturálních příjmů je také hodnota bezplatného stravování ve vlastním podniku, potravinářské a průmyslové výrobky a služby poskytnuté z vlastního podniku pro domácnost (bez hodnoty použitého materiálu).

Dále byla do naturálních příjmů připočtena hodnota naturálních darů, jež domácnost obdržela od osob nebo domácností, které nežily ve vybraném bytě. Za naturální transfery se nepovažovaly bezplatně poskytované služby (např. výpomoc při úklidu) ani bezplatné bydlení u příbuzných.

U domácností bydlících ve vlastním rodinném domku, resp. ve vlastním bytě, není v naturálních příjmech zahrnut odhad tzv. hypotetického nájemného.

Podrobné položky příjmů jsou vyčísleny v tab. 1, řada z nich má ovšem velmi nízkou hodnotu. Proto byla v ostatních tabulkách zvolena legenda stručnější, což lépe umožní postihnout rozdíly v úrovni a struktuře příjmů různých typů domácností. V případě zájmu je možné zpracovat výstupy i v podrobných položkách za jakékoliv třídění s dostatečným počtem domácností.

Vysvětlivky k některým položkám:

• Příjmy ze závislé činnosti byly definovány v duchu zákona o dani z příjmů fyzických osob, tzn. zahrnují peněžní příjmy z pracovně-právního, služebního nebo obdobného poměru mezi zaměstnancem a zaměstnavatelem, dále příjmy členů, společníků, jednatelů různých společností za práce vykonávané pro danou společnost, odměny členů statutárních orgánů a dalších orgánů právnických osob, funkční požitky, odměny učňů za práci konanou v praktické části výuky, odměny plynoucí z dohod o práci.
• Do příjmů z hlavního zaměstnání byly zařazovány příjmy ze závislé činnosti, kterou dotazovaný vykonával jako svou jedinou nebo hlavní pracovní činnost. Rozhodnutí, co označit jako hlavní činnost, záleželo na dotazovaném. Možnost volby přicházela v úvahu zejména u osob pobírajících důchod a u studentů; příjmy z pracovního poměru sjednaného na delší dobu většinou uváděli jako příjem z hlavního zaměstnání, zatímco příjmy z dohod o práci a z krátkodobých pracovních poměrů (brigád) označovali za příjmy vedlejší.
• Vedlejší příjmy ze závislé činnosti zahrnují mzdy a platy z vedlejšího zaměstnání, vykonávaného souběžně se zaměstnáním hlavním, resp. souběžně s podnikáním jako hlavní činností, příjmy plynoucí z dohod o pracovní činnosti nebo dohod o provedení práce, příjmy související s výkonem závislé činnosti a vyplácené podle zvláštních předpisů, např. mzdové vyrovnání a odstupné vyplácené horníkům v souvislosti se zdravotními důvody nebo náhrady poskytované příslušníkům ozbrojených sil a sborů, sociální výpomoc od zaměstnavatele, příspěvky z FKSP apod.
• Příjmy z podnikání zahrnují příjmy ze zemědělské výroby, lesního a vodního hospodářství, příjmy ze živnosti, z podnikání podle zvláštních předpisů, z výkonu nezávislého povolání, z autorských práv vč. práv příbuzných právu autorskému. Zjišťoval se hrubý hospodářský výsledek, tj. rozdíl mezi celkovými příjmy (tržbami) a vynaloženými náklady, snížený o zaplacené pojistné na sociální zabezpečení a příspěvek na státní politiku zaměstnanosti, příp. pojistné na všeobecné zdravotní pojištění.
• Do vedlejších příjmů z podnikání byly kromě příjmů z podnikání vykonávaného jako vedlejší činnost (dotazovaný jako hlavní uvedl pracovní poměr) započteny i drobné autorské honoráře a příjmy z příležitostného prodeje zemědělských výrobků.
• Sociální příjmy jsou příjmy čisté.
• V položce nemocenské jsou všechny druhy dávek nemocenského pojištění, tzn. i peněžitá pomoc v mateřství, vyrovnávací příspěvek v těhotenství a mateřství, podpora při ošetřování člena rodiny.
• Do dávek státní sociální podpory patří kromě dávek uvedených v legendě tab. 1 ještě zaopatřovací příspěvek, dávky pěstounské péče, porodné a pohřebné.
• Dávky sociální potřebnosti zahrnují pravidelné i jednorázové peněžní částky, příp. věcné dávky (jejich hodnotu v Kč) poskytnuté domácnostem na základě zákona o sociální potřebnosti.
• Jiné sociální příjmy kromě výše uvedených dávek zahrnují různé příspěvky, vyplácené většinou obecními úřady, jako např. příspěvek při péči o osobu blízkou, příspěvek na lázeňskou léčbu, dávky sociální péče pro těžce zdravotně postižené občany. Nepatří sem příspěvky poskytnuté charitativními a neziskovými organizacemi, odborovými organizacemi apod.
• Ostatní příjmy
• V příjmech z kapitálového majetku vedle podílů na zisku a výnosů z cenných papírů byly v Mikrocenzu 2002 poprvé předmětem zjišťování též úroky a jiné výnosy z vkladů.

Jiné příjmy zahrnují příjmy z pronájmu, příjmy z příležitostných činností, příjmy od pojišťoven, příjmy od organizací jinde neuvedené (např. stipendia, kapesné učňů, příjmy za příležitostné práce pro organizace, náhrady související s nápravou majetkových křivd, příspěvky vyplácené charitativními a neziskovými organizacemi, plnění poskytovaná v souvislosti s výkonem základní vojenské nebo civilní služby, výhry z loterií, sázek a hracích automatů), pravidelné peněžní transfery od osob a domácností žijících odděleně od šetřené domácnosti (alimenty, příspěvky dětem nebo manželce/manželovi žijícím odděleně, náhrady za způsobené škody), jednorázové peněžité dary, dědictví, odstupné za uvolnění bytu aj. příjmy od soukromých osob.

2.2.3 Charakteristiky domácností

Ukazatele charakterizující konkrétní typy domácností jsou používány jednak jako třídící hlediska v tabulkách, jednak jsou jako strukturální výstupy součástí každé tabulky. Většinou byly konstruovány až při centrálním zpracování na základě údajů za jednotlivé členy.

• Druh domácnosti byl vytvořen stejně jako v předcházejících mikrocenzech. V úplné rodině je základní jednotkou manželský (partnerský) pár s dětmi nebo bez dětí, v neúplné rodině je to jeden z rodičů a alespoň jedno dítě. K této základní jednotce mohou být z důvodů společného hospodaření přičleněny další jednotlivé osoby. Jestliže všechny děti jsou nezaopatřené a v hospodařící domácnosti nežijí jiné osoby, jedná se o tzv. čistou rodinu.
• Druh domácnosti EU, použitý jako třídící hledisko v tab. 8, byl vytvořen podle metodologie Evropské unie.
• Domácností jednotlivců a bezdětných párů byly ještě rozděleny do dvou skupin podle věku. Ve dvoučlenné domácnosti pro zařazení do první skupiny museli být ve věku do 64 let oba partneři; jestliže alespoň jeden z nich dosáhl věku 65 let, byla domácnost zařazena do skupiny druhé.
• Pro třídění rodin s dětmi bylo nutno zavést novou kategorii "závislé dítě", která je užší než v ČR používaná kategorie "nezaopatřené dítě" (viz popis v části složení domácnosti). Podmínkám pro závislé dítě vyhovují všechny děti do 16 let a nezaopatřené děti do 24 let. Nezaopatřené děti 25 leté a starší již nejsou považovány za závislé a při konstrukci typu domácnosti se s nimi pracovalo stejně jako s dětmi, které byly ekonomicky aktivní, nezaměstnané, pobíraly důchod apod.
• Do sl. 6 až 10 tabulky byly zařazovány neúplné a úplné rodiny se závislými dětmi a bez dalších členů. Domácnosti ve sl. 6 až 9 jsou složené z rodičů a pouze závislých dětí. Skupina ve sl. 10 je specifická tím, že v těchto rodinách žilo nejméně jedno dítě závislé a alespoň jedno dítě jiné (starší, ekonomicky aktivní apod.).
• Stáří manželství se zjišťovalo jen u manželských párů společně bydlících a hospodařících ve vybraném bytě, proto součet procent v tabulkách nedává 100, ale rovná se podílu úplných rodin v souboru.
• Vzdělání tazatel kódoval do 4 stupňů: základní, vyučení, úplné střední a vysokoškolské. Jako úplné střední vzdělání se vyznačovalo též vyučení s maturitou, pomaturitní studium a absolvování vyšší odborné školy. Do vysokoškolského vzdělání se zahrnovaly všechny programy vysokoškolského studia, včetně bakalářského a doktorského.
• Zaměstnání bylo vyznačováno u osob ekonomicky aktivních dvoumístným kódem podle klasifikace zaměstnání KZAM. Údaje v publikaci jsou agregované za 9 hlavních tříd a vztahují se k osobě v čele domácnosti. Příslušníci armády byli zařazeni do třídy 1 – vedoucí a řídící pracovníci.
• Pro vyznačení sociální skupiny domácnosti byl rozhodující kód sociální skupiny osoby v čele domácnosti; sociální skupina ostatních členů se nebrala v úvahu, pouze u domácností důchodců se přihlíželo k ekonomické aktivitě ostatních členů.
• domácnosti zaměstnanců - osoba v čele byla v pracovním poměru, dělí se na
• domácnosti dělníků, v nichž osoba v čele domácnosti pracovala převážně manuálně ve výrobě (vč. oprav a údržby) nebo jako pomocný pracovník v různých oborech, tzn. vykonávala zaměstnání zařazené do tříd 61 až 93 podle KZAM
• domácnosti ostatních zaměstnanců – osoba v čele domácnosti vykonávala převážně duševní, organizátorské nebo administrativní práce, vč. zaměstnání provozního charakteru, patřící do tříd 11 až 52 resp. 01 podle KZAM
• domácnosti samostatně činných osob – osoba v čele domácnosti se zabývala podnikáním nebo vykonávala nezávislé povolání v jakémkoliv oboru, tzn. včetně odvětví zemědělství, lesnictví a rybolovu
• domácnosti důchodců – v čele domácnosti byl nepracující důchodce; dělí se na dva podtypy podle toho, zda některý jiný člen domácnosti byl ekonomicky aktivní
• domácnosti nezaměstnaných – osoba v čele domácnosti byla vyznačena jako nezaměstnaná (přitom v úplných rodinách mohla být manželka nebo dítě ekonomicky aktivní)
• ostatní domácnosti – osoba v čele domácnosti nebyla ekonomicky aktivní ani nepobírala důchod; byly to např. osoby pobírající rodičovský příspěvek, studenti, osoby žijící z majetku
• Životní minimum je v zákoně č. 463/1991 Sb. definováno jako společensky uznaná minimální hranice příjmů občana, pod níž nastává stav jeho hmotné nouze. Životní minimum osob a domácností je určeno pevnými částkami, jež se valorizují s ohledem na vývoj spotřebitelských cen. Vztah příjmů k životnímu minimu se používá jako jedno z kritérií hodnocení příjmové úrovně domácností.
Životní minimum bylo vypočteno pro každou samostatně hospodařící domácnost podle zákonných částek platných v roce 2002. Děti byly do věkových kategorií zařazeny podle dokončeného věku, při stanovení počtu členů se přihlíželo k počtu měsíců jejich přítomnosti. Částky životního minima v Kč na měsíc byly následující:




2.3 Popis tabulek

Hlavička tabulky obsahuje definici podsouboru vzniklého tříděním, údaje za daný podsoubor popisuje legenda. Při vytváření tabulek bylo přihlíženo k tomu, aby tříděním vznikly podsoubory s dostatečnou četností pro zpracování.

Pokud se v hlavičce používá zkrácený výraz "děti", míní se tím vždy děti nezaopatřené. Při třídění domácností podle výše peněžních příjmů byl vždy používán příjem čistý.

První část tabulky obsahuje údaje o složení a příjmech domácností. Údaje o peněžních příjmech jsou publikovány převážně jako průměry na osobu, ve vybraných tabulkách byly příjmy přepočteny na domácnost nebo na spotřební jednotku OECD. Ve všech tabulkách je uveden průměrný počet spotřebních jednotek na domácnost, což umožní uživatelům po jednoduchém přepočtu získat průměry na spotřební jednotku za jakékoliv z publikovaných třídění. V tab. 1 jsou údaje o peněžních příjmech v podrobnějším členění, v ostatních tabulkách je legenda omezena jen na hlavní zdroje příjmů.

Druhá část tabulky poskytuje informace o příjmovém rozdělení domácností a osob. Tato část není zařazena do tabulek, kde peněžní příjmy na osobu byly použity jako třídící hledisko.

V třetí části jsou připojeny tzv. charakteristiky domácností, které udávají strukturu domácností podle různých třídících znaků a tak doplňují, resp. vysvětlují údaje o příjmech.

Údaje v jednotlivých políčkách tabulek byly vypočteny nezávisle na sobě přímo z prvotních dat a zaokrouhleny. Z toho vyplývá, že počet domácností nebo osob celkem nemusí být roven součtu četností v daném třídění. Totéž platí pro návaznost souhrnných a podrobných položek příjmů; v důsledku zaokrouhlení na celé Kč ne vždy se hrubé příjmy celkem rovnají součtu podpoložek. Relativní údaje v % byly počítány z absolutních hodnot a zaokrouhleny 1 desetinné místo, takže ani součet procent nemusí být vždy roven 100 (celku)

Poznámky k některým tabulkám:

Tab. 1 – podle sociálních skupin. Definice sociálních skupin jsou srovnatelné v dlouhodobé časové řadě mikrocenzů. V důsledku ekonomické transformace zanikla skupina družstevních rolníků – změnili se na podnikatele nebo na členy produkčních družstev, kteří se zařazují do dělníků, resp. ostatních zaměstnanců.

Tab. 4 – příjmové rozdělení podle příjmu na domácnost. Tabulka patří mezi tradiční výstupy, i když ve srovnání s tříděním podle příjmu na osobu je v určitém smyslu zavádějící. Nejnižší příjmové skupiny tvoří převážně domácnosti důchodců (jsou většinou jednočlenné nebo dvoučlenné) a rodiny s dětmi jsou ve vyšších příjmových pásmech, zatímco v třídění podle průměru na osobu je tomu naopak. Příjmy jsou v tabulce propočteny jako průměry na domácnost.

Tab. 5 – decilové rozdělení domácností. Decily rozdělují domácnosti seřazené vzestupně podle výše ročního čistého peněžního příjmu na osobu do 10 stejně velkých skupin, tzn. každá zahrnuje 10 % domácností. Hodnoty decilů jsou dány příjmem poslední domácnosti v daném decilovém intervalu, v tabulkách jsou uvedeny pod čistými peněžními příjmy. Při přepočtu údajů z výběru na celou populaci nelze zajistit, aby byl v jednotlivých decilových skupinách dodržen přesně stejný počet, takže absolutní údaje o počtu domácností v jednotlivých intervalech se nepatrně liší.

Tab. 6 – rozdělení domácností podle poměru příjmů k životnímu minimu. V této tabulce jsou domácnosti roztříděny podle podílu čistých peněžních příjmů a životního minima dané domácnosti. Stupnice vyjadřuje příjem domácnosti v násobcích životního minima a byla zvolena tak, aby intervaly co nejlépe navazovaly na současné předpisy o poskytování dávek státní sociální podpory.

Tab. 8 – domácnosti podle druhu – definice EU. Tabulka je zařazena z důvodů mezinárodní srovnatelnosti. Tato typologie domácností patří totiž mezi základní třídící hlediska, za něž Eurostat publikuje výsledky statistických a sociologických šetření u domácností v zemích EU.

Tab. 10 – třídění podle velikosti obce. Velikost obce je odvozena z počtu obyvatel na základě údajů demografické statistiky k 31. prosinci 2002 a podle správní organizace k 1. lednu 2003.

Tab. 13 – druh domácnosti a vzdělání. Do zpracování byly zahrnuty pouze domácnosti s ekonomicky aktivní osobou v čele. V úplných rodinách je vzdělání osoby v čele kombinováno se vzděláním manželky, přičemž byly vypuštěny kombinace s nedostatečnou četností výskytu. Do základního vzdělání bylo zahrnuto i vyučení (bez maturity), příp. osoby s neukončeným vzděláním.

Tab. 16 – domácnosti v pásmu chudoby. Pojem "hranice chudoby" se v ČR zatím používá málo a není přesně definován. Sociální potřebnost, resp. nárok na určitou sociální dávku, se v ČR posuzuje podle vztahu příjmů a životního minima domácnosti.

V zemích EU je zejména v posledním desetiletí věnována mimořádná pozornost finanční situaci domácností a životním podmínkám, což vyvolalo potřebu jednotné a (pokud možno) všeobecně použitelné definice chudoby. Obvykle se vychází ze střední hodnoty příjmů (průměru nebo mediánu, což je příjem prostřední domácnosti v souboru uspořádaném podle výše příjmů) zjištěných v určitém šetření a hranice chudoby se vyčíslí jako určité procento z této střední hodnoty. Existují ovšem i různé způsoby výpočtu středních hodnot (na osobu, na spotřební jednotku). Volba nejvhodnější kombinace výše uvedených možností byla předmětem studia expertů v řadě zemí i Eurostatu. Dospěli k názoru, že pro mezinárodní srovnání bude hranice chudoby konstruována jako 60 % mediánu a jako doplňující informace budou zpracovávány též údaje za domácnosti s příjmy do 50 % a 70 % mediánu. Současně připustili, že pro vnitřní potřebu jednotlivých zemích je možno použít i jiné relace (např. 50 % mediánu), jestliže jsou s ohledem na příjmové rozdělení domácností v dané zemi vhodnější.

V tabulce 16 byly použity různé definice relativní chudoby, aby bylo zřejmé, jak jiný metodický přístup může ovlivnit počet "chudých" domácností, jejich složení i průměrný příjem. Pro názornost byly průměry ve spodní části tabulky ve všech sloupcích propočteny stejnou metodou, tj. jako průměry na osobu. Pro uživatele z tabulky jednoznačně vyplývá, že nelze informovat např. o podílu domácností pod hranicí chudoby, aniž by bylo řečeno, jak byla tato hranice určena a jakému příjmu odpovídá.

Základem pro výpočet procent v první části tabulky byl celkový počet domácností, osob, nezaopatřených dětí a nepracujících důchodců v ČR, procenta v části "charakteristiky domácností" jsou počítána obvyklým způsobem, tj. z počtu domácností v příslušném sloupci.

Tab. 17 – vybrané charakteristiky osob ohrožených příjmovou chudobou. V ČR je obvyklé zpracovávat a publikovat výsledky příjmových šetření za hospodařící domácnosti. Eurostat však při analýze chudoby v současné době dává přednost výstupům za osoby. Proto byla jako poslední zařazena tabulka používaná pro hodnocení příjmové chudoby osob, zpracovaná přesně podle metodiky Eurostatu.

Jednotkou zpracování byla osoba, do zpracování byli zahrnuti všichni členové domácností. Každé osobě byl přiřazen příjem na spotřební jednotku EU vypočtený z příjmu domácnosti, z níž pocházely. Všichni členové téže domácnosti měli tudíž stejný příjem na SJ. Další postup byl analogický jako při práci s HD – osoby byly setříděny podle výše příjmu na SJ a po určení mediánu byly vypočteny relativní hranice příjmové chudoby.

Legenda obsahuje demografické charakteristiky zpracovávaných osob a ukazatele vztahující se k celé domácnosti, speciálně vytvořené pro tuto tabulku. Jsou to:

Ekonomická aktivita členů domácnosti – stanoví se v závislosti na druhu ekonomické aktivity členů domácnosti podle těchto pravidel:
pracující v domácnosti je alespoň jeden člen ekonomicky aktivní
nezaměstnaní v domácnosti není žádný člen ekonomicky aktivní a zároveň alespoň jeden z členů je nezaměstnaný
důchodci v domácnosti není žádný ekonomicky aktivní ani nezaměstnaný člen a zároveň alespoň jeden je nepracující důchodce
ostatní ekon. neaktivní v domácnosti není nikdo z členů ani ekonomicky aktivní, ani nezaměstnaný, ani nepracující důchodce

Vzdělanostní úroveň domácnosti – určuje se podle nejvyššího dosaženého vzdělání osoby v čele, v úplných rodinách se bere v úvahu i vzdělání druhého partnera:
nízká úroveň osoba v čele má základní vzdělání, resp. je bez vzdělání, v úplných rodinách mají odpovídající vzdělání oba partneři
střední úroveň osoba v čele, resp. alespoň jeden z partnerů, má středoškolské vzdělání
vysoká úroveň osoba v čele, resp. alespoň jeden z partnerů, má vysokoškolské vzdělání

Koeficient příjmové nerovnosti (S80/S20 quintile share ratio) – poměr objemu příjmů připadajících na 20 % osob s nejvyššími příjmy na SJ EU (5. kvintil) k objemu příjmů připadajících na 20 % osob s nejnižšími příjmy na SJ EU (1. kvintil). Vyšší hodnota koeficientu znamená vyšší diferenciaci příjmů.

Indikátor relativního propadu příjmů (Relative at-risk-of-poverty gap) – rozdíl mezi mediánem příjmu osob pod hranicí chudoby a danou hranicí chudoby, vyjádřený v % z této hranice. Vyšší hodnota ukazatele značí hlubší propad osob pod hranici chudoby.

V tab. 17 byla za hranici chudoby zvolena hodnota 60 % mediánu příjmů na SJ EU. V takto definovaném podsouboru osob s příjmy na SJ EU pod hranici chudoby byl určen medián příjmů za celek, za muže a za ženy a provedeny výše popsané výpočty.

Giniho koeficient – počítá se z celého souboru osob, kde jsou osoby opět uspořádány vzestupně podle výše peněžního příjmu na SJ EU. Vyjadřuje vztah mezi kumulativním podílem počtu osob a kumulativním podílem jejich příjmů. Pohybuje se od 0 do 1, přičemž vyšší hodnota značí větší nerovnost v příjmech, v publikacích se většinou uvádí v procentech.

3. Přesnost výsledků mikrocenzu

Při interpretaci a analýze výsledků mikrocenzu je třeba mít neustále na paměti, že vznikly zpracováním dat získaných z výběrového šetření. Tzn. všechny publikované údaje jsou v podstatě odhady zatížené určitou chybou a nikoliv přesná čísla. Tato chyba má dvě složky - výběrovou a nevýběrovou.

Nevýběrová chyba se vyskytuje ve všech zjišťováních, tedy i u vyčerpávajících šetření. Může vzniknout z různých příčin, nejčastěji z důvodu nedokonalé metodiky nebo jejího nepřesného dodržování, dále též chybnými postupy při zpracování materiálu, neochotou respondentů sdělovat úplné a přesné informace apod. Precizní prací ve všech fázích přípravy a průběhu šetření ji lze tedy významně ovlivnit. Posoudit vliv nevýběrové chyby na výsledné údaje je dosti obtížné, při dobré definici kontrolních ukazatelů může k jejímu vyhodnocení posloužit porovnání se strukturou údajů zjištěnou při úplných cenzech.

Výběrová chyba vzniká v důsledku toho, že ze všech možných výběrů stejného rozsahu ze základního souboru se náhodně (bez vracení) vybírá pouze jeden výběrový soubor a údaje z něho reprezentují (po přepočtech) soubor základní - jinými slovy tedy vzniká vztažením vlastností výběrového souboru na celý základní soubor. Chybu způsobenou volbou výběrového souboru lze s určitou předem zvolenou pravděpodobností vymezit na základě teorie výběrových šetření. Její velikost, zjednodušeně řečeno, souvisí jednak s rozsahem výběrového souboru (podsouboru/vzorku domácností příslušného typu) a dále s četností výskytu a variabilitou daného ukazatele v tomto vzorku.

V případě Mikrocenzu 2002 silně omezený rozsah výběrového souboru má za následek vyšší hodnoty výběrových chyb, ale vzhledem ke kvalitnější práci tazatelů lze předpokládat, že vliv nevýběrové chyby byl naopak lépe eliminován a získané výsledky jsou co do vypovídací schopnosti naprosto srovnatelné se všemi předchozími mikrocenzy.

3.1 Odhady výběrových chyb, intervaly spolehlivosti

Velikost výběrové chyby lze vyjádřit buď bodovým odhadem rozptylu, resp. směrodatné odchylky, nebo intervalem spolehlivosti pro odhad sledovaného ukazatele. Nejčastěji se okolo odhadu konstruuje tzv. 95 % interval spolehlivosti (vynásobením směrodatné odchylky odhadu kvantilem normovaného normálního rozdělení, tj. hodnotou 1,96). Jedná se o interval, ve kterém s 95 % pravděpodobností leží skutečná hodnota odhadované charakteristiky. V této publikaci jsou sledovanými ukazateli buď absolutní četnosti, resp. frekvence, výskytu nějakého sledovaného znaku, nebo průměry příp. součty nějaké příjmové položky.

V teorii výběrových šetření se nejčastěji rozlišují dva typy úhrnů, a to úhrny základní a dílčí. Základní úhrny jsou primární úhrny určité statistické veličiny za celý základní soubor. Dílčí úhrny jsou vypočteny za podsoubory, které vznikají na základě třídění (např. podle sociální skupiny osoby v čele domácnosti)

Největším problémem při stanovení výběrové chyby je výpočet směrodatné odchylky, která se pro každý typ odhadu počítá jinak. Nejsnadnějším je odhad směrodatné odchylky pro úhrn četnosti nebo pro relativní četnost výskytu určité charakteristiky v souboru (například počet domácností samostatně činných osob a jejich relativní zastoupení v celkovém počtu domácností). Pro ostatní odhady (např. úhrny příjmů, resp. z nich vytvořené průměry na domácnost nebo osobu) je nutné směrodatnou odchylku vypočítat přímo z individuálních dat. I v době výkonných počítačů je tato záležitost poměrně pracná, zvláště v případě dílčích úhrnů, kde je nutné směrodatnou odchylku spočítat pro každý podsoubor zvlášť.

Pro běžné uživatele není účelné detailně popisovat příslušné teoretické aspekty a vzorce, proto jsou dále jen zjednodušeně uvedeny použité matematické postupy. Jak se přesnost výsledků projevuje u různých typů domácností a různých druhů příjmů dokumentuje 5 přiložených tabulek s intervaly spolehlivosti pro vybraná základní třídění.

3.2 Intervaly spolehlivosti pro četnosti

Následující dva výrazy jsou zjednodušenými aproximacemi přesných vzorců a lze je použít jen u náhodných veličin s binomickým rozdělením, tj. pro odhad úhrnu četností (např. charakteristiky domácností - počet neúplných rodin apod.). Odchylky mezi aproximacemi a přesnými vzorci potom nejsou statisticky významné. Vzorec pro dílčí úhrny však může dávat nepřesné výsledky pro malé odhady základního úhrnu (dále charakteristiky A). Z tohoto důvodu v Tab. II. nejsou vůbec uváděny hodnoty v levém horním rohu.

Oba vzorce mohou být užity jako návod na dopočet intervalu spolehlivosti pro náhodné veličiny s binomickým rozdělením:

a) pro základní úhrn

95% interval spolehlivosti odhadu YA = yA 1,96. syA, kde
syA N
a kde N je velikost základního souboru (celá populace),
f je příslušná relativní velikost výběrového souboru,
yA je odhad úhrnu YA charakteristiky A v zákl. souboru.

Pozn: V případě, že se odhaduje interval spolehlivosti pro relativní četnost, nahradí se podíl v čitateli zlomku touto relativní četností.

b) pro dílčí úhrn (zkoumané charakteristiky B na množině A)

95% interval spolehlivosti odhadu YAB = yAB 1,96. syAB, kde
syAB yA
a kde yA je odhad úhrnu charakteristiky A v základním souboru,
f je příslušná relativní velikost výběrového souboru,
yAB je odhad úhrnu YAB charakteristiky B na množině A.

Pozn.: Podíl v čitateli zlomku je možné opět nahradit příslušnou relativní četností charakteristiky B na množině A.

3.3 Intervaly spolehlivosti v obecném případě

Pokud se nejedná o náhodnou veličinu s binomickým rozdělením, nelze užít předchozí aproximace a je nutné směrodatnou odchylku počítat přímo z individuálních dat. Výpočet 95% intervalu spolehlivosti pro odhad h ukazatele H se obvykle provádí na základě obecného vztahu:
h 1,96. sh,

kde h je odhad ukazatele H a
sh je směrodatná odchylka odhadu h .

Tento vztah byl použit rovněž při výpočtu intervalů spolehlivosti pro peněžní příjmy v tabulkách III. až V. Obecný vzorec je zde uveden pouze informativně, nikoliv jako návod k výpočtu, neboť běžný uživatel nemá k dispozici všechna data potřebná pro výpočet směrodatné odchylky odhadu. Tento odhad je obecně komplikovanější záležitost a hodnota směrodatné odchylky silně závisí na typu ukazatele (druhu příjmu) a použitého třídění. Vybrané skupiny domácností se totiž mohou lišit nejen výší svého průměrného příjmu, ale také svým „skupinovým“ rozptylem. Výpočty intervalů spolehlivosti pro peněžní příjmy jsou založeny na standardním předpokladu normálního rozdělení příjmů. Poněkud preciznější (a zároveň cca o čtvrtinu nižší) odhady rozptylů by bylo možné získat s využitím složitějších parametricky odvozených předpokladů např. logaritmicko-normálního nebo gamma rozdělení příjmů. Pro účely této publikace je to však zbytečně komplikovaná metoda.

3.4 Způsob použití přílohových tabulek pro určení intervalu spolehlivosti

Tab. I Odhady 95 % intervalu spolehlivosti základních úhrnů pro soubor domácností a osob v ČR

Tabulka je určena ke zjištění přibližného 95 % intervalu spolehlivosti základních úhrnů četností ze souboru domácností nebo ze souboru osob na úrovni celé České republiky. Najdeme-li například v Tab.1 - Domácnosti podle sociálních skupin odhad počtu domácností nezaměstnaných roven 184,4 tis. a chceme-li se dozvědět, jaká je spolehlivost tohoto odhadu, vyhledáme v tab. I. ve sloupci Domácnosti v ČR - velikost odhadu v tis. řádek nejbližší číslu 184, tedy 180. Na tomto řádku nalezneme příslušný interval spolehlivosti, což je v tomto případě absolutně ± 18,3 tis., pro relativní četnost je interval spolehlivosti 4,44 ± 0,45 %. Odhad je možný ještě dále zpřesnit jednoduchou lineární interpolací.

Tab. II Odhady 95 % intervalů spolehlivosti odhadů dílčích úhrnů četnosti pro soubor domácností

Tabulka je určena ke zjištění přibližného 95 % intervalu spolehlivosti dílčích úhrnů četností ze souboru domácností na úrovni celé České republiky. Chceme-li například zjistit spolehlivost odhadu četnosti čistých neúplných rodin v domácnostech nezaměstnaných, jichž bylo 25,1 % ze 184,4 tis., vyhledáme v tab. II. řádek nejbližší číslu 184, tedy opět 180 a sloupec nejbližší číslu 25,1 , tedy 25. Příslušný interval spolehlivosti pro relativní četnost je potom 25,1 ± 4,51 %. Odhad intervalu spolehlivosti je opět možno upřesnit pomocí lineární interpolace.