Podstawowe założenia proponowanego schematu losowania

Próba jest próbą złożoną, tj. składa się z kilku niezależnie losowanych podprób. Każda

podpróba badana jest przez cztery kolejne lata. Co roku najstarsza podpróba zastępowana jest nową

wylosowaną podpróbą według opisanej metody. Wszystkie te elementy są identyczne jak

w dotychczasowym schemacie.

Operat losowania, podobnie jak dotychczas, tworzony jest w oparciu o informacje z Krajowego

Rejestru Podziału Terytorialnego Kraju (TERYT). Operat obejmuje wszystkie mieszkania (bez obiektów

zakwaterowania zbiorowego) wykazane w rejestrze jako zamieszkane.

Jednostką losowania jest mieszkanie. Badanymi w EU-SILC jednostkami statystycznymi są

gospodarstwa domowe i osoby, tak więc jednostka losowania nie jest tożsama z jednostką badania.

Losowanie jest losowaniem warstwowym. Populacja jest dzielona na warstwy na poziomie

operatu. Zasady podziału zbiorowości na warstwy oraz alokacji próby w warstwach opisano dalej,

uwzględniając w tym drugim przypadku kilka wariantów.

Mieszkania w warstwach losowane są w sposób prosty bez zwracania. Każde mieszkanie

w warstwie i każdy podzbiór mieszkań w warstwie ma identyczne prawdopodobieństwo dostania się

do próby.

Ponieważ jednostka losowania nie jest tożsama z jednostką badania, z punktu widzenia

badania osób (na poziomie osoby określone są cechy statystyczne, których badanie stanowi przedmiot

projektu) proponowany schemat nie jest losowaniem prostym warstwowym, lecz losowaniem

zespołowym, i ma gorsze własności statystyczne niż losowanie proste warstwowe. Z tego względu

korzyści dotyczące precyzji estymacji wynikające z przejścia na schemat jednostopniowy są mniejsze

i mniej oczywiste, niż byłyby w przypadku przejścia na losowanie proste warstwowe. Ich skala oraz

ocena, na ile są one znaczące i czy racjonalnie uzasadniają realizację propozycji, wymaga analiz

108 3.3. Warstwy losowania

W dotychczasowym dwustopniowym schemacie losowania, jednostki losowania pierwszego stopnia są przed losowaniem warstwowane. Warstwami są województwa, natomiast wewnątrz województw warstwy tworzone są w oparciu o klasę miejscowości. Na obszarach miejskich obwody spisowe grupowane są według wielkości miasta (przy czym duże miasta tworzą samodzielne warstwy, a w największych warstwami są dzielnice), natomiast na terenach wiejskich warstwami są gminy wiejskie w podregionie (NTS 3) lub sąsiadujących ze sobą powiatach (NTS 4). Opisany powyżej sposób warstwowania pozostaje niezmieniony w schemacie jednostopniowym

Najniższym rozważanym w projekcie terytorialnym poziomem uogólnienia są obszar miejski i obszar wiejski województwa. Nie planuje się w badaniu uogólnień na niższym poziomie agregacji terytorialnej. Dodatkowo, w projekcie rozważane są też uogólnienia dla domen wyodrębnionych na podstawie klasyfikacji według stopniu urbanizacji DEGURBA6, jednak jest to podział alternatywny w stosunku do podstawowego podziału na miasto/wieś i nie jest z nim zgodny. Zastosowanie łączne kryteriów klasyfikacji według województwa, podziału miasto/wieś i DEGURBA powodowałoby powstanie warstw o bardzo nierównomiernej wielkości, z których cześć byłaby bardzo niewielka, co utrudnia wykorzystanie takiej klasyfikacji przy tworzeniu warstw losowania. Z tego względu optymalny do wykorzystania przy tworzeniu warstw losowania wydaje się podział podstawowy miasto/wieś stosowany do większej liczby uogólnień.

Ponieważ przy zastosowaniu podstawowego podziału miasto/wieś, wszystkie terytorialne poziomy uogólnienia brane pod uwagę w projekcie i w badaniu stanowią odrębne warstwy losowania (zespoły warstw) w dotychczasowym schemacie warstwowania, nie stwierdzono potrzeby wyodrębniania dodatkowych warstw celem poprawy precyzji oszacowań.

Definicje warstw pozostają zatem niezmienione w stosunku do dotychczasowego schematu losowania i są zgodne z opisem zmieszczonym powyżej. Warstwowanie dotyczy natomiast bezpośrednio zbiorowości mieszkań znajdujących się w warstwach wyodrębnionych ze względu na województwo i klasę miejscowości, które są jednostkami losowania; nie jest stosowane pojęcie jednostki losowania pierwszego stopnia.

6 Klasyfikacja według stopnia urbanizacji DEGURBA: 1 – obszary gęsto zaludnione, 2 – obszary pośrednie, 3 – obszary słabo zaludnione.

109 3.4. Alokacja próby

Alokacja próby jest podstawowym – obok samej zmiany sposobu losowania, tj. przejścia na schemat jednostopniowy – środkiem poprawy precyzji estymacji dla jednostek terytorialnych. Poprzez odpowiednią alokację próby można poprawić precyzję estymacji.

Rozważając alokację próby ogółem między jednostki niższego rzędu (warstwy/domeny) wyróżnić można kilka podstawowych, alternatywnych reguł:

• alokacja proporcjonalna do wielkości warstwy/domeny (liczebności populacji jednostek

losowania/badania w warstwie) – pożądana z punktu widzenia jakości oszacowania wartości ogółem (agregatu), może być niekorzystna z punktu widzenia jakości uogólnień dla domen, jeśli różnią się one wielkością);

• alokacja zakładająca identyczną liczebność próby w każdej domenie – pożądana z punktu

widzenia jakości uogólnień dla domen, mniej korzystna z punktu widzenia jakości oszacowania wartości ogółem (agregatu);

• alokacja proporcjonalna do pierwiastka wielkości warstwy/domeny, będąca „kompromisem”

pomiędzy przedstawionymi podejściami – bardziej korzystna dla domen niż alokacja proporcjonalna, choć mniej korzystna niż alokacja zakładająca identyczne próby; bardziej korzystna dla agregatu niż alokacja zakładającą identyczne próby, choć mniej korzystna od alokacji proporcjonalnej.

Projektując schematy alokacji, zastosowano reguły biorące pod uwagę wyłącznie wielkość jednostek oraz ich wewnętrzną strukturę. Nie brano pod uwagę informacji empirycznych dotyczących zróżnicowania rozkładów badanych cech, gdyż tak określony schemat opierałby się na optymalizacji z punktu widzenia konkretnej cechy badanej, mógłby być natomiast niewłaściwy z punktu widzenia innych cech i nie miałby charakteru uniwersalnego.

Niech n oznacza założoną liczebność próby ogólnopolskiej (liczbę losowanych/badanych mieszkań), Ni, ni liczebność populacji (liczba mieszkań) oraz próby (liczba losowanych/badanych mieszkań) w województwie i.

110

Rozważane są następujące warianty podziału liczebności próby ogólnopolskiej między warstwy podstawowe:

A1) Próba ogólnopolska dzielona na województwa proporcjonalnie do liczby mieszkań w województwie. N N n n i i =

A2) Próba ogólnopolska dzielona na województwa proporcjonalnie do pierwiastka liczby mieszkań w województwie.

∑

=

n N N

n /

A3) Próba ogólnopolska dzielona na województwa na części o równej liczebności.

i

i

n z

n = /

Wariant A1 odpowiada dotychczasowej alokacji próby i jest on brany pod uwagę jedynie dla celów porównawczych. Alokacja proporcjonalna nie bierze pod uwagę uogólnień dla domen i jest nieefektywna pod tym względem. Porównanie z dotychczas stosowaną alokacją proporcjonalną jest jednak właściwe, gdyż:

• stanowi ona wygodną bazę dla porównań, pokazując efektywność alternatywnych rozwiązań,

• ze względu na konieczność oceny pogorszenia precyzji oszacowań dla całego kraju wskutek

zastosowania reguł alokacji bardziej efektywnych z punktu widzenia uogólnień w domenach. Podstawowymi wariantami alokacji rozważanymi celem poprawy jakości uogólnień na poziomie województw są A2 i A3.