CC BY
49Г.Б. ЮДИН
ТЕРРИТОРИАЛЬНАЯ ЛОКАЛИЗАЦИЯ И УРОВЕНЬ НЕОТВЕТОВ В МАССОВОМ ОПРОСЕ
Неответы являются одной из серьёзных проблем при проведении массовых социологических обследований. В данной работе нас будет интересовать проблема неответов на анкету в целом — то есть неполучения от отобранного для опроса респондента (или более крупной единицы отбора) всех или почти всех запрашиваемых сведений1.
Имеющиеся данные показывают, что доля неответов в массовых опросах варьируется в зависимости от страны, региона и таких характеристик опрашиваемых, как национальность, возраст. Это позволяет предположить, что ответ/неответ есть социально детерминируемое действие. Систематической проверки данных предположений до сих пор практически не проводилось; одна из причин заключается в том, что в исследованиях неответов чрезвычайно трудно получить информацию о неответивших.
Цель данной работы — предложить практический подход, который позволил бы описать проектируемую выборочную совокупность с учетом тех, кто откажется от опроса. Во второй части работы рассмотрена практическая апробация предлагаемой концепции.
Теоретические основания
В настоящей работе предлагается использовать в качестве предиктора неответа место проживания респондента. Это обусловлено тем, что, во-первых, неответ может быть рассмотрен как социально обусловленное поведение. Во-вторых, целый ряд существенных показателей поведения находится во взаимосвязи с территориальной локализацией индивида (иначе говоря, проживающие в разных местах люди демонстрируют различные образцы поведения).
Систематические смещения, вызываемые неответами
Методические исследования показывают, что доля неответов в массовых опросах имеет тенденцию расти [12; 13; 15, р. 210-211; 19]. Значимость этой проблемы проявляется в разработке стандартов учёта неответов в полевых исследованиях [3]. Хотя эта тематика присутствует в
Юдин Григорий Борисович — преподаватель кафедры экономической социологии Государственного университета — Высшая школа экономики. Адрес: 125319 Москва, Кочновский пр., д. 3, комн. 406. Телефон: +7 (495) 152-15-51. Электронная почта: gregloko@yandex.ru
1 Далее термин «неответ» будет использоваться именно в этом смысле. Иное оговаривается дополнительно.
методических исследованиях очень давно [25], в последнее время интерес к ней существенно возрос.
Причина пристального внимания исследователей-методистов к проблеме неответов состоит в том, что последние способны вызывать систематические смещения. Есть все основания полагать, что по мере повышения доли неответов, смещёнными оказываются не только статистические оценки, но и меры зависимости между переменными [10]. Для того чтобы доказать наличие систематического смещения, вызванного неответами, требуется обнаружить различия по некоторым существенным показателям между попавшими и не попавшими в выборку. Здесь возникает существенная трудность, как нельзя лучше вскрывающая угрозу, связанную с проблемой неответов. Чтобы доказать наличие систематического смещения и оценить его (что позволило бы по крайней мере сделать на него поправку), нужно получить достаточно полную информацию о неответивших, а это потребовало бы опросить их. Таким образом, возникает логический круг.
Поэтому возникает задача получения информации о неответив-ших из дополнительных или косвенных источников. К настоящему моменту существует достаточно развитый статистический аппарат, который позволяет бороться со смещениями уже после проведения опроса. Выделяются две основные стратегии такой борьбы — взвешивание (weighting) и вменение (imputation). В первом случае респондентам присваивается больший или меньший вес в зависимости от представленности тех или иных групп в выборке. Во втором — неопрошенным респондентам вменяются некоторые значения в зависимости от их принадлежности к той или иной группе. Понятно, что второй метод применяется, как правило, в случае отсутствия информации по отдельным вопросам, а не категорического неответа [26, p. 43-44]. Проблема, однако, состоит в том, что все эти статистические корректировки реализуемы только при наличии дополнительной информации, которая описывала бы все объекты — как ответившие, так и неответившие.
Значительная часть преобразований готовых данных строится на предпосылках MCAR (missing completely at random) или MAR (missing at random). В первом случае предполагается, что неответы распределены по совокупности случайным образом; во втором — что они более характерны для одних наблюдаемых групп, чем для других. Более жёсткая и куда более реалистичная предпосылка MNAR (missing not at random) сводится к тому, что для наблюдаемых групп характерны ответы, а для ненаблюдаемых — неответы. В этих условиях требуются предположения, которые приближали бы ситуацию к виду MAR. Таким образом, как взвешивание, так и вменение только по видимости устраняют исходную неопределённость относительно природы собранных данных. Дополнительные предположения требуются, в
том числе, и байесовским преобразованиям2; они хотя и не распространяют явным образом данные об ответивших на неответивших, но исходят из распределений, которые предположительно имеют те или иные переменные в изучаемой совокупности [20, p. 199-201]. Никакие аналитические преобразования в принципе не могут отвечать за нейтрализацию возникающих на эмпирическом этапе смещений. Надёжность этих преобразований зависит от предположений, на которых они базируются, и информации, которая позволяла бы получить данные о неответивших.
Разработано несколько стратегий получения такой информации:
- проведение мини-интервью с отказавшимися от участия в исследовании [21];
- сравнение респондентов, согласившихся участвовать после первого приглашения, с теми, кто поначалу не дал согласия, но впоследствии всё же принял участие в опросе [21, 23, 27, 29];
- использование разнообразных данных, которые удаётся собрать обо всех без исключения единицах отбора, с целью дальнейшего корреляционного анализа и определения переменных, связанных с решением участвовать или не участвовать в исследовании.
Две первые стратегии уязвимы, так как основываются на предположении, что все респонденты составляют континуум, на одном конце которого находятся охотно участвующие в исследовании, на другом — не участвующие ни при каких условиях. Однако существуют свидетельства того, что даже после очень большого числа попыток воспроизводятся отказы [23, 27]. Это ставит под сомнение правомерность континуальной модели респондента. Соглашающиеся и отказывающиеся участвовать в интервью представляют собой дискретные объекты.
Остановимся подробнее на третьей стратегии. В качестве потенциальных коррелятов участия в опросе могут использоваться данные о поле, возрасте, расе, составе семьи респондентов (в зависимости от возможностей, которые предоставляет полевой этап исследования) [7, 29]. В отдельных случаях имеется база данных по всем единицам, которые планируется опросить, — например, если это респонденты предыдущего обследования [10, 21, 25]. Используются также различия между районами обследования — географические и по типу населённого пункта [7, 17, 19, 29].
2 Байес (Бейес) Томас (Bayes Thomas, 1702-1761) — английский математик, автор одной из основных теорем элементарной теории вероятностей, которая определяет вероятность наступления события в условиях, когда на основе наблюдений известна лишь некоторая частичная информация о событиях. Иначе говоря, по формуле Байеса можно более точно пересчитывать вероятность, учитывая как ранее известную информацию, так и данные новых наблюдений. Теорема Байеса служит важнейшим средством количественной оценки неопределенности. — Прим. ред.
Очевидно, при личном опросе набор доступных признаков существенно больше, чем при телефонном: интервьюер может формализовать визуальные впечатления о тех, кто не дал ответа. В ситуации телефонного опроса вся доступная информация ограничивается телефонным номером и ориентировочным возрастом и полом лица, взявшего трубку, но отказавшегося отвечать. Поэтому может возникнуть искушение предпочесть личный опрос для методического исследования смещений, вызываемых неответами. Однако при таком подходе не учитывается тот факт, что по структуре проблем, связанных с неответами, между телефонными и личными опросами есть очевидные различия. Это относится и к техническому аспекту: в телефонном опросе чаще встречаются ситуации, в которых невозможно определить, по каким причинам произошёл неответ: вследствие того, что респондента нет дома, телефонный номер просто не существует или по иной причине. Однако больший интерес для оценки смещения, вызываемого неответами, представляет различие в коммуникативной ситуации, порождаемое телефонным и личным опросами. Относительно давно обнаружено, что в телефонных опросах выше доля немедленных отказов. Впрочем, есть предположение, что личный контакт только отсрочивает отказ. Тогда смещение в обоих случаях одинаково [5; 6, р. 222].
Однако предположение об одинаковом характере смещения может оказаться и неверным. Более того, сами различия между личным и телефонным опросами могут быть ситуативными и определяться культурными характеристиками. В одних ситуациях личный контакт на самом деле только задерживает отказ, в других, напротив, стимулирует (нежелание открывать дверь незнакомцу). Фактически личный и телефонный опросы создают поле для двух автономных экспериментальных планов. Вид опроса, несомненно, накладывает ограничения на внешнюю валидность эксперимента.
Тем не менее, неответы могут вызывать систематические смещения [7, 11, 29]. Неответившие отличаются от ответивших по определенным признакам, что ставит случайность отбора под сомнение. Однако для того чтобы как-то обобщить характер этих смещений (речь не идёт о том, чтобы оценить их), следует перейти к следующему положению.
Детерминация неответа
Тот факт, что неответы распределены по совокупности неравномерным образом, даёт основания перейти от простого описания диспропорций к их объяснению. Иными словами, следует отказаться от восприятия неответа как помехи для репрезентации в пользу понимания его как социально обусловленного поведения. Дж. Гойдер отстаивает точку зрения, согласно которой неответ представляет собой культурное явление, а не просто сбой коммуникации, провоцирующий смещения.
Гойдер и Маккензи Лейпер делают попытку обобщить изъяны методических исследований неответов [12]. Можно сказать, что в методической литературе развилась имплицитная теория неответов, которая является бихевиористской по своей сути, что существенно сужает аппарат, используемый для объяснения появления неответов. Ответ или неответ рассматриваются как результат воздействия внешних факторов, которое может опосредоваться особым механизмом — респондентом. Наиболее последовательно теории такого рода разрабатывает Р. Гроувз [14, 16]. Однако бихевиористские теории, при всей их кажущейся доказательности, не в состоянии объяснить тренда на понижение коэффициента ответов в массовых опросах, на повышение отказов. Между тем предварительный анализ временных рядов обнаруживает связь между долей неответов и неприятием вмешательства в личную жизнь у американского населения. Опросы оказываются одной из форм такого вмешательства, и, поскольку стремление оградить свою личную жизнь в США растёт, коэффициенты ответов снижаются [12, p. 200-202]. В другом месте Гойдер обращает внимание на разрозненность существующих исследований, относящихся к оценке смещения. Значительная часть имеющихся оценок не обладает внешней валидностью, поскольку выявленные смещения вызваны особенностями конкретного исследования [11, p. 93-95].
Чтобы преодолеть эти затруднения, при рассмотрении проблемы неответов должен учитываться культурный контекст. Существующие на данный момент обобщения данных о неответах указывают на значительную детерминацию неответов культурными факторами. Среди переменных, коррелирующих с долей неответов, фигурируют социально-экономический статус, возраст, семейный статус, занятость, гражданство, территориальная мобильность, размер семьи, тип собственности [11, 23]. Не имеет смысла указывать здесь связи с неответами, характерные для каждой из этих переменных. Целесообразно сразу перейти к единственному серьёзному обобщению, которое воспроизводится в различных работах. Оно состоит в том, что к неответам в большей степени склонны люди, слабо включённые в общественную жизнь. Гойдер объединяет такие характеристики неответивших, как высвобождённость (disengagement), отстранённость (detachment), дезинтеграция (disintegration), изолированность (isolation) [11, p. 100101]. Это позволяет объяснить, почему более высок процент отказов среди пожилых, а также иммигрантов. Данный подход даёт некоторую общую картину отказников — людей, вовлечённых в малочисленные взаимодействия, оказывающихся за барьером, который возведён между ними и значительной частью окружающих [18, p. 66; 123, p. 229]. Отдельную проблему, как теоретическую, так и прикладную, составляют субкультуры с ясно очерченными границами — главным образом, этнические. Понятие низкой включённости имеет здесь
смысл не в отношении конкретных индивидов, а в отношении субкультуры в целом, которая может иметь статус гетто в более широком социуме. Поэтому ключом к согласию таких респондентов участвовать в опросе является сокращение социальной дистанции между ними и другими людьми, к которым можно отнести и интервьюеров [14, р. 483-484; 18, р. 67].
Из сказанного следует, что, в конечном счете, все опрошенные объединяются малой социальной дистанцией по отношению к интервьюеру и/или исследователю. При такой постановке вопроса традиционное различение исследователь/респондент более не может считаться легитимным. Его место должно занять различение участник/неучастник опроса. С одной стороны, существуют исследователи общественного мнения (интервьюеры, разработчики выборки и т. д.) и их респонденты, а с другой — не отвечающие, причём эти две категории отделены друг от друга несколько расплывчатым понятием социальной дистанции. В таком случае массовый опрос понимается как социальный институт, конструирующий общественное мнение. Все те, кто вовлечён в этот институт, должны быть противопоставлены тем, кто находится за его пределами (пусть эта граница и будет нечёткой).
Чтобы провести новое различение, потребуются теоретический анализ понятия общественного мнения и историческое исследование условий, в которых происходило развитие институтов изучения общественного мнения. Эти задачи требуют отдельного рассмотрения и не могут быть решены в рамках данной работы. Пока же можно указать на то, что история общественного мнения представляет собой развитие определённой идеологии, реализации особой политической программы, имеющей свои социальные истоки. Эта история проливает свет на личности флагманов исследований общественного мнения, превращает безличных исследователей в конкретных деятелей с определёнными ценностями и устремлениями. «Поскольку практика [проведения опросов] детерминирована особенностями политического устройства и культуры общества, многое зависит от научного опыта и личных качеств тех, кто осуществляет это нововведение, отстаивает его целесообразность» [1, с. 16].
Б. Докторов убедительно показывает, что американская традиция изучения общественного мнения неразрывно связана с распространёнными среди американцев демократическими ценностями. В этой системе ценностей общественное мнение стремится обрести статус непрерывного референдума, обеспечивающего участие широких масс в управленческих процессах. Как пишет Докторов, установка Дж. Гэллапа, без которой был бы невозможен его пионерный вклад в развитие исследований общественного мнения, состояла в том, что «изучение общественного мнения отвечает духу и потребностям американской социальной системы, что измерение социальных установок нужно и обществу, и самому общественному мнению» [1, с. 52].
Такая позиция, очевидно, не просто базируется на демократических ценностях, но непосредственно апеллирует к идеалу плебисцитарной демократии. Демократия понимается не в негативном смысле (как режим, формально ограничивающий манипуляцию людьми), но в позитивном — как обязанность постоянного участия в отправлении власти. В рамках такой нормативной установки исследователь общественного мнения рассматривает себя как посредника между официальными лицами и отдельными индивидами, которые участвуют в демократическом процессе. Именно поэтому с точки зрения исследователя неответ есть сбой коммуникации. Предположение о невозможности коммуникации прямо противоречило бы исходной предпосылке. Значит исследователь и его (ответвившие) респонденты изначально противопоставляются тем, кто систематически отказывается отвечать. В этом состоит нормативное основание института исследования общественного мнения.
Традиционные возражения против массовых опросов являются ровесниками этих опросов. Т. Смит показывает, что уже в 1824 г. первые «соломенные» опросы заслужили упрёки в смещениях и нечистоплотности. Особенно интересно, что один из упрёков состоял в том, что среди респондентов оказались те, кто не должен был подлежать опросу, поскольку не имел права голосовать [30, p. 28]. Это весьма ценное замечание указывает на проблематичность представления о «генеральной совокупности», из которой должна извлекаться выборка. Понятие «общественное мнение» подразумевает представление о понятии «общество», или «публика» (public opinion, l'opinion publique)3. Именно эта публика, эта генеральная совокупность и объединяет исследователя и его респондентов, противопоставляя их не-ответившим («не имеющим права голоса»). Это различение лежит в основании логики массового опроса, и тот факт, что оно может не осознаваться действующими лицами, не в состоянии его отменить.
Проведение такого различения позволяет поместить само понятие общественного мнения в культурный контекст, подойти к массовому опросу как к культурному явлению, допуская тем самым его
3 Смит фактически ставит под сомнение правомерность поиска прямых истоков современных опросов общественного мнения в ранних статистических обследованиях [30, p. 31]. В самом деле, связь между современными массовыми опросами и ранними предвыборными опросами куда более наглядна. Возможно, было бы плодотворным применить аналогичный аргумент к российским массовым опросам. В этом случае может оказаться, что ни российская земская статистика, ни первые гру-шинские опросы [1, с. 182] не могут с полным правом считаться предшественниками нынешней индустрии изучения общественного мнения. Вернее, могут считаться таковыми только в узком методологическом смысле [2, с. 134].
взаимосвязь с другими культурными явлениями. Только осознав конкретно-историческую специфику «общественного мнения» и его исследований, можно пролить свет на трудности, с которыми эти исследования столкнулись сегодня и которые, в частности, выражаются в серьёзных и увеличивающихся показателях неответов. Социологический подход к такого рода проблемам предполагает выявление оснований, предпосылок такой деятельности, как изучение общественного мнения и сопутствующей ей коммуникации. Это позволит определить важные культурные параметры, благодаря которым становится возможной практика массового опроса. Такие параметры могут оказаться особенно полезными в свете упомянутого дефицита информации о тех, кто отказывается участвовать в опросе.
Социальная экология
Среди признаков, по которым исследователь может собрать информацию в отношении как ответивших, так и неответивших, фигурирует территориальная локализация. В случае личного опроса место проживания отказавшегося отвечать респондента определяется элементарно. В случае телефонного опроса ситуация существенно усложняется, но всё же не выглядит безвыходной: существуют телефонные справочники и базы данных, а телефонные номера часто «привязаны» к территории.
Использование местоположения в качестве дифференцирующего критерия требует обоснования, ибо тем самым предполагается, что для людей, обитающих в разных местах, характерны различные образцы поведения. Классический образец такого рода социологических рассуждений о пространстве можно найти в работах представителей Чикагской школы. Социология города, разработанная в рамках этого направления, рассматривает город как разнородную среду4. Анализ различных сообществ и способов их сосуществования составляет предмет социальной экологии5.
На уровне эмпирически наблюдаемой взаимосвязи переменных это означает, что между поведением обитателей различных частей города будут обнаруживаться значимые различия. Но такое утверждение
4 Программа Чикагской школы ограничивается исследованием города. Между тем различие город/село также оказывается релевантным для проблематики неответов. Исследователи сходятся в том, что в сельской местности коэффициент ответов оказывается существенно выше [7, 25, 29]. По аналогии с городом, анализ неответов в сельской местности также может потребовать дополнительных различений внутри села.
5 Социальная экология занимается изучением «пространственных и временных отношений человеческих существ, находящихся под воздействием избирательных, распределительных и приспособительных факторов среды» [22, р. 63-64].
легко превратить в тривиальное. Между всеми людьми в том или ином смысле можно обнаружить различия. Предположение же о том, что поведение индивидов тем сильнее отличается, чем больше между ними физическое расстояние, совершенно невразумительно. Следовательно, требуется такое понимание пространства, которое позволило бы отойти от описания поведения индивидов. Теоретический аппарат Чикагской школы позволяет рассуждать в этом направлении, поскольку районы понимаются здесь как пространственно локализованные культуры. Теоретическую базу составляют не различия между индивидами в физическом пространстве, но различия между культурами в пространстве социальном. И уже отталкиваясь от этой посылки, можно перейти на уровень описания различий между индивидами как проявления различий между культурами.
Если культуры как ареалы распределены по городскому пространству, то «производимые» ими индивиды, обитающие в разных частях города, будут обнаруживать культурные (а стало быть, поведенческие) различия. Само пространство, таким образом, не даёт никаких объяснений наблюдаемым явлениям6. Оно лишь позволяет использовать то обстоятельство, что различные культуры сегментируются в пространстве, для объяснения поведения индивидов.
Всё это оказывается весьма актуальным для исследования неответов не только ввиду относительной доступности информации о пространственной локализации респондентов, но и в свете описанного выше подхода к неответам как культурному явлению. Одно из исследований, выполненных Чикагской школой, некоторым образом связано с проблемой неответов, поскольку касается электорального поведения [9]. Было обнаружено, что избирательная активность афроамериканцев в Чикаго в 1920-1930-е годы весьма высока. Поскольку их сообщество чётко локализовалось в так называемом «чёрном поясе», это позволило сделать вывод о том, что электоральная активность детерминирована тесными отношениями внутри сообщества. Большая однородность поведения наблюдалась у населения южной части «чёрного пояса», характеризовавшейся большей внутренней интеграцией. На этом фоне прочие факторы, такие как пол или доход, практически не оказывали влияния на избирательную активность и политический выбор.
Экологический подход к проблеме неответов предполагает признание культурного статуса неответа (подобно тому, как в исследовании представителя Чикагской школы Г. Госнелла абсентеизм считается культурным явлением). В таком случае эмпирически проверяемая
6 Г. Зиммель, чьи работы оказали ключевое влияние на методологию Чикагской школы, обращал внимание на то, что пространство, будучи помещённым в каузальную логику, превращается в тотальную причину или тотальное следствие [28, 8. 460].
гипотеза сводится к тому, что носители некоторых культур, определённым образом локализованные на городской территории, будут менее склонны к участию в массовых опросах. В указанных выше терминах это означает, что социальная дистанция между такими культурами и культурой опросной коммуникации препятствует осуществлению этой коммуникации.
Однако такая схема проверки гипотезы, вероятно, будет адекватной для городов, походящих на Чикаго 1920-1930-х годов, но не для Москвы. Сегрегация культур в городском пространстве Москвы становится всё менее чёткой. В значительном числе западных городов описание отдельного района в терминах одной культуры всё менее убедительно. Культурные ярлыки для районов теряют свою действенность; пожалуй, устойчивым исключением являются только «трущобы». Если же говорить о московской ситуации, то наложение культурных ареалов друг на друга ведёт к совмещению различных культур в рамках одного района. Кроме того, в концепции Чикагской школы механизмом, который поддерживал культурную дифференциацию одного района от других, являлось соседство как простейшая форма ассоциации [24, р. 7]. Едва ли в сегодняшних условиях можно всерьёз говорить о сохранении за соседством такой роли.
Но всё это не значит, что от исходной гипотезы в нынешних условиях ничего не осталось. Районирование культур в городском пространстве всё же может до некоторой степени сохраняться в Москве. Проблема состоит в том, что исследований, которые составляли бы портреты районов, практически не существует. Куда более полезной может оказаться такая культурная характеристика, как недвижимость. Тот факт, что недвижимость является именно культурной характеристикой, не только выводится из тезиса о разноуровневой материальной обеспеченности представителей различных культур, но и подтверждается эмпирически для Москвы [4]. Можно предположить, что обитатели хрущевок отличаются от жителей многоэтажек; причём последние и сами могут быть разделены на несколько типов. Поскольку строительство в Москве ведётся серийным образом, сходные дома составляют, как правило, «пятна» на географической карте города. Гипотеза, таким образом, состоит в том, что обитатели разнородных «пятен» будут принадлежать к разным культурам и проявлять различную склонность к участию в массовых опросах.
Экспериментальный план
Культурные различия должны проявляться в показателях склонности к участию в опросах. В частности, территориальная дифференциация внутригородских культур может давать неравномерное распределение этой склонности на карте города. Это создаёт возможность экспериментальной проверки предлагаемого подхода и открывает перспективы
социально-картографического исследования города для углубления информации о природе неответов.
Эксперимент, о котором далее пойдёт речь, нацелен на апробацию предлагаемого здесь подхода к исследованию проблемы неответов на примере г. Москвы. Общая гипотеза, которая подлежит экспериментальной проверке, состоит в том, что обитатели различных районов обнаружат разную склонность к участию в массовом опросе. Полевой этап осуществлялся в сентябре - ноябре 2005 г. в рамках лонгитюдного (3 волны) исследования электоральных предпочтений жителей ряда муниципальных районов Западного и Юго-Западного округов. Метод опроса — телефонный, что значительно ограничивает валидность результатов.
Поскольку гипотеза предполагает сравнение различных районов по показателю склонности к участию в опросах, существует, по крайней мере, два подхода к ее проверке. Под «районом» не обязательно подразумевается административно-территориальная единица; необходимо выделить предположительно культурно однородные агломерации. Выделение таких единиц представляет особую сложность, поскольку они могут как совпадать, так и не совпадать с принятым административно-территориальным делением. Так как принятое в Москве административно-территориальное деление является в значительной степени искусственным и не отражает реальных культурных различий, можно точечным отбором сконструировать группы так, чтобы они были контрастными. В этом случае в качестве дополнительного группирующего критерия вводится тип жилья. Однако эффективность этого подхода сильно зависит от способа группировки. Поскольку группы должны в этом случае быть небольшими, выборка может оказаться нечувствительной к различиям между отобранными «районами».
Альтернативный вариант состоит в том, чтобы следовать существующему административно-территориальному делению. Этот подход менее обоснован с точки зрения внутренней валидности эксперимента, но позволяет использовать для сопоставления более обширные выборки. Поскольку оба подхода были реализованы в рамках исследования, на особенностях проектирования эксперимента следует остановиться более подробно.
В рамках реализации первого подхода были целенаправленно отобраны два территориальных сегмента, для которых предположительно характерны а) внутренняя культурная однородность; б) отличия друг от друга. Один из таких сегментов составляет массив 5-этажных домов («хрущевок») между улицами Обручева, Новаторов и Ленинским проспектом. Другой сегмент — 22-этажные дома по улице Раменки. Ниже приведены некоторые различия между домами в выбранных сегментах.
Территориальная близость и сходное состояние жилого фонда в рассмотренных сегментах даёт основание для предположения об их
внутренней культурной однородности. Опираясь на исследование, посвященное городской социальной сегрегации в Москве [4], можно выделить три волны заселения окраин. Во-первых, это дома 19601970-х гг. постройки, где живут, главным образом, представители низших классов. Значительная часть этого жилья находится в плохом или аварийном состоянии и, в соответствии с программой правительства Москвы, предназначена под снос в ближайшие несколько лет. Во-вторых, это дома 1980-х гг. постройки (в том числе многоэтажки). Их населяют, главным образом, служащие среднего возраста с семьями, которые составляют средний класс. В-третьих, новостройки 1990-х и 2000-х гг., в них живут представители высшего среднего класса. Это жилье высокой ценовой категории, и его приобретение свидетельствует о хороших финансовых возможностях. Однако в этих же многоэтажках живут и переселенцы из снесённых домов.
Таблица 1
Сопоставление жилого фонда в отобранных
территориальных сегментах
Характеристики Сегмент 1 Сегмент 2
жилого фонда (Обручевский рай- (район Раменки)
он)
Тип домов Блочные, 5 этажей Панельные, 22 этажа
Внешнее состояние домов Швы растёкшиеся. В целом без заметных по-
Стены грязные, с вреждений, на некоторых
подтёками ржавчины домах швы требуют замазки
Наличие кода в подъездах Да Нет
Наличие домофона в Нет Да
подъездах
Наличие спутниковых Практически нет Мало
тарелок на окнах
Специально оборудован- Нет Нет
ные стоянки возле домов
Ограждение территории Нет Нет
дома
В рассматриваемом случае сегмент 1 относится к первому типу домов, сегмент 2 — ко второму. С другой стороны, сегменты расположены относительно близко друг от друга, так что говорить о существенном различии между Обручевским и Раменками в целом нет оснований. Более того, сегмент 1 окружён домами другого типа, как 1980-х, так и 2000-х годов постройки. Среди последних имеется и элитное жильё, что говорит о высокой привлекательности района на рынке недвижимости. Это несколько снижает контрастность выбранных для сравнения групп.
С помощью телефонной базы Cronos (данные датированы 2002 г.) были случайным образом отобраны номера телефонов в предназначенных для анализа домах. Выборка бесповторная. Объём выборки
для каждого сегмента составил 257 номеров. В обзвоне участвовали пять интервьюеров. Выравнивание районов по интервьюерам не проводилось (значимость 0,000), однако влияние последних на результативность статистически не выявлено (значимость > 0,3).
В ходе обзвона интервьюеры заполняли специальную форму регистрации, в которой фиксировались время и результат звонка по данному телефону, а также пол и возраст подошедшего к телефону, независимо от того, согласился ли он заполнять основную анкету исследования. По каждому номеру производилось до трех звонков, если не был получен прямой отказ7. Эта форма используется в качестве основного экспериментального материала.
Данный подход, хотя и предполагает тщательный отбор элементов сравниваемых групп, всё же недостаточно чувствителен к тонким различиям. Чтобы провести сравнение на более объёмных выборках, были использованы существующие разделения по муниципальным районам. Этот подход более похож на модели, изучающие макроста-тистические различия, когда сопоставляются данные по неответам в регионах мира/страны. В данном случае сравниваются показатели результативности в муниципальных районах, находящихся на обследуемой территории. Отличие, однако, состоит и в том, что рассматривается не только одномоментный срез, но и динамические показатели, отражающие результаты экспериментального воздействия.
Если в первом эксперименте в качестве точки опоры были выбраны конкретные скопления домов, для которых затем отбирались телефоны, то во втором — исследуемые группы представлены муниципальными районами — потребовалось сконструировать выборку, которая была бы случайной внутри района. Однако смещения здесь связаны с серьёзным нарушением внутренней валидности, поскольку в качестве объекта анализа будет получен не район, а только некоторая (неопределённая) его часть. Случайная выборка внутри района осуществляется в условиях, когда чрезвычайно трудно получить совокупность приписанных к нему телефонных номеров (такой проблемы не существует в первом эксперименте). Теоретически возможно (1) установить административные границы района, (2) создать полный список домов данного района, (3) получить из телефонной базы
7 Интервьюер получал инструкцию начинать со следующей реплики: «Здравствуйте! Это квартира? Мы проводим опрос жителей вашего района. Ответьте, пожалуйста, на наши вопросы. Это займет не больше 15 минут». Для интересующихся респондентов: «Тема опроса связана с проблемами вашего округа и предстоящими выборами. Я представляю социологическую службу. Телефон социологической службы ххх-хх-хх. Номер Вашего телефона отобран для опроса случайно. Все ответы будут использованы в обобщенном виде».
полный список телефонов по данным домам и (4) сделать из них случайный отбор. Однако такая процедура в значительной степени лишена смысла уже вследствие неполноты телефонной базы. Отсюда, между прочим, следует, что без дополнительных данных реализовать в Москве выборку, репрезентирующую муниципальные районы, невозможно.
Из-за исходно заложенной в выборку ошибки покрытия было решено отказаться от составления полного списка имеющихся в наличии номеров для каждого района. Вместо этого каждому району в соответствие были поставлены номера АТС, которые работают на его территории8. Однако не существует однозначного соответствия между АТС и муниципальными районами. В связи с этим была разработана случайная стратифицированная выборка9, удовлетворяющая следующим условиям.
1. На территориях изучаемых районов функционируют только те АТС, которые попали в выборку. Имеющиеся исключения составляют крайне небольшую часть телефонных номеров данных районов.
2. Одному району могут соответствовать несколько АТС, которые полностью (или почти полностью, см. п. 1) покрывают набор номеров, имеющихся в данном районе.
3. Одной АТС может соответствовать несколько районов.
4. АТС, которые выбраны в качестве вторичных единиц отбора, могут обслуживать как районы, которые требуется репрезентировать, так и те, которые не входят в объект исследования.
Исходя из общего объёма выборки был рассчитан ее объем для каждого района. Окончательный объём выборки составил 1795 единиц для первой волны, 846 — для второй, 751 — для третьей. Произведено выравнивание районов по интервьюерам. Внутри выборки сохраняется пропорциональность представительства районов10. В соответствии с объёмом выборки, полученным по каждой АТС, из совокупности имеющихся в ней номеров производился случайный бесповторный отбор.
В соответствии с исходной гипотезой разные районы должны обнаруживать различную склонность к участию в опросе. Поскольку
8 Источник информации — сервер www.aboutphone.info
9 Первичные единицы отбора — муниципальные районы, всего 9 районов. Вторичные единицы отбора — АТС, всего 31 АТС.
10 Как сказано выше, репрезентировать муниципальные районы невозможно из-за принципиальной неполноты информации. Поэтому пропорциональность представительства районов обеспечивалась путём генерирования отдельных выборок по каждому району, исходя из данных об АТС, обслуживающих территорию этого района. Каждая отдельная АТС попадает в выборку по данному району в соответствии с тем, сколько районов она обслуживает. Так, если АТС обслуживает два района (безразлично, входит ли второй в объект исследования), то она попадает в выборку с весом 'А.
телефонные номера в выборке распределены случайным образом, низкая склонность отвечать на вопросы в каком-либо районе должна вылиться в его недопредставленность в итоговом массиве (по ходу опроса представленность районов не контролируется). Телефонные номера из таких районов будут заменены номерами из районов, в которых жители более расположены к участию в опросах.
Проблема, однако, состоит в том, что точно не известно, к какому району принадлежит тот или иной телефонный номер. Выборка была спроектирована стохастически, то есть каждому номеру приписывалась вероятность принадлежать к тому или иному району. За неимением лучшего, источником информации стали ответы на открытый вопрос «В каком районе Западного (Юго-Западного) округа вы живете?»
Результаты экспериментов
Результаты двух экспериментов оказались в некоторой степени противоречивыми. При их сопоставлении следует учитывать, что данные были получены разными методами. Обсуждение результатов позволит сделать предварительные выводы о плодотворности предлагаемого подхода. Рассмотрение возможных нарушений валидности поможет усовершенствовать экспериментальный план для последующей проверки предлагаемых гипотез.
Показатели результативности
В таблице 2 приводятся данные о результативности опроса в двух отобранных сегментах по каждому из трёх звонков, которые сделали интервьюеры. По строкам расположены значения кодов, которые интервьюеры присваивали результатам звонка.
Сами по себе эти данные сложно использовать для оценки различий между районами. Однако на их основе можно рассчитать коэффициенты результативности. Коэффициенты рассчитываются в соответствии с упомянутым стандартом ЛЛРОЯ11.
Динамика по звонкам предсказуема для всех коэффициентов: с каждым звонком всё больше становится доля телефонных номеров, по которым не удаётся установить контакт. Вследствие этого падает результативность. Кооперация не обнаруживает ясного тренда, особенно с учётом низкого коэффициента контактов для третьего звонка. Доля отказов снижается из-за того, что к третьему звонку в структуре кодов приобретают большой вес коды «занято» и «не отвечает».
Если говорить о значениях коэффициентов, то все они указывают на проблематичность репрезентативности. С технической точки зрения интересен тот факт, что треть телефонов не отвечает даже после трёх попыток. В то же время практика опросов, даже с использованием
11 Во всех случаях прерванное интервью не считается проведенным.
Подробную расшифровку коэффициентов см. в стандарте ЛЛРОЯ, 2004.
программ типа САТ1, далеко не всегда включает повторный обзвон. Между тем Дж. Себолд демонстрирует, что, во-первых, даже после 25 звонков могут появляться ответы, а во-вторых, что всю совокупность не удаётся покрыть даже за счёт такого огромного числа звонков [27].
Таблица 2
Результаты первого эксперимента, % по столбцу_
Итоги обращения по Сегмент
телефону Раменки Обручевский
1-й звонок 2-й звонок 3-й звонок 1-й звонок 2-й звонок 3-й звонок
Занято 3,9 6,5 4,2 8,2 7,6 4,4
Не отвечает 32,7 39,8 62,5 33,1 44,9 61,8
Шум, не слышно 0,8 0,9 0 0 0,8 0
Это не квартира 0 0 0 0,4 0 0
Не подходит по квоте 1,2 2,8 8,3 1,9 5,1 5,9
Отказ от интервью 32,7 25,0 8,3 31,9 19,5 16,2
Нужно перезвонить позже 1,6 0,9 2,1 4,3 5,9 0
или другому члену семьи
Интервью прервано 2,7 5,6 2,1 2,3 0,8 0
Интервью взято полностью 24,5 18,5 12,5 17,9 15,3 11,8
Итого 100 100 100 100 100 100
(п=257) (п=108) (п=48) (п=257) (п=118) (п=68)
Таблица 3
Коэффициенты результативности телефонных опросов
Сегмент Раменки_Сегмент Обручевский
Коэффициенты 1-й 2-й 3-й 1-й 2-й 3-й
звонок звонок звонок звонок звонок звонок
Коэффициент ответов
(консервативный) ИЯз12 0,25 0,19 0,14 0,18 0,16 0,13
Коэффициент кооперации СООР3 0,40 0,37 0,50 0,32 0,37 0,42
Коэффициент отказов ИБРз 0,33 0,26 0,09 0,33 0,21 0,17
Коэффициент контактов СО^13 0,63 0,53 0,33 0,58 0,47 0,34
Ещё более тревожными оказываются значения коэффициента кооперации: не более половины собеседников соглашается отвечать на вопросы. Том Смит в 1983 г. писал о «невидимой четверти», а Джон Гойдер в 1987-м — о «молчаливом меньшинстве». Если приводимые здесь коэффициенты стандартны для современных российских
12 Код «не подходит по квоте» исключён из расчёта, так как не даёт полной информации о желании участвовать в опросе.
13 Код «не подходит по квоте» включён в анализ.
условий, то впору вести речь о «молчаливом большинстве» и «видимой четверти».
Сравнение сегментов
От оценки значений показателей перейдем к сопоставлению сегментов. Однако с точки зрения описанного экспериментального плана результаты в таблице 3 приведены в неудобной для проверки гипотезы форме. Для того чтобы оценить различия между сегментами, целесообразно свести информацию к общим коэффициентам кооперации и отказов (табл. 4). Коэффициент ответов представляет собой отношение взятых полностью интервью ко всем телефонным номерам по сегменту; коэффициент отказов — отношение полученных отказов (плюс прерванные интервью) ко всем номерам по сегменту.
Таблица 4
Агрегированные коэффициенты результативности по сегментам
Коэффициенты Сегмент Раменки Сегмент Обручевский Выборка в целом
Коэф. ответов 0,36 0,30 0,33
Коэф. отказов 0,46 0,48 0,47
Снова обращают на себя внимание низкое значение коэффициента ответов и высокое — коэффициента отказов (половина абонентов, попавших в выборку, ответила отказом14). Если первый показатель указывает на неэффективность технологии (по значительному числу номеров просто не удалось дозвониться), то второй говорит непосредственно о нежелании абонентов принимать участие в исследовании. Коэффициенты по сегментам сравнивались с помощью метода сравнения средних через тест Стьюдента. В роли тестируемой переменной выступал ответ в одном случае и отказ — в другом; обе переменные принимают только два значения. Соответственно, средние значения по этой переменной для сегмента и представляют собой долю отказов по данному сегменту. Выявленные различия оказались статистически незначимыми15. Если, далее, обратиться к разнице между сегментами по отдельным звонкам, то значимых различий также не обнаруживается16.
Таким образом, данный эксперимент не предоставил данных, которые подтверждали бы исходную гипотезу. Абоненты, попавшие в
14 В соответствии со стандартом ЛЛРОЯ, прерванные интервью и повторяющиеся просьбы перезвонить позже не считаются отказами. Если внести эту коррективу, показатель вырастет до 0,54 по двум сегментам.
15 1=1,385, ^=486,674; значимость 0,167 для коэффициента ответов; 1=0,302, ^=487, значимость 0,763 для коэффициента отказов. N=247 для сегмента Раменки, N=252 для сегмента Обручевский из-за исключения респондентов, не подошедших по квоте.
16 Ближе всего к значимому подходит различие по коэффициенту ответов для первого звонка: 1=1,795, ^=498,690; значимость 0,073.
3 «Социологический журнал», № 1
выборку в обоих сегментах, вели себя сходно, в то время как предложенные рассуждения предсказывали появление значимых отличий. Существует два пути осмысления данных этого эксперимента. С одной стороны, следует проинтерпретировать их как опровержение исходной гипотезы. С другой стороны, имеет смысл разобраться в причинах, которые могли нарушить внутреннюю валидность.
Выбор первого пути указывает на то, что между жителями культурно различающихся сегментов не существует различий в плане склонности к участию в опросах. Если эта склонность распределена равномерно по территории города, то это означает либо: а) что между сегментами реальных культурных различий не существует (то есть не существует самих сегментов), либо б) что сегменты не отличаются в данном отношении.
Оба предположения могут оказаться верными. Для того чтобы определить, существует ли в Москве культурная неоднородность, которая обнаруживала бы пространственную локализацию, требуются специальные исследования, дающие портрет различных районов города. Такие исследования будут находиться на стыке социологии и краеведения как исторического знания. Задача построения таких портретов весьма важна независимо от рассматриваемой здесь проблемы неответов. Ее решение помогло бы прояснить культурный статус Москвы, выйти за пределы таких к месту и не к месту употребляемых клише, как «мегаполис», «столица», «единство непохожих» (сюда же можно добавить ещё более внушительный ряд стереотипов относительно «москвичей»). При этом следует иметь в виду, что такое исследование будет затруднено, во-первых, вероятным несовпадением административно-территориального деления с «реальным» районированием, а во-вторых — предположительно низкой надёжностью опросных технологий, что возвращает обсуждение к проблеме неответов.
Альтернативная интерпретация состоит в том, что культурные различия между сегментами на самом деле существуют (то есть существуют сами сегменты), но в данном отношении сегменты однородны. Учитывая то, что их жители демонстрируют одинаково слабую склонность к участию в опросе, можно предположить, что искомые здесь различия ранее существовали, но на данный момент стёрлись, поскольку склонность к участию в обоих сегментах достигла дна. Имеющиеся в методической литературе данные по межгосударственному анализу показывают, что (1) страны различаются по коэффициентам ответов, (2) коэффициенты ответов со временем снижаются; (3) сами эти тренды также различны для разных стран [19, р. 52]. Таким образом, можно ожидать сходства культур в направлении снижения коэффициента ответов и одновременно их разнородности по темпам этого снижения. Нетрудно заключить, что при сохранении этого тренда в конечном итоге будет достигнут минимальный уровень участия, в
котором различные культуры сойдутся. Причём этот минимальный уровень может быть как абсолютным, так и локальным экстремумом. Следовательно, наблюдаемая по результатам эксперимента ситуация может указывать именно на достижение такого минимума, в котором сходятся разнородные сегменты. Это не означает, что дальнейшее снижение невозможно; однако на данный момент дно достигнуто. Возможно, данная ситуация сигнализирует о серьёзном идеологическом повороте, который трансформирует политическое значение общественного мнения. Снижение количественных показателей способно перерасти в качественное изменение статуса общественного мнения.
Сравнение муниципальных районов
Согласно базовой гипотезе, разные районы должны обнаруживать различную склонность жителей к участию в массовом опросе. Если эта гипотеза неверна, коэффициенты ответов должны распределиться между районами равномерно, а структура районов в массиве должна повторять имеющиеся статистические данные о соотношениях населения между этими районами17. Эти статистические данные представляют собой структуру в условный момент 1 Соответственно полученные структуры по трём волнам обозначаются как 1Ь 12, 13. Резонно предположить, что структура населения не менялась существенно за период опроса (три волны уложились в два месяца). В таблице 5 представлены исходное распределение и распределения по волнам.
Таблица 5
Распределение выборки по районам и времени опроса, % по столбцу
Время опроса
Район Проектируемое По волнам опроса
1о 11 12 13
Внуково 4,24 2,56 0,8318 1,60
Новопеределкино 13,69 18,33 16,08 19,71
Проспект Вернадского 8,32 7,24 5,91 7,19
Раменки 16,08 11,36 14,42 14,78
Солнцево 12,97 18,61 18,68 16,11
Тропарёво-Никулино 13,31 5,01 3,55 3,99
Гагаринский 11,10 17,83 13,00 15,45
Ломоносовский 11,96 11,81 13,00 12,65
Обручевский 8,33 6,80 14,42 8,39
Итого 100 99,5519 99,88 99,87
Сравнивая исходное распределение и распределение по первой волне, можно видеть, что многие районы не заняли того места в
17 Источник данных о населении — избирательные списки.
18 Выделены смешения, обусловленные дизайном выборки.
19 Сумма по столбцу не составляет 100% из-за отсутствия данных по некоторым номерам.
структуре выборки, которое они занимают в генеральной совокупности. Исходя из экспериментального плана, можно предположить, что это объясняется более низкими коэффициентами ответов в одних районах, нежели в других.
Различия в коэффициентах ответов между районами можно было бы тем самым считать доказанными; однако существует ряд ограничений внутренней валидности эксперимента, на которых следует остановиться и которые могут заставить сомневаться в его результатах. Во-первых, недопредставленность района Внуково связана с низким уровнем его телефонизации и недостатком информации об установленных номерах. Во-вторых, существенные сложности возникают с репрезентацией района Тропарёво-Никулино. На его территории действует большое количество АТС, что заставило скорректировать механизм конструирования выборки. 27,3% выборки, предназначенной на покрытие этого района, представляет собой номера по тем АТС, которые только в незначительной мере обслуживают этот район. Такое решение, призванное защитить выборку по Тропарёво-Никулино от внутренних смещений, могло вылиться в недопредставленность этого района и перепредставленность соседних (то есть тех, на которые приходятся эти дополнительные АТС). В таком случае перепредставленными должны были оказаться Обручевский район, Проспект Вернадского, Раменки. Из таблицы 5 видно, что, напротив, они также несколько недопредставлены, хотя и не так сильно, как Тропарёво-Никулино.
Вторая волна проводилась в предположении, что смещения по району Тропарёво-Никулино вызваны случайной ошибкой выборки. В ходе второй волны, на которую пришёлся эксперимент 120, дизайн выборки подразумевал перепредставленность района Обручевский. В то же время дизайн выборки по Тропарёво-Никулино не менялся. Таким образом, перед второй волной ожидалось, что представленность Тропарёво-Никулино в выборке несколько повысится, почти достигнув значения ^ Альтернативная гипотеза состояла в том, что верна исходная гипотеза эксперимента, и коэффициенты ответов распределены по районам неравномерно. Показатель по Тропарёво-Никулино не только не возрос, но понизился, составив только 27% от ^ (табл. 5). С учётом поправки на заложенную в выборку перепредставленность района Обручевский можно говорить о том, что показатель по Тропарёво-Никулино оказался стабильным.
Чтобы избежать сомнений во внутренней валидности эксперимента, дизайн выборки перед третьей волной был изменён. Выборка, которая должна была прийтись на Тропарёво-Никулино, была полностью составлена из номеров, принадлежащих АТС, которые имеют значительный удельный вес в районе. Таким образом, мелкие АТС
20 Описание — см. предыдущий раздел.
здесь были исключены, что допускает появление смещений внутри района (когда одни его части имеют больше шансов попасть в выборку, чем другие). Если бы прежний дизайн выборки действительно нарушал внутреннюю валидность, показатель по Тропарёво должен был прийти к значению 10. Однако этого вновь не произошло. Более того, показатель оказался даже ниже, чем 11.
Таким образом, полученные данные можно рассматривать как свидетельство, хотя и косвенное, того, что коэффициент ответов по Тропарёво ниже, чем по другим районам. Более уверенно об этом можно было бы говорить, если бы имелись более надёжные данные о принадлежности к району, чем самоотчёты респондентов. Следует, однако, помнить, что полученный результат относится к коэффициенту ответов, а не к коэффициенту кооперации. Следовательно, нельзя исключать, что низкий показатель по Тропарёво вызван техническими проблемами — например, сменой старых номеров на новые, причём АТС новых номеров неизвестны. Однако данных о таких пертурбациях не имеется.
Если выявленные различия вызваны всё же не техническими причинами, но разной склонностью жителей к участию в опросе, то можно построить примерную карту изучаемого округа, на которой были бы видны сходство и различия между районами. Систематически перепредставленными в выборке оказываются районы Новопере-делкино и Солнцево, а также Гагаринский. Ситуация по Обручевско-му, Ломоносовскому и проспекту Вернадского не обнаруживает существенных отклонений. Раменки, как и Тропарёво-Никулино, несколько недопредставлены.
Отсутствие данных по социально-демографическим и другим характеристикам районов не даёт возможности объяснить причины наблюдаемых смещений. Это задача будущего. Пока же можно зафиксировать, что при данной спецификации экспериментального плана между муниципальными районами наблюдаются различия, касающиеся участия в массовых опросах.
Заключение
Рассмотренные эксперименты показывают, что предлагаемый в данной работе экологический подход к проблеме неответов может порождать фальсифицируемые гипотезы и предоставлять новый материал для анализа феномена неответа. Такого рода работа может преследовать две цели: во-первых, более глубокое понимание нынешней ситуации с неответами в массовых опросах, во-вторых — составление экологических описаний отдельных территорий. Сбор и анализ таких данных предполагает решение как эмпирических, так и методологических задач и призван дать более чёткое представление об изучаемом объекте.
Дополнительная информация о культурной дифференциации районов Москвы позволит подтвердить или опровергнуть конкретные результаты описанных экспериментов. Если первый эксперимент не обнаружил различий между двумя специально подобранными сегментами, то второй выявил различия между административными районами. Это может указывать на то, что произвольная группировка (по районам) оказалась лучше специально подобранной (по сегментам) в том смысле, что вскрыла различия в релевантном аспекте. Если это так, то исходная гипотеза получает некоторое подтверждение. В самом деле, некоторые культурно однородные образования обнаруживают большую склонность к участию жителей в опросе, чем другие. Ещё более определённо можно утверждать, что некоторые районы имеют больше шансов быть представленными в выборке, чем другие — этот тезис суммирует коммуникативную и техническую недостижимость. Однако проблемы технической недостижимости достаточно хорошо знакомы исследователям-методистам, поэтому в данной работе речь идёт в основном о коммуникативной недостижимости. В то же время полное противопоставление этих типов будет ошибочным. Техническая недостижимость — это только разновидность (возможно, крайний случай) коммуникативной (что может быть хорошо проиллюстрировано трудностями с опросом малочисленных народностей в удалённых районах)21.
Помимо подробно обсуждавшихся ограничений внутренней ва-лидности, существуют и ограничения внешней валидности результатов эксперимента. В данном случае важнейшее ограничение состоит в том, что для исследования был выбран телефонный опрос. Особенности личного опроса могут обусловить иное поведение респондентов.
Всё это ставит ряд как конкретных, так и общетеоретических проблем перед методическими исследованиями неответов в массовых опросах. Принципиальная задача состоит в том, чтобы перейти от учёта влияния интервьюера на коммуникацию к подлинно социологическому пониманию института массового опроса, в том числе и опросной коммуникации. Это позволит вписать имеющиеся знания о коммуникативных проблемах, территориальных и других смещениях
21 Сформулированное таким образом положение вносит дополнительные сложности в конструирование эксперимента. По своей структуре он должен избегать технических недостатков (чтобы не нарушить внутреннюю валидность), но воспроизводить логику и изъяны массовых опросов в том, что касается коммуникации (чтобы не нарушить валидность внешнюю). Если же между техническими и коммуникативными барьерами нет чёткого различия, задача становится теоретически невыполнимой. В лучшем случае можно опереться на условное разделение двух этих аспектов.
в единое представление о культурном значении феноменов общественного мнения и массового опроса.
ЛИТЕРАТУРА
1. Докторов Б. Первопроходцы мира мнений: от Гэллапа до Грушина. М.: Институт Фонда «Общественное мнение», 2005.
2. Ермолаев А., Забаев И. К вопросу о методике земских статистических исследований // Социологические исследования. 2001. № 11. С. 129-135.
3. Стандартные определения: систематическое описание диспозиционных кодов и коэффициентов результативности для массовых опросов. 3-е изд. 2004 год / Американская ассоциация исследователей общественного мнения (AAPOR) // Социологический журнал. 2005. № 2. С. 78-119.
4. Трущенко О. Престиж Центра: городская социальная сегрегация в Москве. М.: Socio-Logos, 1995.
5. Aneshensel C., Frerichs R., Clark V., Yokopenic P. Measuring depression in the community: A comparison of telephone and personal interviews // The Public Opinion Quarterly. 1982. Vol. 46. No. 1. P. 360-369.
6. Collins M., Sykes W., Wilson P., Blackshaw N. Nonresponse: The UK experience // Telephone survey methodology / Ed. by R. Groves, P. Biemer, L. Lyberg, et al. New York: John Wiley & Sons, 1988. P. 213-232.
7. DeMaio T. Refusals: Who, where and why // The Public Opinion Quarterly. 1980. Vol. 44. No. 2. P. 223-233.
8. Dillman D., Eltinge J., Groves R., Little R. Survey nonresponse in design, data collection, and analysis // Survey nonresponse / Ed. by R. Groves, D. Dillman, J. Eltinge, R. Little. New York: John Wiley & Sons, 2002. P. 3-26.
9. Gosnell H. The Chicago "Black belt" as a political battleground // The American Journal of Sociology. 1933. Vol. 39. No. 3. P. 329-341.
10. Goudy W. Nonresponse effects on relationships between variables // The Public Opinion Quarterly. 1976. Vol. 40. No. 3. P. 360-369.
11. Goyder J. Socio-demographic determinants of response // Social surveys: Vol. 4 / Ed. by D. de Vaus. London: Sage Publications, 2002. P. 93-107.
12. Goyder J., McKenzie Leiper J. The decline in survey response: A social values interpretation // Social Surveys: Vol. 4 / Ed. by D. de Vaus. London: Sage Publications, 2002. P. 191-210.
13. Groves R. The review of "The silent minority" by J. Goyder // The Public Opinion Quarterly. 1989. Vol. 53. No. 4. P. 610-613.
14. Groves R., Cialdini R., CouperM. Understanding the decision to participate in a survey // The Public Opinion Quarterly. 1992. Vol. 56. No. 4. P. 475-495.
15. Groves R., Lyberg L. An overview of nonresponse issues in telephone surveys // Telephone survey methodology / Ed. by R. Groves, P. Biemer, L. Lyberg, et al. New York: John Wiley & Sons, 1988. P. 191-212.
16. Groves R., Singer E., Corning A. Leverage-saliency theory of survey participation // Social surveys: Vol. 4 / Ed. by D. de Vaus. London: Sage Publications, 2002. P. 211-220.
17. Heer W. de International response trends: results of an international survey // Social surveys: Vol. 4 / Ed. by D. de Vaus. London: Sage Publications, 2002. P. 126-141.
18. Johnson T., O'Rourke D., Burris J., Owens L. Culture and survey nonresponse // Survey nonresponse / Ed. by R. Groves, D. Dillman, J. Eltinge, et al. New York: John Wiley & Sons, 2002. P. 55-70.
19. Leeuw E. de, Heer W. de Trends in household survey nonresponse: A longitudinal and international comparison // Survey nonresponse / Ed. by R. Groves, D. Dillman, J. Eltinge, et al. New York: John Wiley & Sons, 2002. P. 41-54.
20. Lessler J., Kalsbeek W. Nonsampling error in surveys. New York: John Wiley & Sons, 1992.
21. Mayer C., Pratt Jr.R. A note on nonresponse in mail survey // The Public Opinion Quarterly. 1966-1967. Vol. 30. No. 4. P. 637-646.
22. McKenzie R. The ecological approach to the study of the human community // The city: Suggestions for investigation of human behavior in the urban environment. Chicago: The University of Chicago Press, 1984. P. 63-79.
23. O'Neil M. Estimating the nonresponse bias due to refusals in telephone surveys // The Public Opinion Quarterly. 1979. Vol. 43. No. 2. P. 218-232.
24. ParkR. The city: Suggestions for investigation of human behavior in the urban environment // The city: Suggestions for investigation of human behavior in the urban environment. Chicago: The University of Chicago Press, 1984. P. 1-46.
25. Reuss C. Differences between persons responding and not responding to a mailed questionnaire // American Sociological Review. 1943. Vol. 8. No. 4. P. 433-438.
26. Särndal C.-E., Lundström S. Estimation in surveys with nonresponse. New York: John Wiley & Sons, 2005.
27. Sebold J.Survey period length, unanswered numbers, and nonresponse in telephone surveys // Telephone survey methodology / Ed. by R. Groves, P. Biemer, L. Lyberg, et al. New York: John Wiley & Sons, 1988. P. 247-256.
28. Simmel G. Soziologie. Untersuchungen über die Formen der Vergesellschaftung. Berlin: Duncker & Humblot, 1908.
29. Smith T. The hidden 25 percent: An analysis of nonresponse on the 1980 General Social Survey // The Public Opinion Quarterly. 1983. Vol. 47. No. 3. P. 386-404.
30. Smith T. The first straw? A study of the origins of election polls // The Public Opinion Quarterly. 1990. Vol. 54. No. 1. P. 21-36.
31. Smith T. Developing nonresponse standards // Survey nonresponse / Ed. by R. Groves, D. Dillman, J. Eltinge, et al. New York: John Wiley & Sons, 2002. P. 27-40.
