Dois pontos.Menos de um com a PNAD.

A Quaest dá 31% de peso à faixa até dois salários mínimos. A referência Arvor dá 35,19%. Nesse grupo, Lula tem 51% contra 32%. A substituição aumenta o peso de um segmento em que Lula vai melhor e reduz o peso dos outros dois. O sentido da conta é previsível; seu tamanho precisa ser calculado.

A fonte deixou de ser parcial. O PDF confirma os mesmos votos por renda que o g1 havia divulgado e o perfil final 31/42/27. A atualização do agregador mantém o resultado anterior do segundo turno e acrescenta o primeiro. Não se reutilizou o cruzamento de 7/9 na rodada de 14/9.

Quaest, 14/09: p.16, p.22, p.28, p.33, p.199.

O universo principal conta pessoas de 16 anos ou mais, ponderadas por V1032, na PNADC anual 2025, visita 1. A renda efetiva é VD5001; a variante habitual usa VD5007. Domicílios entram apenas como teste: dar um voto a cada casa altera o universo, e não substitui um eleitor por um domicílio. Essa variante inverte o sinal, o que reforça a necessidade de declarar o denominador.

As faixas são renda total do domicílio, não per capita e não apenas renda do trabalho. O cartão usa R$ 3.242 e R$ 8.105, dois e cinco salários de R$ 1.621. O histograma de referência está em reais de abril de 2026; o motor consulta o IPCA disponível para converter o corte. A última competência disponível nesta reprodução é 202607; depois dela, o motor mantém o último índice conhecido, sem inventar inflação.

Prova de leitura em duas dimensões independentes

Sexo usa 53% de mulheres e 47% de homens, p.196. Os resíduos dos finalistas são menores que meio ponto nas duas provas. No primeiro turno, duas linhas de renda somam 101%; preservamos os números impressos. A soma do resultado ajustado pode, por isso, diferir ligeiramente de 100%. Não escondemos o arredondamento em uma categoria residual.

Crítica que cabe: a documentação precisa permitir reproduzir os 31/42/27 a partir da PNAD declarada. Crítica que não cabe: dizer que esta onda usa PNAD 2024. O relatório e o registro citam PNAD anual 2025, visita 1. A diferença pode envolver universo, variável, preços, tratamento da não resposta e calibração conjunta; os agregados publicados não identificam qual combinação foi usada.

Quaest, 14/09: p.2, p.3, p.19, p.22, p.30, p.33, p.196, p.199.

A régua comum de renda preserva o estreitamento ao longo das ondas disponíveis. De 7 para 14/9, a distância publicada passa de zero a −2 pontos; a ajustada, de +1,29 a −0,74. O movimento semanal é pequeno diante da incerteza. A sequência é informativa; não transforma cada oscilação em mudança individual comprovada.

O histórico impresso já registra Lula 40 × Flávio 42 em abril. A expressão “primeira vez na campanha”, usada na cobertura da CNN com essa ressalva, se refere ao período iniciado em agosto. Não equivale a primeira vantagem numérica no ano.

Primeiro turno: comparar a mesma lista

O PDF de 7/9 publica o cenário com Marçal nas pp.16–22 e o sem Marçal na p.27. O PDF de 14/9 chama o cenário sem Marçal de “cenário 1” e repete a série equivalente. Isso explica por que o histórico acima tem 10% de indecisos em 7/9, enquanto o registro anterior do agregador, com Marçal, tem 9%. Não é revisão arbitrária de um número.

Quaest, 07/09: p.16, p.17, p.22, p.27.

Quaest, 14/09: p.16, p.17, p.28.

Os quatro candidatos menores tinham 8 + 3 + 3 + 2 = 16 pontos; agora têm 7 + 4 + 4 + 1 = 16. Logo, a alta de Flávio não pode ser descrita simplesmente como esvaziamento líquido desse conjunto. Dentro dele, Cury e Zema recuam, enquanto Renan e Caiado avançam. Margens iguais podem esconder trocas em vários sentidos; a pesquisa não oferece painel longitudinal para rastreá-las.

Há uma pergunta direta na rodada anterior: 38% concordam totalmente e 10% parcialmente que o mais importante é votar em quem tem mais chance de derrotar o atual presidente. Os 48% medem uma disposição declarada diante de uma frase explicitamente anti-incumbente. Não medem 48% já convertidos para Flávio. Essa bateria não aparece no questionário de 14/9, portanto não temos uma nova leitura semanal da motivação.

Quaest, 07/09: p.164.

Contraponto medido: entre os eleitores de Zema, a p.27 mostra 38% para Lula e 32% para Flávio. Não se deve substituir essa linha por uma preferência ideológica do analista. Ao mesmo tempo, Zema tem só 1% no primeiro turno; a própria Quaest indica margem de 26 pontos para esse eleitorado no gráfico de definição da p.94. Esse recorte não sustenta uma ordenação estatística precisa.

Quaest, 14/09: p.16, p.27, p.94.

A espontânea de Flávio sobe de 20 a 23 e a estimulada de 29 a 31. Sua distância entre reconhecimento espontâneo e escolha estimulada cai de nove para oito pontos. É sinal descritivo de presença maior na memória do eleitorado, sem permitir atribuir o efeito a uma peça, entrevista ou canal.

O potencial declarado cresce de 40 a 43, mas a rejeição fica em 55. Lula também chega a 55 de rejeição. A melhora de Flávio, portanto, não veio acompanhada de queda semanal da rejeição. “Poderia votar”, a redação do instrumento, tampouco é a mesma coisa que “votaria”, a abreviação usada em parte dos gráficos.

Uma conta exploratória multiplica voto pela certeza: Flávio tinha 29 × 78% = 22,62 pontos de escolha declarada definitiva e passa a 31 × 72% = 22,32. Lula tem 36 × 80% = 28,80. Isso não é piso garantido, e a comparação pressupõe que o cruzamento de definição corresponda à lista de candidatos publicada. O instrumento ainda roteia Q24 pelo cenário com Marçal; falta uma correspondência inequívoca entre variável registrada e gráfico renumerado.

O mercado aberto exige o denominador correto

Na p.85, 27% dizem poder mudar entre quem escolheu candidato. Usando os 83% de voto nominal do cenário publicado, a tradução aproximada é 83% × 27% + 10% de indecisos = 32,41% do eleitorado. Somar diretamente 27 + 10 produz 37 e mistura universos. A conta de 32,41 também depende da correspondência de cenários acima; não inclui automaticamente os 7% de branco/nulo. Abertura não é direção de migração.

Quaest, 14/09: p.6, p.75, p.85, p.94.

Flávio marca 42, três acima de Caiado, quatro de Renan, seis de Cury e nove de Zema. Porém Lula não fica imóvel: varia de 38 contra Cury a 45 contra Zema. A troca do adversário altera tanto o desafiante quanto Lula e a não escolha. Não cabe importar automaticamente a tese de que toda a perda do substituto vira branco/nulo.

O contraponto que uma leitura favorável a Flávio precisa publicar: acima de cinco salários mínimos, Caiado marca 51, Renan 48 e Flávio 47. São estimativas pontuais; a diferença entre cenários na mesma amostra exige covariância individual para um teste adequado. Ainda assim, a tabela impede afirmar que Flávio domina todos os segmentos. Essa comparação descreve o levantamento, sem prescrever persuasão dirigida por renda.

Nas alternativas, a reponderação também mantém a âncora nacional. Os resíduos de recomposição ficam entre 0,11 e 0,68 ponto nos finalistas. Em Caiado, o resíduo de 0,68 recomenda cautela adicional com centésimos; eles servem à reprodução da conta, não representam precisão amostral.

Quaest, 14/09: p.28, p.33, p.37, p.42, p.46, p.51, p.55, p.60, p.64, p.69.

Somados, moderado e outsider representam 35% do eleitorado. Nesses dois grupos, Flávio tem 24 e 26 no primeiro turno e 47 e 39 no segundo. Isso documenta adesão condicional a um confronto, não entusiasmo uniforme por uma restauração da família Bolsonaro. No grupo que deseja essa volta, seus resultados são 81 e 93. Os 8% sem resposta à pergunta de melhor resultado não têm coluna no cruzamento: não agregamos essas quatro colunas como se cobrissem o país inteiro.

O outro eixo, identificação política, distribui 19% lulistas, 14% esquerda não lulista, 32% independentes, 21% direita não bolsonarista e 12% bolsonaristas, mais 2% sem posição. Entre independentes, o segundo turno sai de Lula 28 × Flávio 32 para 26 × 36. É o movimento pontual publicado, com margem de quatro pontos no recorte; não identifica conversões individuais. Os dois eixos se sobrepõem e nunca devem ser somados.

Quaest, 14/09: p.25, p.36, p.106, p.115, p.116, p.194.

As três faixas formam uma partição de renda. A diferença ponderada entre desaprovação e voto em Flávio é 8,19 pontos; os placares nacionais arredondados dão 50 − 42 = 8. É um contraste útil entre duas medidas, mas não revela quem respondeu simultaneamente às duas perguntas de determinada maneira.

Correção de interpretação: esse contraste não é um estoque identificado, nem um teto de votos capturáveis. Com apenas 50% de desaprovação e 42% de voto, a fração que desaprova e não vota em Flávio pode estar entre 8% e 50%, pelos limites de interseção. Para estreitar o intervalo é necessário o cruzamento individual. Mesmo saber que há não escolha em uma faixa não prova que ela é dos mesmos entrevistados que desaprovam.

Para a leitura de campanha, o fato favorável é que o adversário enfrenta desaprovação maior que aprovação. O limite é que essa insatisfação pode coexistir com rejeição a Flávio, preferência por outro candidato ou recusa de votar. Não se deve prometer conversão a partir de uma subtração de percentuais.

Quaest, 14/09: p.28, p.33, p.154, p.159.

O gráfico exibe as seis categorias mais citadas, e não uma partição completa: a coluna atual soma 98. Corrupção sobe dois pontos, mas a violência permanece nove pontos à frente. Reduzir toda a agenda ao escândalo da semana apagaria o principal problema espontaneamente mencionado.

A pesquisa mede exposição, não eficácia da propaganda

A Q61 não pergunta qual programa foi visto, em que frequência ou se mudou o voto. Não há teste experimental de mensagem nem atribuição de efeito a um candidato. Assim, não é possível dizer que o horário eleitoral de Flávio “funcionou” apenas porque ele cresceu e 42% viram algum programa. Redes e TV também são fontes principais declaradas, não alcance acumulado ou eficácia de campanha. Os 62% pouco ou nada interessados mostram atenção limitada; não definem uma lista de pessoas persuadíveis.

Quaest, 14/09: p.133, p.144, p.174, p.184.

Essas respostas não são um experimento. Perguntar se um caso influenciou alguém mede percepção retrospectiva, sujeita a racionalização. “Não influencia” não prova ausência de todo efeito; “faz considerar mudar” não informa a direção nem confirma que a mudança aconteceu. O resultado sustenta uma leitura de reforço declarado mais frequente que reconsideração, e não uma estimativa causal de votos produzidos pela crise.

O g1 também publicou confiança no STF e propostas institucionais: 56% dizem não confiar, 9% confiar muito e 30% confiar pouco; 53% apoiam mandato fixo e 68% maiores exigências de nomeação. Por isso, não chamamos esses itens de resultados escondidos. A crítica é à fragmentação entre o instrumento registrado, o PDF e matérias avulsas, sem uma tabela-mestra que amarre pergunta, base e resultado.

Fontes externas: g1, efeito declarado sobre o voto; g1, confiança e reformas. Consultadas em 15/09/2026.

A sequência do instrumento importa: os cenários de voto estão nas Q22–29; os textos sobre Master e o conflito no STF entram nas Q46–50. Não há base para afirmar que esse bloco posterior induziu as respostas de voto anteriores, supondo execução da ordem registrada. Já as respostas de conhecimento e avaliação do caso vêm depois de estímulos narrativos lidos pelo entrevistador. Elas não devem ser tratadas como opinião espontânea sem contexto.

A ordem dos nomes e dos cenários de segundo turno é aleatorizada no instrumento, um cuidado metodológico que merece crédito. Aleatorizar ordem ajuda contra efeitos de posição; não elimina diferenças de significado entre “moderado”, “família” e “partido”.

O que mudou na pauta entre as duas semanas

O instrumento de 7/9 tem 59 itens. Pergunta sobre economia nos últimos 12 meses, renda diante dos preços, dívidas e Desenrola (Q33–36); inclui sabatinas (Q40–41) e onze afirmações de motivação política (Q42–52). O de 14/9 tem 66 e acrescenta honestidade, confiança, Master, STF, reformas e convivência política. A economia sai como bateria própria; continua como opção espontânea de preocupação. Isso muda o que o levantamento permite diagnosticar, sem provar por si só intenção de favorecer alguém.

A medição de 48% que concordam com derrotar o atual presidente, na rodada anterior, pode iluminar o mecanismo de voto útil. Sua ausência como pergunta repetida impede afirmar que esse mecanismo se intensificou nesta semana. Uma manchete sobre a causa da alta precisaria dessa repetição ou de evidência mais forte.

Instrumento registrado BR-03607/2026: p.7, p.10, p.12, p.13, p.14, p.15, p.16.

As quantidades por macrorregião são idênticas entre as duas ondas. Portanto, a mudança municipal não equivale a uma mudança do peso regional. Uma amostra repetida pode rotacionar unidades legitimamente; alta rotação não é evidência de manipulação. O que falta para reproduzir o sorteio é o cadastro de seleção, os estratos, as probabilidades e a regra de rotação.

Essa configuração também impede tratar os dois relatórios como se acompanhassem as mesmas pessoas. Mudanças semanais misturam movimento de opinião, composição de amostras distintas e ruído. O anexo fecha aritmeticamente; a auditoria atual verifica códigos, consistência de UF, contagens e repetição, sem afirmar validação cartográfica independente de cada setor no cadastro IBGE vigente.

Baixar os 668 registros territoriais das duas ondas. Os quatro setores repetidos e as contagens completas também estão no JSON analítico.

Para duas categorias mutuamente exclusivas, usamos 1,96 × √[(pL + pF − (pL − pF)²) / n], em proporções e depois convertido em pontos percentuais. A aproximação de amostragem aleatória simples é um diagnóstico, não o erro real do desenho domiciliar por conglomerados e cotas. O segundo turno já inclui zero nessa aproximação. No primeiro, cinco pontos superam a margem AAS, mas um efeito de desenho de aproximadamente 1,95 seria suficiente para o intervalo alcançar zero.

A variação semanal de Flávio, de 41 para 42 no segundo turno, tem margem ilustrativa de cerca de três pontos para a diferença entre duas amostras independentes de 2.004. A independência é uma aproximação, não uma característica demonstrada dos pesos. Um ponto não sustenta diagnóstico causal de sucesso de campanha.

O relatório publica margens por vários recortes, um mérito. Isso não substitui tamanhos brutos e efetivos das bases, covariância entre cenários ou erro do desenho. O gráfico de definição indica margens de 9 pontos para Cury, 12 para Caiado, 14 para Renan e 26 para Zema. Não atribuímos esses valores automaticamente à matriz de transferência, mas eles alertam para a fragilidade dos percentuais em candidaturas pequenas.

Não anexamos a margem publicada ao resultado PNAD como se ele fosse uma nova pesquisa. A sensibilidade altera pesos e incorpora incerteza do benchmark, arredondamento e diferenças de mensuração. Sem microdados e desenho, um intervalo formal para ela seria uma precisão inventada.

Quaest, 14/09: p.2, p.3, p.27, p.94.

Os percentuais totais devem ser lidos junto com a não escolha: Quaest tem 18% no segundo turno, contra 9% no Datafolha e 7% na Nexus. Por isso mostramos também válidos, normalizados somente entre os dois finalistas. Essa normalização retira a compressão mecânica provocada pela não escolha; não elimina diferenças de modo, seleção ou mensuração.

A média ponderada usa todas as ondas elegíveis com meia-vida de 14 dias; institutos que divulgam mais frequentemente contribuem mais observações. O painel também mostra a média da última onda de cada instituto, com pesos iguais. A série histórica usa alisamento simétrico e, portanto, não deve ser lida como um backtest em tempo real. Nenhuma dessas médias é uma probabilidade de vitória ou elimina erro sistemático compartilhado.

Ficha completa desta Quaest · Comparação dos institutos · CSV atualizado

Quaest, 14/09: p.6, p.27, p.28, p.75, p.94, p.96, p.122, p.144, p.154.

O crédito devido: referências sociais atualizadas, questionário registrado, anexos territoriais que fecham, cruzamentos de renda que recompõem o placar e quatro linhas de transferência publicadas. A crítica central: o material é rico para leitura, mas incompleto para reprodução independente do estimador.

A ficha desta rodada aponta Globo Comunicação e Participações e Editora Globo como contratantes, por R$ 314.628,00. O contratante merece identificação, não presunção de manipulação. A crítica ao patrocinador e à referência PNAD do dossiê de agosto não pode ser transplantada para setembro. Há insuficiências documentais específicas; não há prova apresentada aqui de fraude ou fabricação.

Quaest, 14/09: p.2, p.3.

1. Quaest/Globo, relatório de 14/09, 205 páginas.
2. Quaest/Globo, relatório de 07/09, 221 páginas.
3. BR-03607/2026: questionário, 25 páginas e anexo territorial.
4. BR-01720/2026: questionário anterior, 22 páginas e anexo territorial anterior.
5. Consulta pública do TSE: buscar os registros acima. Datas, contratantes, valor e plano amostral arquivados na estrutura local de pesquisa.
6. Divulgação complementar do g1: crise e voto; reformas e confiança.
7. Dados, cálculos, matriz e inventário JSON; território CSV; manifesto de fontes e hashes SHA-256.
8. PNAD: metodologia, fontes IBGE e agregador; dossiê de agosto, referência de layout.

Os originais ficam em data/pesquisas/quaest/2026-09-07/ e 2026-09-14/. As 426 páginas passaram por extração de títulos e OCR para busca; OCR bruto não é tratado como dado validado. As tabelas utilizadas foram conferidas em imagens e gravadas em script com página de origem. Sexo e renda recompõem independentemente os dois placares; a identificação política cobre 98% e não foi usada como partição nacional fechada.

Ver 17 páginas originais usadas nas contas

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python3 scripts/reponderacao-build.py
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