Registrado no TSE com a cota de renda calibrada pelo Censo de 2010, o levantamento fechou a cota de escolaridade 10,3 pontos fora do previsto e não corrigiu o desvio.

A pesquisa do Instituto Paraná Pesquisas em Mato Grosso, divulgada em 24 de agosto, apresenta Otaviano Pivetta com 39,0% e Wellington Fagundes com 35,0% no cenário estimulado com seis candidatos, e 44,3% contra 40,8% no cenário reduzido a dois nomes. Nos dois casos a diferença entre eles é menor que o intervalo de confiança dessa diferença, calculado com os próprios pressupostos declarados pelo instituto. Nos dois cenários estimulados, os dois estão tecnicamente empatados.

A cota de renda usada para distribuir as 1.504 entrevistas foi calibrada pelo Censo de 2010 do IBGE, com justificativa que não corresponde ao que o IBGE já havia publicado. As variáveis de escolaridade e renda entraram no campo sem qualquer mecanismo de correção posterior, por decisão registrada antes da coleta. A cota de escolaridade terminou 10,3 pontos percentuais fora do previsto e assim ficou. O relatório divulgado publicou, no lugar do perfil de renda, uma classificação de condição de atividade. E o plano amostral descrito ao público diverge do plano amostral registrado na Justiça Eleitoral.

Os dois documentos do instituto examinados nesta reportagem são públicos: o espelho do registro MT-02157/2026 no PesqEle e o relatório de resultados de 21 páginas divulgado pelo Instituto Paraná Pesquisas em 24 de agosto.

A diferença que o próprio levantamento não sustenta

A margem de erro declarada na pesquisa é de aproximadamente 2,6 pontos percentuais, com nível de confiança de 95%, para uma amostra de 1.504 eleitores. Essa margem descreve a incerteza de um percentual isolado. Não descreve a incerteza da distância entre dois percentuais.

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Quando se compara o percentual de dois candidatos numa mesma amostra, a incerteza das duas estimativas se combina, e o intervalo resultante é maior que o de cada uma delas. Aplicando a fórmula do erro padrão da diferença entre proporções sobre os valores publicados, com os mesmos 1.504 entrevistados e o mesmo nível de confiança de 95%, o intervalo da diferença no cenário estimulado com seis candidatos é de 4,34 pontos percentuais para mais ou para menos. A diferença observada entre Pivetta e Fagundes nesse cenário é de 4,0 pontos.

No cenário reduzido a dois nomes, o intervalo da diferença é de 4,66 pontos, e a distância observada é de 3,5 pontos. Os dois intervalos são derivados dos percentuais publicados nas páginas 8 e 10 do relatório e do tamanho da amostra declarado no registro. Nenhum deles aparece no material do instituto.

Nos dois cenários estimulados, a vantagem apurada está dentro da faixa em que os dois candidatos podem aparecer em qualquer ordem. Leitura de liderança ou de distância consolidada entre eles não se sustenta nos números que o próprio levantamento apresenta.

Por que isso importa:

Se o Paraná Pesquisas repetisse hoje o mesmo levantamento, com a mesma metodologia e sem que um único eleitor mudasse de ideia, o resultado poderia sair com Fagundes à frente. Para que uma diferença de 4 pontos ficasse fora dessa faixa, seriam necessárias cerca de 1.773 entrevistas em vez de 1.504, ou seja, 269 a mais. É a diferença entre dizer que um candidato lidera e dizer que os dois estão tecnicamente na mesma posição.

A margem calculada como se a amostra fosse outra

O texto do registro é explícito quanto ao método usado para chegar aos 2,6 pontos. A margem foi estimada, nas palavras do próprio documento, “considerando uma técnica de amostragem aleatória simples”. Amostragem aleatória simples é o desenho em que cada eleitor do estado tem a mesma chance de ser sorteado, de forma independente dos demais.

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Não foi esse o desenho aplicado. O plano amostral registrado descreve três etapas: sorteio dos municípios por probabilidade proporcional ao tamanho, sorteio das localidades dentro dos municípios pelo mesmo método, e seleção do entrevistado dentro da localidade por cotas.

A relação juntada ao registro mostra a estrutura exata. As 1.504 entrevistas foram distribuídas em 56 municípios e 188 setores censitários, com oito entrevistas em cada um dos 188 setores, sem exceção. Cuiabá concentra 34 setores e 272 entrevistas, Várzea Grande tem 14 setores e 112 entrevistas, Rondonópolis tem 12 e 96. A conta fecha: 188 setores multiplicados por oito dão as 1.504 entrevistas.

Uma amostra assim é o caso clássico do que a literatura de amostragem chama de efeito de desenho. Pessoas que moram no mesmo setor censitário tendem a se parecer mais entre si do que duas pessoas sorteadas ao acaso no estado inteiro, e essa semelhança reduz a informação efetiva que cada entrevista acrescenta. Oito entrevistas num mesmo setor não equivalem, em precisão estatística, a oito entrevistas sorteadas em oito pontos distintos de Mato Grosso. O resultado prático é que a margem real de uma amostra por conglomerados é maior que a margem calculada pela fórmula da amostragem aleatória simples.

Nenhum dos dois documentos informa o efeito de desenho estimado nem o coeficiente de correlação intraclasse do levantamento, e sem esses dados não há como chegar à margem real. A direção, essa é conhecida: a margem de 2,6 pontos é o piso da incerteza, não a estimativa dela. Como o intervalo da diferença entre os dois primeiros já supera a distância entre eles usando o pressuposto mais favorável ao instituto, qualquer correção por efeito de desenho amplia a zona de empate, não a reduz.

A renda de Mato Grosso medida pelo Censo de 2010

Para distribuir as entrevistas por faixa de renda, o instituto registrou no TSE a seguinte referência: 43% sem rendimentos até 2 salários mínimos, 36% de mais de 2 a 5 salários mínimos e 21% acima de 5 salários mínimos. A fonte declarada para esses percentuais é o Censo de 2010, com link para a tabela do IBGE Cidades.

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No mesmo campo vem a justificativa, transcrita literalmente do documento: “Conforme informações obtidas do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística, o IBGE, não divulgou – e não tem previsão – de data para divulgação do perfil econômico (nível econômico) da população brasileira; portanto, os dados quanto ao nível econômico obtidos no Censo 2022, não podem ser utilizados, pois não foram publicados.”

A afirmação não corresponde ao que estava publicado na data do registro. O módulo do Censo 2022 sobre Trabalho e Rendimento foi divulgado pelo IBGE em 9 de outubro de 2025, dez meses e nove dias antes do registro da pesquisa. A divulgação inclui rendimento domiciliar per capita para Brasil, unidades da federação e municípios, e classes de rendimento em salários mínimos, com resultados disponíveis nas tabelas do SIDRA e nos mapas do Panorama do Censo.

Entre os dois censos há uma diferença conceitual real, e ela não salva a justificativa. A variável do Censo de 2010 usada pelo instituto é o rendimento domiciliar distribuído em faixas de salário mínimo. O Censo 2022 divulgou o rendimento domiciliar per capita, que é conceito diferente, e a transposição direta de uma tabela para a outra não é automática. O ponto é outro: o registro não diz que o recorte mudou, diz que nada foi publicado e que não há previsão de publicação. Essa é uma afirmação sobre a existência do dado, e ela é contrariada pelo próprio IBGE.

Por que isso importa:

A cota de renda determina quantos moradores de cada faixa econômica os entrevistadores precisam ouvir em cada setor sorteado, e o efeito aparece na porta de quem é entrevistado. A relação juntada ao registro mostra onde isso foi aplicado: 48 entrevistas em Sorriso, 32 em Lucas do Rio Verde, 32 em Nova Mutum, 272 em Cuiabá. São municípios cuja economia em 2026 não é a de 2010, e a planilha que orientou o entrevistador em cada um deles foi desenhada com a distribuição daquele ano.

A cota de escolaridade que o Paraná Pesquisas não corrigiu

O plano amostral registrado prevê ponderação para gênero e faixa etária, e apenas para essas duas variáveis, em condições determinadas. A regra está escrita assim no registro: “Está prevista eventual ponderação para correção das variáveis gênero e faixa etária, com base nos percentuais acima apresentados, caso ocorram diferenças superiores a 3,0 (três) pontos percentuais entre o previsto na amostra e a coleta realizada; para as variáveis escolaridade e renda domiciliar mensal, o fator de ponderação é igual a 1 (resultados obtidos no campo).”

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Fator de ponderação igual a 1 significa que o resultado de campo entra no cálculo final sem qualquer correção. Se a coleta se afastar da cota planejada nessas duas variáveis, o desvio permanece no resultado publicado.

Foi o que aconteceu com a escolaridade. A cota registrada, cuja fonte declarada é o eleitorado do TSE de julho de 2026, previa 34% de eleitores de analfabeto até ensino fundamental completo, 46% com ensino médio incompleto ou completo e 20% com ensino superior incompleto ou completo. O perfil da amostra publicado na página 5 do relatório mostra 455 entrevistas com ensino superior, ou 30,3% do total, e 1.049 entrevistas até ensino médio, ou 69,7%. O desvio é de 10,3 pontos percentuais. O registro traz, no mesmo campo em que fixa a cota, a ressalva atribuída ao TSE: “Os registros de grau de escolaridade podem apresentar dados defasados, pois refletem a situação do eleitor na ocasião do cadastramento.”

Nas demais variáveis o comportamento foi outro. Gênero fechou em 48,8% de homens contra 49% previstos, e 51,2% de mulheres contra 51% previstos. As cinco faixas etárias fecharam com desvio máximo de 0,2 ponto: 13,1% na faixa de 16 a 24 anos contra 13% previstos, 19,8% na de 25 a 34 contra 20%, 21,0% na de 35 a 44 contra 21%, 26,1% na de 45 a 59 contra 26% e 20,0% entre os de 60 anos ou mais contra 20%. As cotas que tinham mecanismo de correção não precisaram dele.

O efeito no resultado pode ser estimado. Reponderando os percentuais de cada candidato pelos pesos da cota registrada, com base nos números por faixa de escolaridade publicados nas páginas 9 e 11, a vantagem de Pivetta no cenário com seis candidatos cai de 4,0 para 3,1 pontos, e no cenário de dois nomes cai de 3,5 para 2,6 pontos. O cálculo é derivado.

A direção do desvio também é identificável nos dados. No cenário com seis candidatos, Pivetta tem 42,0% entre eleitores com ensino superior e 35,7% entre os de ensino fundamental. Fagundes faz o caminho inverso, com 32,1% no superior e 36,2% no fundamental. Sobre-representar o eleitor de ensino superior em dez pontos favorece um dos dois lados, e o efeito calculado é de aproximadamente 0,9 ponto na distância entre eles.

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Por que isso importa:

Em número de pessoas, o desvio fica mais concreto. A cota de 20% aplicada às 1.504 entrevistas corresponde a 301 eleitores com ensino superior. O relatório registra 455, ou 154 a mais do que o plano entregue ao TSE previa. Como o instituto declarou de antemão que não corrigiria escolaridade, essas 154 entrevistas entraram no resultado final com o mesmo peso das demais.

A renda que foi perguntada e não foi publicada

O questionário aplicado, juntado ao registro, mostra que a renda foi coletada. A pergunta 4 é “Renda Domiciliar Mensal”, com a instrução “Mostrar Cartão de Renda” ao entrevistador. A pergunta seguinte, a de número 5, é outra: “Atualmente, qual é a sua ocupação principal: nível econômico?”.

O resultado da cota de renda não aparece no relatório divulgado. No lugar dele, a página 5 apresenta um bloco intitulado “Nível Econômico” com dois valores: 1.033 entrevistas classificadas como PEA, ou 68,7%, e 471 como Não PEA, ou 31,3%. Ou seja, o que o relatório publica sob o rótulo de nível econômico é a resposta da pergunta 5, sobre ocupação, e não a da pergunta 4, sobre renda.

PEA é a sigla de população economicamente ativa, e mede condição de atividade: se a pessoa trabalha ou procura trabalho. Não é faixa de salário mínimo e não corresponde à cota que o instituto declarou usar para selecionar os entrevistados. Todas as tabelas de cruzamento do relatório, nas páginas 9, 11, 13, 17 e 20, segmentam por PEA e Não PEA, e nenhuma delas segmenta por faixa de renda.

A diferença entre não ter o dado e não publicá-lo é o ponto. A cota de renda calibrada pelo Censo de 2010 governou a seleção de quem seria entrevistado, a resposta de cada entrevistado foi anotada com cartão na mão, e o resultado não foi divulgado. Quem quiser saber se a pesquisa ouviu eleitores pobres e ricos na proporção que ela mesma prometeu ao TSE não encontra a resposta em nenhum ponto do material divulgado.

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Por que isso importa:

O que se publicou no lugar informa pouco sobre renda. Um aposentado que recebe cinco salários mínimos e um desempregado sem renda alguma caem os dois em Não PEA, no mesmo lado da tabela. Um trabalhador que ganha um salário mínimo e um empresário caem os dois em PEA, no outro. É por isso que a divisão entre 68,7% e 31,3% não responde à pergunta que a cota registrada fazia.

O corte religioso que separa o voto e não tem base publicada

Cinco tabelas do relatório trazem uma linha de segmentação que não consta do plano amostral registrado. A pergunta, reproduzida nas páginas 9, 11, 13, 17 e 20, é a seguinte: “Nos últimos 10 dias, o(a) Sr(a) participou de alguma celebração religiosa, como missa, culto ou outro tipo de cerimônia da sua religião?”

No questionário aplicado, essa é a pergunta 15, a última. Vem depois das perguntas sobre voto para governador e para senador, depois da simulação de segundo turno, depois da rejeição e depois das duas perguntas sobre a administração estadual. A posição afasta a hipótese de que perguntar sobre religião tenha influenciado as respostas anteriores: quando o entrevistado chega a ela, já respondeu tudo.

Na aprovação da administração de Otaviano Pivetta, 74,0% dos que responderam sim aprovam o governo, contra 64,7% dos que responderam não, distância de 9,3 pontos. No cenário reduzido a dois nomes, Pivetta tem 47,1% entre os que participaram de celebração e 41,3% entre os que não participaram. No cenário com seis candidatos, 41,8% contra 35,8%.

O que o relatório não informa é quantos entrevistados estão de cada lado. Sem a base, não é possível saber se a amostra sobre-representa ou sub-representa praticantes.

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A variável também não é mencionada na descrição da metodologia do relatório, que na página 3 lista as quatro cotas usadas na seleção do entrevistado: gênero, faixa etária, escolaridade e renda domiciliar mensal. Participação em celebração religiosa não é cota nem variável de ponderação. Está no questionário registrado, mas no material divulgado aparece só como linha de tabela, sem base.

Por que isso importa:

A ausência dessa base tem efeito aritmético. Como os dois grupos aprovam o governo em patamares distantes, o peso de cada um dentro da amostra empurra o resultado geral. Se a proporção de eleitores que foram a uma celebração estiver dez pontos acima da real, a aprovação de Pivetta aparece cerca de um ponto inflada, e o mesmo vale na direção contrária. Sem saber quantos responderam sim, não há como calcular para que lado o desvio corre, nem se ele existe.

Como os dois grupos aprovam o governo em patamares distantes, o peso de cada um dentro da amostra empurra o resultado geral. Se a proporção de eleitores que foram a uma celebração estiver dez pontos acima da real, a aprovação de Pivetta aparece cerca de um ponto inflada, e o mesmo vale na direção contrária. E, como o instituto não publicou quantos entrevistados responderam sim, não há como saber para que lado o desvio corre, nem se ele existe.

O que o registro no TSE diz e o relatório não repete

O plano amostral existe em duas versões: a registrada no PesqEle em 18 de agosto e a descrita na página 3 do relatório divulgado em 24 de agosto.

Na segunda etapa do sorteio, conforme o texto registrado no PesqEle, as localidades seriam selecionadas “tomando a população eleitora de 16 anos ou mais residente nas localidades como base para essa seleção”. No relatório divulgado, a mesma etapa tomou “a população residente nas localidades como base para essa seleção”. Numa versão a base de sorteio é o eleitorado, na outra é a população total.

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A troca de base aparece também dentro do relatório divulgado, de um estágio para o outro. Na primeira etapa, o sorteio dos municípios considerou “a população eleitora dos municípios como base para essa seleção”. Na segunda, o das localidades tomou “a população residente nas localidades como base para essa seleção”. O documento muda o critério entre um estágio e o seguinte sem registrar a razão.

A divergência está isolada no material entregue à imprensa. O relatório final juntado ao registro descreve a segunda etapa como o registro descreve, com a população eleitora de 16 anos ou mais. Só o documento divulgado troca a base.

A complementação prevista no parágrafo 7º do artigo 2º da Resolução 23.600/2019 foi apresentada. O relatório final juntado ao PesqEle lista os 56 municípios com o código de cada setor censitário e o número de entrevistas em cada um, e o sistema também exibe o questionário completo aplicado. É esse documento que permite ver a estrutura de 188 setores com oito entrevistas cada.

No material que o Instituto Paraná Pesquisas publica em seu próprio site, consultado em 26 de agosto, essa relação não aparece: a página da pesquisa traz dois arquivos, o relatório de resultados e o espelho do registro capturado em 20 de agosto, quatro dias antes da divulgação. Quem procurar a informação onde o instituto a divulga não a encontra. Quem consultar o sistema do Tribunal Superior Eleitoral, encontra.

Os dois documentos citam a Resolução 23.600/2019 sem menção às alterações posteriores. A norma foi modificada pela Resolução 23.727, de 27 de fevereiro de 2024, e pela Resolução 23.747, de 26 de fevereiro de 2026, publicada no Diário da Justiça Eletrônico do TSE em 4 de março de 2026.

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O outro lado

A reportagem encaminhou ao Instituto Paraná de Pesquisas e Análise de Consumidor Ltda, em 26 de agosto, oito perguntas sobre os pontos levantados nesta reportagem. O site do instituto não publica endereço de e-mail, telefone ou formulário de contato. O pedido foi enviado ao endereço de e-mail que consta do cadastro da empresa e por mensagem direta ao perfil oficial do instituto no Instagram. Até o fechamento desta reportagem não havia resposta. O espaço segue aberto para manifestação posterior.

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