sou · GNB3132d3 · 2000-01-01 00:00:00 — Grundmo- dellens främsta roll är fortsättningsvis att tillse att de återstående effektskattningarna inte blir felaktiga till följd av att någon viktig social betingelse utelämnats. De faktorer som återfinns i den högra delen av tabell 9 och 10 skall vi däremot utsätta för en mer närgången granskning. Som vi tidigare påpekat är det i första hand bland dessa som vi kan hysa förhoppningar om att återfinna de primära förkla- ringarna till det fallande valdeltagandet. Frågan är nu vilken motståndskraft dessa faktorer visar sig ha när 00west.fm 180 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM ATT BESTÄMMA SIG FÖR ATT VARA MED OCH BESTÄMMA de utsätts för en multivariat prövning. Tabell 11 redovisar de statis- tiskt säkerställda effekter som kvarstår sedan de som ej tillgodoser signifikanskravet avlägsnats.64 Noteras bör att vi med tanke på det kumulativa förhållande som råder mellan föreningsmedlemskap och föreningsaktivitet valt att behandla dem som om de utgjorde olika steg på en trappa av föreningsengagemang snarare än som två dis- tinkta faktorer. Så länge båda uppvisar positiva effekter och den sam- mantagna effekten är statistiskt säkerställd har båda behållits. Ett analogt förfarande har av samma skäl tillämpats för partiengagemang, det vill säga, partiidentifikation, partimedlemskap och partiaktivitet. Resultaten visar att missnöjet med den egna situationen inom olika sociala sfärer (boende, sjukvård, barnomsorg, skola och arbets- liv) saknar betydelse även vid en multivariat prövning. Valdeltagande i kommunfullmäktigevalen 1985 och 1994 (logistisk regression) Endast social grundmodell -85 Fullständig modell -85 Endast social grundmodell -94 Fullständig modell -94 -85 o. -94 Fullständig modell -85 o. -94 Anmärkning: Antalet observationer är 1 791 val, 1 258 val och 3 049 för båda tillsammans. 00west.fm 181 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM med valdeltagande är lika obefintligt när övriga faktorer konstant- hålls som i den bivariata analysen. Mer överraskande är att samtliga mått på upplevda påverkansmöjligheter och förtroende för politiska institutioner visar sig sakna direkt effekt. Varken systemtilltro, själv- tilltro, uppfattning om valhandlingens effektivitet (kan prövas endast 1994) eller förtroendet för partier och riksdag (kan prövas endast 1985) kvarstår i någon av de modeller vi redovisar i tabell 11.65 Även det subjektivt uppskattade intresset för politik lever ett osäkert liv. Måttet kvarstår i modellen liksom i den prövning som avser de båda valen tillsammans men försvinner i analysen av data. Såväl föreningsengagemang som horisontellt förtroende visar sig däremot överleva samtliga de test i vilka de ingår. Att det horisontella förtroendet bara återfinns i modellen beror på att måttet inte ingick i den första av de båda medborgarundersökningarna. Beträffande föreningsengagemang bör noteras att det i första hand är medlemskapet snarare än aktiviteten som ser ut att vara av betydelse för valdeltagandet. Detta talar mot att effekten främst bör tolkas i ljuset av teorier om socialt kapital. Till de faktorer som står sig hör också partiengagemang och röst- ning som medborgardygd. Beträffande partiengagemang är det i för- sta hand anhängarskap och medlemskap som är av betydelse för det egna valdeltagandet medan graden av partiaktivitet är av mindre vikt. Redan medlemskap utgör i det stora flertalet fall en tillräcklig beting- else för att rösta varför aktiviteten blir av mindre betydelse för det egna deltagandet, även om det kan tänkas vara av stor vikt för andras. Sammanfattningsvis pekar resultaten så här långt i huvudsak i samma riktning som dem vi erhöll i kapitlets första del. Uppfatt- ningarna om påverkansmöjligheterna visar sig vara av ringa betydelse medan de expressiva och normativa bevekelsegrunderna, det vill säga partiengagemang och röstning som medborgardygd, väger relativt tungt. Två avvikelser i förhållande till resultaten i del 1 kan dock noteras. För det första har vi här ännu inte helt kunnat tillbakavisa tanken om att det subjektiva intresset för politik har en direkt effekt på valdeltagandet. För det andra återfinner vi i tabell 11 två förkla- ringsfaktorer som inte uppmärksammades i kapitlets första del, näm- ligen föreningsmedlemskap och horisontellt förtroende. Två icke helt oväsentliga invändningar kan dock fortfarande riktas mot de resultat vi redovisat i föregående avsnitt. Den ena, och enligt 00west.fm 182 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM ATT BESTÄMMA SIG FÖR ATT VARA MED OCH BESTÄMMA vår mening mindre tungt vägande, är att vi hitintills grundat vår ana- lys på den intervjuades egen uppgift om sitt valdeltagande snarare än på uppgifter erhållna ur vallängden. Den andra och tyngre invänd- ningen är att tidsföljden mellan orsak och verkan inte är den rätta. Valdeltagandeuppgifterna avser 1985 respektive val. Obser- vationerna av de tilltänkta orsakerna avser tillståndet 1987 respektive 1997. Detta innebär en risk för att de effekter vi redovisat i själva ver- ket går i en riktning motsatt den vi teoretiskt tänker oss, det vill säga att valdeltagandet förklarar snarare än förklaras. I vissa fall är denna risk uppenbar. Exempelvis kan styrkan i partianhängarskapet mycket väl tänkas påverkas av tidigare valdeltagande. På samma sätt kan nor- mer tänkas förstärkas av förmågan att leva upp till dem. Man kan också tänka sig att den intervjuade helt enkelt rationaliserar sitt bete- ende och låter sin bedömning av valdeltagandets betydelse för det goda medborgarskapets avgöras av om han eller hon deltog i föregå- ende val. De analyser som redovisas i tabell 12 gör det möjligt att pröva tyngden hos dessa båda invändningar. Den beroende variabeln utgörs i detta fall av den på vallängden grundade uppgiften om deltagande val medan de oberoende variablerna hämtas års medborgarundersökning. Datakällan för den beroende variabeln är således den bästa tänkbara och tidsföljden mellan orsak och verkan den rätta. Tillvägagångssättet är i övrigt detsamma som i föregående avsnitt, det vill säga vi har utgått från samtliga de faktorer som redo- visas i tabell 9 och 10 och av de mått som återfinns i den högra tabell- delen gradvis eliminerat dem som visar sig sakna en statistiskt säker- ställd direkt effekt. Resultaten visar att våra farhågor beträffande effekten av partiengagemang och röstningsnormer varit ogrundade. Båda fakto- rerna har en tydlig inverkan även när ordningsföljden mellan orsak och verkan är den rätta.66 Däremot bortfaller nu den direkta effekten av intresse för politik och horisontellt förtroende. När vi, såsom i kapitlets första del, också kontrollerar för tidigare valdeltagande, måste även föreningsengagemanget stryka flagg. Trots att vi här förli- tat oss på andra mått på de oberoende variablerna än i del 1 är således de slutliga resultaten väsentligen desamma. De expressiva motiven i form av partiengagemang och de normativa bevekelsegrunderna i form av uppfattningen om valdeltagandets betydelse för det goda medborgarskapet är de enda som överlever samtliga led i den pröv- ning på individnivå vi nu avslutat. 00west.fm 183 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM Valdeltagande i kommunfullmäktigevalet (logis- tisk regression) modell exkl. valdelt. s. medb.dygd -97 modell inkl. valdelt. s. medb.dygd -97 Anmärkning: Antalet observationer är 1 333 för samtliga analyser. Kan nedgången förklaras? Vi känner därmed till två ting av central vikt. För det första att med- borgarnas partiengagemang och deras uppfattning om sina medbor- gerliga skyldigheter utgör två av de primära förklaringarna till valdel- tagandets variationer på individnivå. För det andra att såväl partien- gagemanget som uppslutningen bakom valdeltagande som medbor- gerligt ideal minskat vi studerat. Båda faktorerna uppfyller således de villkor vi inledningsvis uppställde för de företeel- ser som skulle kunna hjälpa oss att kasta ljus över valdeltagandets nedgång. Frågan är nu bara hur stor del av nedgången de förklarar. Även om de principiellt viktiga villkoren är uppfyllda kvarstår möjligheten att partiengagemang och röstningsnormer förändrats i för liten utsträck- ning eller har ett för svagt samband med valdeltagandets individuella variationer för att i någon högre utsträckning bidra till förståelsen av varför valdeltagandet minskat. De resultat som redovisas i tabell 13 ger besked om nettoeffekten. Med tanke på att de centrala förklaringsfaktorernas inverkan inte 00west.fm 184 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM ATT BESTÄMMA SIG FÖR ATT VARA MED OCH BESTÄMMA visat sig variera alltför mycket mellan olika test- och mättekniker väl- jer vi att låta analysen omspänna hela den period vi maximalt kan täcka det vill säga . Vi har i detta fall också valt att vikta de som röstade och de som inte röstade vid respektive under- sökningstillfälle på ett sådant sätt att valdeltagandet bland de inter- vjuade stämmer med valdeltagandet i befolkningen. Valdeltagande i kommunfullmäktigevalen 1985 och 1998 (logistisk regression) Tidpunkt: 0, 1 (1985, 1998) –9,2 –0,18 Tidpunkt + social grundmodell Tidpunkt: 0, 1 (1985, 1998) –0,71 –8,7 –0,19 Tidpunkt: 0, 1 (1985, 1998) –0,41 –4,3 –0,11 Anmärkning: Antalet observationer är 3 162 för samtliga analyser. Observationerna har i analysen viktats så att valdeltagandet bland de intervjuade överensstämmer med valdeltagandet i befolkningen vid respektive undersökningstillfälle. Vid beräkningen av procentdifferenserna har observationerna dessutom viktats så att de båda under- sökningsåren ges lika tyngd. Den första av de tre analyser som presenteras i tabellen visar vad vi redan visste, nämligen att skillnaden mellan de båda valtillfällena upp- går till –9,. Den andra analysen visar att den sociala grundmodellen ensam inte förmår förklara särskilt mycket av den ursprungliga skillnaden mellan de två tidpunkterna. Procentdiffe- rensen för tidsfaktorn krymper endast marginellt. I det tredje och sista steget förs även partiengagemang och röstningsnorm in i analy- sen. Den del av den ursprungliga tidsskillnaden som modellen inte förmår förklara krymper nu väsentligt, närmare bestämt till –4,3 pro- centenheter. Modellen kan således sägas förklara drygt hälften av nedgången.67 Varje resultat ger upphov till nya frågor. Så även detta. En första undran är i vilken utsträckning vårt förklaringsförsök kan betraktas som framgångsrikt. Svaret måste till någon del bli beroende av de ursprungliga förväntningarna. För egen del är vi positivt över- 00west.fm 185 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM Vi tror oss våga hävda att de krav vi här ställt på vår egen bevisföring är tämligen höga, åtminstone med samhällsvetenskapliga mått mätt. Vi vet av egen erfarenhet att sådana krav förmår stjälpa många stolta förklaringsförsök. Vi hade i slutänden mycket väl kun- nat stå med säcken tom. Det faktum att vi inte gör det utgör i sin tur ett partiellt belägg för att den arbetshypotes om mera långsiktigt ver- kande mekanismer som väglett vår analys inte är helt missriktad. Våra resultat pekar på att den nedgång i valdeltagandet som vi bevittnat knappast låter sig viftas bort som ett resultat av en serie tillfälligheter. En andra fråga är vad som förklarar den del av nedgången som vår analys går bet på. En möjlighet, som vi självfallet aldrig kan till- bakavisa, är att det också finns andra mekanismer än dem vi här kun- nat belägga. Vi vill emellertid påpeka att detta inte är det enda tänk- bara svaret. Det kan nämligen också tänkas förhålla sig så att de fak- torer vi här pekat på i själva verket förklarar merparten av föränd- ringen men att vår analys underskattar deras betydelse. Det finns åtminstone två skäl att förmoda att så kan vara fallet. Det ena är rent mättekniskt. Även om vi tror oss veta att det inte är något större fel på de mått vi här förlitat oss på är vi säkra på att reliabiliteten är långt ifrån hundraprocentig. Som i alla sur- veyundersökningar kvarstår ett visst mätbrus. Den sannolika följden är att effekterna på individnivå i någon utsträckning underskattas. Detta innebär i sin tur att modellen sannolikt förklarar mindre än den kunnat göra om måtten varit helt felfria. Det andra skälet är att modellen bara fångar partiengagemangets och röstningsnormens inverkan på den person som själv är bärare av dem. Ingen hänsyn tas till det faktum att de också kan tänkas påverka hans eller hennes omgivning. Personer som själva saknar varje form av partiengagemang och inte anser att valdeltagande utgör någon norm för gott medborgarskap kan tänkas uppvisa en tämligen varie- rande röstningsbenägenhet beroende på i vilken utsträckning ett sådant engagemang och sådana normer återfinns i hans eller hennes närmaste omgivning. Det fallande partiengagemanget och den för- svagade uppslutningen kring valdeltagande som medborgerligt ideal kan med andra ord tänkas ha spridningseffekter som inte fångas av vår modell. Resultaten från den analys av de gifta paren som redovi- sas i del 1 utgör ett partiellt belägg för denna tanke.68 En tredje och sista fråga är självfallet vad som i sin tur kan förklara det faktum att partiengagemanget sjunker och uppslutningen kring röstningsnormen försvagas. Den frågan kan dessvärre inte besvaras här utan måste överlåtas till framtida forskning. Vi vill dock ändå ta 00west.fm 186 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM ATT BESTÄMMA SIG FÖR ATT VARA MED OCH BESTÄMMA tillfället i akt att avvisa en tanke som ligger nära till hands, nämligen att förändringen i huvudsak är generationsbetingad. Såväl partienga- gemang som röstningsnormer är starkare bland äldre än bland yngre väljare. Samma sak gäller valdeltagandet. Man skulle därför kunna frestas att tro att nedgången beror på att yngre, normlösa generatio- ner, utan känslomässiga band till partisystemet, ersätter äldre, mer normbundna och partitrogna. Datamaterialet ger emellertid ringa stöd för en sådan tolkning. En renodlad generationsmodell förutsätter att nivåerna förblir tämligen oförändrade när man följer enskilda generationers utveckling . Så är dock inte fallet. Partiengagemangets, normernas och valdel- tagandets nedgång återfinns i alla generationer och är mer markerad bland de äldre än bland de yngre. I vissa fall, t.ex. vad beträffar valdeltagandets utveckling , återfinns rentav en ökning för de yngsta generationer som låter sig följas trots en tydlig minskning för väljarkåren i sin helhet. Mönstret pekar där- med i stället mot en tolkning där positiva livscykeleffekter, i första hand i steget mellan ungdom och medelålder, kombineras med nega- tiva periodeffekter. Mot en politikens sekularisering? Genom att studera väljarnas bevekelsegrunder för beslutet att delta eller inte delta har vi kunnat dra ett antal viktiga slutsatser. Väljaren går inte primärt till vallokalerna för att han eller hon därigenom tror sig ensam kunna avgöra valets utfall. Beslutet styrs i stället främst av motiv knutna till valhandlingen i sig. Man röstar för att tillfredsställa behovet av att få uttrycka sin uppfattning samt för att man vill full- göra sin medborgerliga plikt. Röstandet är i första hand expressivt och normstyrt. avtar såväl uttrycksbehovet som pliktkänslan. Allt färre anser det vara en medborgerlig skyldighet att rösta. Samhörigheten med de organisationer man har möjlighet att uttrycka sina sympatier för – de politiska partierna – blir allt svagare. Därför sjunker valdelta- gandet. En tilltagande normupplösning och ett vikande engagemang för den representativa demokratins kollektiva åsiktsbärare förklarar en stor del av nedgången. Men samhällsvetenskaplig forskning handlar nu inte enbart om att finna de rätta förklaringarna utan i minst lika hög grad om att elimi- nera de felaktiga. I utgångsläget är hypoteserna vanligtvis många; bara ett fåtal överlever den empiriska prövningen. 00west.fm 187 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM undersökning skall därför i minst lika hög grad sökas i de potentiella förklaringsfaktorer som avvisats som i dem som fått stöd. Den offentliga debatten rymmer en vildvuxen flora av uppslag och spe- kulationer om såväl valdeltagandets individuella bevekelsegrunder som förklaringarna till dess minskning. Vi har kunnat rensa en smula i rabatten. De demografiska förändringarna kan inte förklara varför färre rös- tar än . Inte heller är det väljarnas stigande missnöje med sin situation inom centrala välfärdsområden som vård, barnomsorg, skola och arbetsliv som ligger bakom nedgången. Slutli- gen kan vi också tillbakavisa hypotesen att valdeltagandet fallit därför att det politiska skeendet uppfattas som ointressant eller omöjligt att påverka. Vare sig ointresse för politik eller misstro mot det politiska systemet kan förklara varför andelen röstande sjunker. Värdet av de förklaringar vi sållat fram, det sjunkande partiengagemanget och den försvagade röstningsnormen, måste mätas mot denna bakgrund. På ett övergripande plan kan de trender våra resultat utpekar beskrivas som ett slags politikens sekularisering. Väljarna blir allt mindre troende, och går därmed också allt mindre i kyrkan. Tillhörig- het övergår i känslomässigt avståndstagande; pliktkänsla förbyts i krasst nyttotänkande. Som en historiens ironi innebär detta att den väljartyp som Downs (1957) placerade på det teoretiska ritbordet börjar se dagens ljus. Den som vare sig uppfattar det som en medborgerlig skyldighet att gå till vallo- kalen eller har några starkare partipolitiska känslor som där kan komma till uttryck, finner det, i enlighet med den instrumentella sannolikhetskalkylen, mest ändamålsenligt att stanna hemma. I takt med att den Downske väljare blir allt vanligare sjunker valdeltagan- det. Demokratins högtidsdag riskerar därmed att förvandlas till den vilodag den instrumentella teorin förutspår. 1Vi vill tacka redaktören samt medförfattarna till denna bok för värdefulla syn- punkter och annan hjälp vid utarbetandet av detta kapitel. 2Medborgarundersökningen 1987 genomfördes under ledning av , och i samarbete med en norsk forskar- grupp. Undersökningen finansierades av den dåvarande . Fält- arbetet inleddes och avslutades . Resultaten redovisas i , 1989. Medborgarundersökningen 1997 samt den kompletterande postenkäten genomfördes under ledning av och . Intervjuundersökningen finansierades i detta 00west.fm 188 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM ATT BESTÄMMA SIG FÖR ATT VARA MED OCH BESTÄMMA fall av () tillsammans med () medan postenkäten bekostades av . För intervjuundersökningens vidkommande påbör- jades fältarbetet . Huvuddelen av intervjuerna (83 pro- cent) genomfördes och de resterande 1998. Den kompletterande postenkäten skickades ut . Efter två påminnelser avslutades fältarbetet . Resultat års intervjuundersökning har tidigare rapporterats i m.fl. 1998 samt Teo- rell & 1999. Resultaten från postenkäten redovisas här . 3År 1987 ingick 688 personer (344 par) i parurvalet. Motsvarande siffra är 696 personer (348 par). Andelen intervjuade personer i parurvalet upp- går till 1987, 1999; 55,5 pro- cent av personerna i parurvalet deltog i såväl 1997 som undersökning. Andelen par där båda makarna intervjuats uppgår till 1987, 1997, 1999, samt i kombi- nation. De personer som ingår i parurvalen ingår i de tvärsnittsurval som våra analyser vanligen grundar sig på. Det innebär att tvärsnittsurvalen inte till alla delar är obundet slumpmässiga. Det samband som föreligger mellan de båda makarnas svar innebär en statistisk precisionsförlust i jämförelse med ett obundet slumpmässigt urval av samma storlek. Precisionsförlusten är dock så liten att någon justering inte ansetts vara nödvändig i samband med de signifi- kansberäkningar som företagits. De senare har således utförts som om urvalet vore obundet slumpmässigt. 4Beträffande val, där det finns flera olika valdeltagandeuppgifter att välja på (se tabell 1), använder vi genomgående de uppgifter som erhållits från vallängden med komplettering från enkäten för de 36 individer för vilka val- längdsuppgift inte kunnat erhållas. 5För en mer ingående presentation av denna teknik än den vi här tillhandahål- ler, se t.ex. Aldrich & 1984 eller 1995. 6Det bör påpekas att tanken om en S-formad kurva låter sig motiveras även om man tänker sig att det bara finns en enda förklaringsfaktor. Aldrich & (1984, 25 f.) tillhandahåller ett bra exempel. 7Se föregående kapitel samt senare delar av detta. 8Se t.ex. 1998, 16 ff., för en jämförelse mellan Europa- parlamentsval och nationella val samt Lijphart 1997, 2f., för en jämförelse mellan olika länder. 9Förutom att logistisk regression innebär en bättre approximation av den fak- tiska relationen mellan orsak och verkan ger den också mer korrekta uppskatt- ningar av de standardfel som ligger till grund för bedömningen av resultatens statistiska precision. Vid vanlig regressionsanalys antas att de enskilda observa- tionernas avvikelser från linjen (de s.k. residualerna) är normalfördelade samt har samma spridning utefter hela linjen (homoskedasticitet). När den beroende variabeln är en dikotomi är inget av dessa båda antaganden uppfyllt, vilket inne- bär att skattningarna av standardfelen inte blir helt korrekta (se t.ex. Aldrich & 00west.fm 189 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM 1984, 12–30). 10Modellen är i själva verket linjär med avseende på de logaritmerade oddskvo- terna även om den är icke-linjär med avseende på sannolikheterna. 11Det finns flera olika sätt att beräkna marginaleffekten i procentenheter räk- nat. Den metod vi använder innebär att man först beräknar den förväntade marginaleffekten för varje enskild individ och därefter tar genomsnittet av de individuella effekterna. Enligt rådande praxis (se 1997, 876) är detta för- farande att föredra i jämförelse med den alternativa metod som förbigår de indi- viduella marginaleffekterna och i stället konstanthåller samtliga oberoende vari- abler utom den aktuella vid sina respektive medelvärden. 12I princip beräknas och tolkas de standardiserade koefficienterna på samma sätt som vid vanlig regressionsanalys. Det bör dock observeras att koefficien- terna avser den förväntade standardiserade förändringen i de logaritmerade oddskvoterna för den beroende variabeln snarare än i dess ursprungliga, diko- toma värden (se 1995, 44 ff.). 13Det mått vi redovisar beräknas som 1 – LL1 / LL0 där LL1 och LL0 betecknar det logaritmerade likelihood-värdet för den estimerade modellen respektive den s.k. noll-modellen (dvs. en modell med enbart ). För en översikt över olika mått på modellens samlade förklaringskraft vid logit- och probitana- lys, se Hagle & 1992. 14Det finns ytterligare en paradox med samma namn, nämligen den av markis de Condorcet påvisade möjligheten av att ett kollektivs rangordning av en uppsättning alternativ kan vara inkonsistent (och därmed ej entydigt bestämd) trots att varje enskild individ har konsistenta preferenser (se Arrow 1963). En viktig skillnad mellan valdeltagandeparadoxen och Condorcets paradox är att den förra består i en diskrepans mellan rationalistisk teori och empiriska resultat medan den senare är ett rent logiskt faktum. Beträffande den förstnämnda bör också noteras att valdeltagandets instrumentella irrationalitet inte är obetingad. En spelteoretisk analys ger vid handen att varje enskild väljares instrumentella incitament för att delta ökar i takt med antalet väljare som bestämmer sig för att avstå. Om mycket få av de övriga väljarna kan förmodas delta blir det åter instrumentellt rationellt för den enskilde att göra det eftersom sannolikheten för att hans eller hennes röst skall fälla avgörandet då växer. Röstningsparadoxen skiljer sig i detta avseende från många andra exempel på det s.k. fripassagerar- problemet. Det blir t.ex. inte mer instrumentellt rationellt för den enskilde att betala sin skatt därför att få andra gör det. För en närmare diskussion av röst- ningsparadoxen i ett spelteoretiskt perspektiv, se t.ex. Downs 1957, 267 ff.; Ferejohn & 1974; Hovi 1987; 1992.