sou · GNB3132d3 · 2000-01-01 00:00:00 — 00west.fm 137 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM Att bestämma sig för att vara med och bestämma Om varför vi röstar – allt mindre1 Folkstyrets världen över är hållandet av fria och regelbundna val, genom vilka medborgarna ges möjlighet att bestämma vilka som skall få förtroendet att styra över dem. Valdagen är demokratins hög- tidsdag. Endast vid valet utgår all makt från folket. rymmer valdagen en paradox. Huruvida en enskild väl- jare röstar eller inte är nämligen nästintill betydelselöst för valre- sultatet. Sannolikheten för att en enskild individs röst skall vara den som fäller avgörandet är så försvinnande liten att den näppeligen kan uppväga de insatser som krävs för att ta sig till vallokalen samt fatta ett välgrundat beslut om hur rösten bör läggas. Enligt en snäv nytto- kalkyl skulle det således vara mer rationellt att stanna hemma. Demo- kratins högtidsdag borde, med en sådan utgångspunkt, i själva verket vara dess vilodag. Mot denna bakgrund är det faktum att vissa medborgare väljer att avstå från att rösta inte något som behöver förklaras. Den centrala frågan är varför så många trots allt röstar. Hur ser de bevekel- segrunder ut som får väljarna att bestämma sig för att vara med och bestämma? Hur varierar de mellan olika befolkningsgrupper? På vil- ket sätt har de förändrats? Och kan dessa förändringar i sin tur bidra till förståelsen av varför valdeltagandet i tenderat att minska? Dessa är de frågor vi här skall söka besvara. I den återstående delen av detta inledande avsnitt beskriver vi först det material och de metoder på vilka vår analys vilar. I analysens första del undersöker vi därefter vilka motiv som vägleder medbor- garnas beslut att delta eller inte delta. I anslutning därtill söker vi 00west.fm 138 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM ATT BESTÄMMA SIG FÖR ATT VARA MED OCH BESTÄMMA också fastställa i vilken utsträckning variationer i dessa bevekelse- grunder kan förklara valdeltagandets sociala skiljelinjer. I den andra delen undersöker vi vilka förändringar i väljarkåren som ägt rum samt i vilken utsträckning dessa föränd- ringar gör det möjligt att förklara det minskade valdeltagandet. I den tredje och avslutande delen sammanfattar vi våra slutsatser. Till grund för våra analyser ligger de båda medborgarundersökningar som samt genomförts under ledning av forskare verksamma vid statsvetenskapliga institutionen, . Den senare av dessa båda undersökningar innefattar även en kompletterade datainsamling genomförd under våren 1999.2 Såväl den äldre som den nyare medborgarundersökningen är baserad på representativa urval av alla i bosatta personer i åldern 16–. Datainsamlingen genomfördes i båda fallen med hjälp av intervjuer, i det stora flertalet fall utförda vid besök i den intervjuades hem. En mindre del av urvalet intervjuades på annan plats eller per telefon. Den genomsnittliga intervjutiden uppgår till såväl 1987 som 1997. Den kompletterande datainsamling som genomfördes riktade sig till samma urval som medborgarundersökning och tog formen av en postenkät. insamlades även uppgifter från vallängden om de under- sökta personernas deltagande val. Fältarbetet utfördes i samtliga fall av . Vid den första medborgarundersökningen omfattade urvalet 2 658 personer varav 2 071 intervjuades. Svarsfrekvensen uppgår därmed till . Motsvarande siffror undersökning är 1 964 respektive 1 460, vilket motsvarar en svarsfrekvens på 74,3 pro- cent. besvarades av 1 209 av de 1 954 personer urval som vid undersökningstillfället fortfarande ingick i populationen. Svarsfrekvensen blir i detta fall . När ana- lysen fordrar att uppgifter års undersökningar kombineras grundar sig resultaten på de 1 030 individer som svarade i båda undersökningarna. Dessa utgör av de 1 954 perso- ner som 1999 kvarstod i populationen. Någon typ av förkortat for- mulär användes inte i någon av undersökningarna, varför uppgifterna om det externa bortfallets storlek avser samtliga frågor i respektive undersökning. Såväl 1987 som medborgarundersökningar, och därmed 00west.fm 139 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM även postenkät, inrymmer ett särskilt delurval bestående av gifta par där både man och hustru ingår i undersökningen. Dessa par- urval gör det möjligt att analysera de inbördes sambanden mellan makarna, en möjlighet som i viss utsträckning utnyttjas i denna fram- ställning.3 I likhet med alla andra surveyundersökningar baserade på slump- mässiga urval rymmer vårt material såväl osystematiska som syste- matiska fel. De osystematiska kommer till uttryck genom att de resultat vi redovisar kringgärdas av en statistisk felmarginal. Siffrorna bör därför ses som närmevärden, inte som exakta observationer. Att vi trots det anger dem med relativt stor siffermässig noggrannhet beror på att vi vill ge intresserade läsare bästa möjliga information om hur våra uppskattningar ser ut. Hur stor den statistiska precisionen egentligen är redovisas löpande i såväl text som tabeller. Systematiska fel kan bland annat uppstå till följd av att de som svarat tenderar att avvika från dem som inte gjort det. I likhet med flertalet andra undersökningar innehåller de vi här grundar oss på ett något för litet inslag av bland annat låginkomsttagare, invandrare och storstadsbor. Dessa avvikelser är i flertalet fall så små att de inte på något avgörande sätt torde påverka resultaten. I ett avseende gäller det dock att vara särskilt uppmärksam: även den grupp som sällan deltar i de allmänna valen är nämligen mindre bland de svarande än i befolkningen. Detta specifika fel och dess implikationer för resulta- ten behöver därför särskilt diskuteras. Som framgår av tabell 1 överensstämmer valdeltagandet bland de sva- rande i våra stickprovsundersökningar inte helt med deltagandet i befolkningen som helhet. Vid sidan av de slumpmässiga skillnader som följer av stickprovstekniken finns det huvudsakligen två förkla- ringar till dessa avvikelser. För det första är de uppgifter de svarande själva lämnat om sitt valdeltagande (se de första fem raderna i tabel- len) ibland felaktiga. När sådana uppgifter ställs mot uppgifter erhållna ur vallängden (se de tre sista raderna i tabellen) visar det sig normalt att felen går i båda riktningarna (, Loftus & Green- wald 1992, 138). Men de som inte röstat tenderar att lämna felaktiga upplysningar i väsentligt större utsträckning än de som röstat (1990, 189). De förra tenderar således att överskatta sitt deltagande i högre grad än de senare underskattar det. Det ligger därmed nära till hands att tro att de uppgifter de sva- 00west.fm 140 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM ATT BESTÄMMA SIG FÖR ATT VARA MED OCH BESTÄMMA rande själva lämnat leder till en nettoöverskattning av valdeltagandets nivå. Så behöver dock inte alls vara fallet. Som framgår vid en jämfö- relse mellan de uppgifter om 1998 års kommunfullmäktigeval som grundas på enkätsvaren med dem som grundas på vallängden (se tabell 1) kan resultatet mycket väl bli det motsatta. Paradoxen upplö- ses när man tar i beaktande att de som de facto avstått från att rösta är väsentligt färre än de som deltagit. Även om en väsentligt större andel av den förstnämnda gruppen lämnar felaktiga uppgifter kan det sammanlagda antalet fel i den sistnämnda ändå bli större. Den andra felkällan är bortfallet. De som röstat tenderar att svara i större omfattning än de som inte gjort det. I motsats till den första av de två felkällorna medför den andra således att valdeltagandet i vårt undersökningsmaterial blir systematiskt högre än i väljarkåren som helhet. När konsekvenserna av de båda felkällorna vägs samman kvarstår en obefintlig till svag överskattning i de fall analysen baseras på de svarandes egna uppgifter och en något kraftigare överskattning när den baseras på uppgifter ur vallängden. Vi föredrar inte desto mindre att använda de senare så långt möjligt. Skälen är i huvudsak två. För det första kan de fel som beror på att de svarande lämnat felaktiga upplysningar i någon mån påverka inte bara den uppmätta andelen röstande utan också sambanden med de förklaringsfaktorer vi stude- rar. För det andra är vi inte primärt intresserade av att fastställa val- deltagandets absoluta nivå ; dessa nivåer är redan kända. Vad vi i stället vill undersöka är skillnader i valdeltagande mel- lan olika väljargrupper och tidpunkter. För detta syfte är den något för höga andelen röstande i undersökningsmaterialet av mindre bety- delse. En konsekvens förtjänar dock att nämnas, nämligen att de effekt- skattningar i form av procentdifferenser som vi fortsättningsvis redovisar generellt sett blir något mindre än de annars skulle ha varit. Varför det förhåller sig så förklaras i det följande avsnittet om statis- tisk metod. Det alternativa effektmått som där introduceras, det vill säga den logistiska regressionskoefficienten, påverkas däremot inte systematiskt av nivåöverskattningen. De analyser som nedan presenteras fokuserar i första hand på val- deltagandet i kommunfullmäktigevalen.4 Skälen till detta är två. För det första vill vi i många analyser relatera tidigare och senare val till varandra. Våra data innehåller uppgift om kommunfullmäktigevalet , 1994 och 1998 medan uppgift om landstings- och riksdagsvalet bara finns . För det andra innebär vårt fokus på kommunfull- mäktigevalet att även de icke-naturaliserade invandrarna kan inklude- 00west.fm 141 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM Valdeltagande enligt medborgarundersökningarna och den offentliga statistiken (intervju)a (intervju)a Folkomröstningen om EU 1994 (intervju)a (intervju)a (enkät)a (vallängd + enkät)b (vallängd)c Landstingsvalet (vallängd)c Riksdagsvalet (vallängd)c Anmärkning: Antalet observationer är 1 868 medborgarundersökning, mellan 1 132 och 1 405 medborgarundersökning och mellan 951 och 1 017 för de som svarade i såväl medborgarundersökningen 1997 som enkäten . Variationerna i antalet observationer 1997 och 1997–99 beror främst på att uppgift inhämtats om flera olika val och att den andel av de svarande som är röstberättigade skiljer sig från ett val till ett annat. aDe uppgifter som redovisas i de två första kolumnerna grundar sig på en intervju-/ enkätfråga med lydelsen Röstade Du i ... eller var det något som gjorde att Du inte hade möjlighet eller lust att rösta? undersökning, då uppgift inhämtades om flera olika val, löd frågan: Vi har ju haft flera olika val i . Skulle du för vart och ett av följande val vilja säga mig om Du röstade eller om det var något som gjorde att Du inte hade möjlighet eller lust att rösta. bDe uppgifter som redovisas i de två första kolumnerna grundar sig i det stora fler- talet fall på vallängden. För 36 personer, där uppgift från vallängden ej kunnat erhål- las, baserar sig uppgiften på postenkäten . cDe uppgifter som redovisas i de två första kolumnerna grundar sig på vallängden. För en mindre del av de röstberättigade i urvalet (3,) har uppgift från röst- längden ej kunnat inhämtas. 00west.fm 142 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM ATT BESTÄMMA SIG FÖR ATT VARA MED OCH BESTÄMMA ras i analysen vilket inte hade varit fallet om vi i stället valt att koncentrera oss på riksdagsvalet. Eftersom den gemensamma valda- gen innebär att deltagandet i kommunfullmäktige-, landstings- och riksdagsval är mycket starkt knutna till varandra är det, sånär som på invandraraspekten, av mindre betydelse vilket som studeras. Slutsat- serna blir ändå väsentligen desamma. För att inte i onödan tynga framställningen kommer vi därför i många fall att tala om valet , 1994 eller 1998 utan närmare preci- sering. Som framgår av våra tabeller är det dock kommun- fullmäktigevalen vi noga taget undersöker. De flesta av de resultat vi fortsättningsvis redovisar bygger på en och samma statistiska analysteknik, nämligen så kallad logistisk regres- sion, även kallad logit.5 Det finns därför anledning att inledningsvis säga några ord om varför vi valt denna teknik och hur de siffermäs- siga resultat den producerar bör tolkas. Det vi söker förklara är ett tvådelat (dikotomt) beslut: man röstar eller röstar inte. Något mellanting existerar inte. Det faktum att den beroende variabeln är en dikotomi innebär att det antagande som lig- ger till grund för vanlig regressionsanalys, det vill säga att den bero- ende variabeln är en linjär funktion av den oberoende, normalt sett inte utgör en god approximation av det verkliga förhållandet. När sannolikheten för att rösta är mycket hög eller mycket låg är effekten av en enhets förändring i den oberoende variabeln (t.ex. längre utbildningstid) normalt sett mindre än när sannolikheten ligger nära mitten på sannolikhetsskalan (). Relationen liknar därför en S-formad (logistisk) funktion av det slag som visas av kurva A i figur 1. Det finns flera sätt att förstå det faktum att denna typ av kurva utgör en bättre approximation än en rät linje när det som skall förkla- ras är en dikotomi. En tanke utgår från de rent logiska begränsning- arna. Låt oss för enkelhetens skull anta att befolkningen kan indelas i två likstora grupper, hög- och lågutbildade. Om valdeltagandet är mycket högt (eller mycket lågt) kan skillnaderna mellan dessa båda gruppers röstningsbenägenhet omöjligen bli särskilt stor. Ligger val- deltagandet på exempelvis blir den maximala skillnaden mellan de båda grupperna (100 respektive 80 pro- cents deltagande). Om den allmänna nivån ligger nära mitten på ska- lan, , kan däremot skillnaden maximalt uppgå till 100 pro- 00west.fm 143 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM centenheter (100 respektive 0 procents deltagande). I enlighet med S- kurvan i figur 1 blir således den tänkbara skillnaden mindre när nivån är mycket hög eller mycket låg än när den ligger nära mitten. Ett annat sätt att förstå samma förhållande är att utgå från de tänkbara marginaleffekterna av en enskild faktor (t.ex. utbildnings- nivå) givet alla andra faktorer. Om omständigheterna för att delta generellt sett är gynnsamma spelar varje enskild omständighet mindre roll. Det faktum att en specifik betingelse (t.ex. hög utbild- ningsnivå) saknas är av tämligen liten betydelse därför att dess från- varo kompenseras av närvaron av en rad andra, gynnsamma beting- elser. Röstningsbeslutets vågskål väger stabilt över åt det positiva hål- let även om någon av vikterna plockas bort. Om däremot omständigheterna generellt sett är vare sig särskilt gynnsamma eller särskilt ogynnsamma blir varje enskild betingelse av större betydelse. Varje ny vikt kan här ge den extra tyngd som får vågskålen att väga över i den ena eller andra riktningen.6 Det förhållande vi just beskrivit illustreras av jämförelsen mellan kurvorna A och B i figur 1. Båda kurvorna är logistiska funktioner men kurva B är fasförskjuten något uppåt i jämförelse med A, det vill säga exemplifierar en situation där omständigheterna för deltagande generellt sett är mer gynnsamma. Låt oss för enkelhetens skull anta att huvuddelen av befolkningen befinner sig inom det intervall på den oberoende variabeln som utmärks av de båda streckade vertikala linjerna. I fall B är då valdelta- gandet högt och den skillnad i utbildningsnivå som markeras av de båda vertikala linjerna ger upphov till en relativt liten skillnad i val- deltagande. I fall A är valdeltagandet lägre och samma skillnad i den oberoende variabeln innebär nu en väsentligt större skillnad i den beroende. Den samvariation mellan klyftornas storlek och val- 00west.fm 144 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM ATT BESTÄMMA SIG FÖR ATT VARA MED OCH BESTÄMMA deltagandets nivå som påvisas såväl i denna bok7 som i tidigare forskning8 ingår således som ett generellt grundantagande i den sta- tistiska teknik vi förlitar oss på. Av bland annat de skäl vi ovan redovisat utgör logit, tillsammans med sin nära släkting probit, numera den vedertagna tekniken för multivariat orsaksanalys (dvs. samtidig analys av flera tänkbara orsa- ker) så snart den beroende variabeln är dikotom.9 I den analys vi här företar är dess fördelar i jämförelse med vanlig regressionsanalys dessutom särskilt påtagliga. Eftersom deltagandet i kommunal- och riksdagsval fortfarande ligger ganska nära den övre gränsen (100 pro- cent) rör vi oss ständigt inom det intervall där kurvans lutning för- ändras som mest, det vill säga är minst lik en rät linje. En linjär modell skulle därför ständigt riskera att ge oss felaktiga skattningar eller tvinga oss att kompensera för dess svagheter med andra och mer komplicerade redskap än dem som den generella logistiska modellen tillhandahåller. I de tabeller vi fortsättningsvis presenterar redovisas fem olika mått som alla hänför sig till denna modell. För det första redovisar vi de ostandardiserade logistiska regressionskoefficienterna (vilka i tabel- lerna betecknas ostandardiserad effekt). I anslutning därtill redovisar vi, för det andra, i vilken utsträckning dessa koefficienter är statistiskt säkerställda (signifikant skilda från 0) och/eller de standardfel med vars hjälp statistiskt initierade läsare själva kan skapa sig en exakt uppfattning om precisionen i våra skattningar. I likhet med andra ostandardiserade mått kan de ostandardiserade koefficienter vi redovisar inte tolkas utan kännedom om den nume- riska skala längs vilken de oberoende variablerna varierar. För att underlätta tolkningen har vi genomgående utformat variablerna så att de sträcker sig mellan 0 och 1, oberoende av vilken skala som ursprungligen använts i de intervju- och enkätfrågor vi förlitar oss på. Även med kännedom om de oberoende variablernas numeriska utformning är de ostandardiserade effekterna dessvärre inte särskilt lättolkade. Häri ligger en av den logistiska metodens främsta nack- delar. Det koefficienterna närmare bestämt uttrycker är den för- väntade förändringen i den logaritmerade oddskvoten (kvoten mellan sannolikheten för att rösta och sannolikheten för att inte rösta) när vi rör sig från 0 till 1 på den oberoende variabeln.10 Vad vi i slutänden vill veta är emellertid något annat, nämligen hur stor den förväntade skillnaden i sannolikheten för att rösta är när vi rör oss motsvarande sträcka. Vi har därför räknat fram vad vi kallar procentdifferensen, det vill säga den förväntade skillnaden i procentenheter räknat när vi rör oss från 0 till 1 på den oberoende variabeln.11 00west.fm 145 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM Vid betraktandet av procentdifferenserna bör man ha i åtanke att den andel av de svarande som faktiskt befinner sig i närheten av någon av den oberoende variabelns båda ändpunkter kan variera avsevärt från ett fall till ett annat. I vissa fall är spridningen stor, i andra relativt liten. För den som önskar jämföra effekten av olika variabler med hänsyn tagen inte bara till procentdifferensen mellan skalans teoretiska ändpunkter utan också till befolkningens spridning däremellan redovisar vi även de standardiserade logistiska regressions- koefficienterna (vilka i tabellerna betecknas standardiserad effekt).12 Slutligen redovisar vi också ett mått på modellens samlade för- klaringskraft, R2. Det bör observeras att detta mått inte är direkt jäm- förbart med det mått på förklarad som används vid vanlig reg- ressionsanalys och att det finns flera olika sätt att beräkna någon form av analogt mått vid logistisk regression. Det R2-mått vi tillhan- dahåller är i första hand avsett att möjliggöra inbördes jämförelser mellan de olika analyser vi presenterar snarare än en värdering av modellens förklaringskraft i mer absolut bemärkelse.13 Varför går folk och röstar? Det faktum att det ter sig instrumentellt irrationellt för den enskilde att gå och rösta men flertalet ändå gör det har i den statsvetenskapliga litteraturen fått beteckningen röstningsparadoxen (Downs 1957; Riker & Ordeshook 1968; Ferejohn & 1974; Aldrich 1993).14 Den slutsats som låter sig dras på grundval av denna paradox är emel- lertid varken att väljarna är irrationella eller att deras beslut saknar bevekelsegrunder. Lärdomen är snarare att individens verklighets- uppfattningar och motiv måste omvandlas från teoretiska postulat till empiriska undersökningsobjekt. I den enkät som genomfördes har vi därför systematiskt sökt mäta en rad tänkbara över- väganden bakom medborgarnas beslut att delta eller inte delta.15 För att ta reda på vilka verklighetsuppfattningar och värderingar en annan person har gives i huvudsak bara en utväg: att fråga honom eller henne själv. När det gäller att undersöka hur dessa uppfattningar och värderingar påverkar ett beslut finns däremot två möjligheter. Man kan även här välja att förlita sig på den svarandes egen bedöm- ning. Men man kan också välja att låta ansvaret för själva förklaringen kvarstå hos forskaren. 00west.fm 146 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM ATT BESTÄMMA SIG FÖR ATT VARA MED OCH BESTÄMMA Vi har valt det . Vår analys grundar sig således inte på enkätfrågor där medborgarna ombetts uppge de subjektiva förkla- ringarna till sitt beteende. Vi har i stället bett dem besvara frågor rörande vissa värderingar eller verklighetsuppfattningar som vi har skäl att tro kan tjäna som motiv för beslutet att delta eller avstå. I vil- ken utsträckning dessa tänkbara motiv också utgör faktiska motiv avgörs sedan med hjälp av statistisk sambandsanalys. Skälet till att vi valt detta förfarande är inte att medborgarnas sub- jektiva förklaringar helt saknar intresse. De kan tvärtom dels ge en bild av röstarnas respektive icke-röstarnas självförståelse, dels bidra till hypotesutveckling och därmed komplettera resultaten från sam- bandsanalyserna (1998, 24). Men om huvudsyf- tet är att pröva de tänkbara bevekelsegrundernas faktiska betydelse vågar vi dock påstå att den metod vi valt med all sannolikhet ger mer tillförlitliga resultat. Skälen är flera. För det första ställer den subjektiva förklarings- modellen mycket höga krav inte bara på den svarandes minne utan också på den introspektiva och analytiska förmågan. För flertalet väl- jare ingår beslutet om att delta eller inte i ett allmänt val sannolikt inte bland de mest centrala avgörandena i livet. Att i detalj rekonstru- era skälen för och emot, i vårt fall tillika omkring i efter- skott, torde inte vara lätt. Detta beror inte enbart på svårigheterna att minnas. Även om en fullödig rekonstruktion vore möjlig torde det i många fall vara svårt för den svarande att avgöra om ett motiv var betydelsefullare än ett annat. Till detta kommer att den subjektiva förklaringsmetoden normalt sett inte ger svarspersonen några grunder för jämförelser. Varje indi- vids val av kontrastpunkt blir därmed mer eller mindre godtyckligt. Ett motiv som för en väljare kan framstå som så självklart att det inte ens behöver nämnas, exempelvis att röstning är en medborgerlig plikt, kan för en annan väljare lyftas fram som den absolut avgörande bevekelsegrunden – trots att detta motiv egentligen är vad som för- enar dessa båda väljare i jämförelser med andra. Slutligen ökar den subjektiva frågemetoden risken för efter- handsrationaliseringar. Vissa bevekelsegrunder torde av sociala skäl upplevas som nästintill omöjliga att framföra i en intervjusituation. Exempelvis torde det i många fall vara svårt för den svarande att erkänna att han eller hon röstat främst därför att den äkta maken eller makan annars skulle reagera negativt. Att enbart fråga om hur part- nern kan förmodas reagera eller, ännu hellre, fråga partnern själv om saken, torde vara väsentligt mer problemfritt.16 00west.fm 147 Thursday, January 20, 2000 10:16 AM Beslutet att delta eller inte delta är knappast något som alla med- borgare underkastar en helt förutsättningslös prövning vid varje val- tillfälle. Som framgår av föregående kapitel finns också ett inslag av vanans makt. För att vår motivanalys skall ge en rättvisande bild bör vår statistiska modell ta detta grundläggande faktum i beaktande. har dessutom misstankar börjat uttalas om före- komsten av smittoeffekter mellan olika typer av val.