Partiskift – valggevinst eller vælgerlussing
Forfattere: Frederik Lehrmann Thygesen, Jens Høyer Jensen
Tidsskrift: politica (2025-11-03)

## Frederik Thygesen og Jens Høyer Jensen Partiskift - valggevinst eller vælgerlussing

Straffer vælgerne folkevalgte kommunalpolitikere, der skifter parti i løbet af en valgperiode?  Ved  hjælp  af  valgdata  fra  danske  kommunalvalg  2009-2021  viser denne artikel, at vælgere straffer partiskiftere med 0,33 procentpoint færre af en kommunes stemmer ved det efterfølgende valg. I en gennemsnitlig kommune med 30.000 stemmeberettigede svarer dette til ca. 100 personlige stemmer. Undersøgelsen finder videre, at opportunistiske skiftere straffes hårdere end idealistiske, og at et tidligt skifte straffes hårdere end et sent. Resultaterne indikerer, at partiskift har betydelige omkostninger for politikere og påvirker vælgernes tillid og støtte.

Nøgleord: vælgeradfærd, partiskift, kommunalvalg, politikeres motivation

Partiskift  blandt  politikere  er  almindeligt  i  både  Folketinget  og  kommunalbestyrelser. Men hvad sker der bagefter? Straffer vælgerne dem - og afhænger straffen af årsagen til eller tidspunktet for skiftet? Hvor udbredt er fænomenet? Det undersøger vi i denne artikel.

I den sidste folketingsperiode var antallet af partiskiftere rekordhøjt (Toft, 2022). Tilsvarende er fænomenet velkendt i kommunalbestyrelser. Som vist i tabel 1 skiftede ca. 7 pct. af de genopstillende kommunalpolitikere parti ved valgene i 2013, 2017 og 2021.

Tabel 1: Oversigt over genopstillede og partiskiftere

|                                                           | Valgperiode   | Valgperiode   | Valgperiode   | Valgperiode   |
|-----------------------------------------------------------|---------------|---------------|---------------|---------------|
|                                                           | 2009-2013     | 2013-2017     | 2017-2021     | Total         |
| Antal folkevalgte                                         | 2.468         | 2.444         | 2.432         | 7.344         |
| Antal genopstillere                                       | 1.860         | 1.907         | 1.856         | 5.623         |
| Antal genopstillere der har skiftet parti (partiskiftere) | 123           | 124           | 137           | 384           |
| Andel partiskiftere (pct.)                                | 6,6           | 6,5           | 7,4           | 6,8           |

Note: Oversigt over genopstillede folkevalgte, samt hvor mange af disse der genopstillede for andre partier. Baserer sig på artiklens dataindsamling.

Hvordan klarede de 384 partiskiftere sig? Vi undersøger, om vælgerne straffer en kommunalpolitiker for partiskifte, og hvornår straffen er hårdest. Fokus er på vælgerne, da en partiskifter også kan belønnes eller straffes af partiet gennem f.eks. udvalgsposter, spidskandidaturer eller partistemmer. Sådanne goder kan en potentiel partiskifter ofte forudse via meningsmålinger eller interne aftaler. Vælgernes  reaktioner  er  derimod  sværere  at  forudsige  og  kontrollere.  Ved  at fokusere på disse kan vi derfor estimere den isolerede effekt af partiskifte på stemmetal.

Effekten estimeres gennem et first-differences-design baseret på valgdata fra kommunalvalgene 2009-2021, suppleret med en kodning af avisartikler,  der muliggør opdeling efter tidspunkt og motivation for partiskiftet.

Artiklen er struktureret som følger: Først gennemgås teorien om partiskifteres motivationer og vælgernes opfattelser, hvilket leder til hypoteser. Derefter præsenteres  data,  metode  og  centrale  variable  efterfulgt  af  analysen.  Afslutningsvis gives en kort diskussion og konklusion.

## Teori

Forskning  om  partiskiftere  og  vælgermæssige  konsekvenser  er  udført  i  flere lande,  herunder  USA  (Grose,  2004;  Grose  og  Yoshinaka,  2003;  Yoshinaka og  McKee  2019),  Canada  (McAndrews,  Snagovsky  og  Thomas,  2019;  Sevi, Yoshinaka  og  Blais,  2018;  Snagovsky  og  Kerby,  2018),  Taiwan  (Fell,  2017), Brasilien (Hott og Sakurai, 2021), Mexico (Kerevel, 2017), Nigeria (Agboga, 2024) og de gamle østbloklande (Gherghina, 2016; Shabad og Slomczynski, 2004). Generelt viser forskningen, at partiskiftere klarer sig dårligere ved efterfølgende valg (Agboga, 2024; Fell, 2017; Gherghina, 2016; Grose, 2004; Grose og Yoshinaka, 2003; Kerevel, 2017; Sevi, Yoshinaka og Blais, 2018; Shabad og Slomczynski, 2004; Snagovsky og Kerby, 2018), dog med enkelte undtagelser (Hott og Sakurai, 2021; McAndrews, Snagovsky og Thomas, 2019).

Flere studier har undersøgt, om effekten afhænger af det parti, der skiftes til, f.eks. partitype (Fell, 2017), partiets opbakning (Kerevel, 2017; Yoshinaka og McKee, 2019) samt om partiet har eller er på vej til at få magt (Gherghina, 2016; Hott og Sakurai, 2021). Der er også set på, om effekten varierer afhængig  af  skiftets  begrundelse  (Snagovsky  og  Kerby,  2018),  tidspunkt  (Grose  og Yoshinaka, 2003) samt kandidatens identitet og handlinger (Agboga, 2024).

I Danmark er der foretaget to studier af de vælgermæssige konsekvenser af partiskift.  Nielsen  og  Pedersen  (2017)  undersøger  konsekvenserne  ved  folketingsvalg og finder, at partiskiftere generelt har lavere sandsynlighed for genvalg  end  partiloyale,  især  hvis  de  skifter  til  et  eksisterende  parti  eller  bliver løsgængere. Elmelund-Præstekær (2017) undersøger kommunalvalget 2013 og finder,  at  partiskiftere  i  gennemsnit  fik  90  færre  personlige  stemmer  og  kun halvt så stor genvalgschance som partiloyale. Skift inden for samme blok eller til/fra lokallister blev straffet mindst. Begge studier kontrollerer dog ikke for baggrundsfaktorer, hvilket betyder, at deres fund ikke entydigt kan tilskrives vælgerstraf, da faktorer som partistørrelse og placering på stemmesedlen også spiller ind. Dette studie adskiller sig ved at være det første, der isolerer effekten af vælgerstraf ved danske kommunalvalg. Resten af afsnittet gennemgår de teoretiske forventninger og hypoteser.

Vælgernes beslutningsproces kan forstås gennem consideration set -modeller, som  opdeler  stemmeafgivningen  i  flere  stadier.  Indledningsvis  overvejes  alle kendte kandidater, men gennem gradvis frasortering ender vælgerne med en mindre gruppe partier og politikere, de seriøst overvejer. Frasorteringskriterierne varierer med stadiet: Tidligt vægtes brede kategorier som parti og ideologi højt, da udvalget er stort (Oscarsson og Rosema, 2019: 257-259). Det betyder også,  at  når  vælgerne  skal  stemme  på  bestemte  kandidater,  ligner  de  typisk hinanden holdningsmæssigt. De må derfor supplere med andre faktorer, f.eks. troværdighed.

Teorien  om procedural  fairness (PFT)  forklarer,  hvordan  et  partiskift  kan påvirke vælgernes opfattelse af en politiker. Selvom teorien normalt bruges til vedtagelsen af autoritative beslutninger, vil vi argumentere for, at den også kan appliceres på et partiskift (Bøggild og Petersen, 2016: 256-257). Dette skyldes, at et partiskift kan have meget store konsekvenser for alle autoritative beslutninger, der bliver taget i et byråd, fordi det ændrer på dets magtbalance. Ønsket om fair proces kan derfor være endnu mere relevant i en sådan kontekst, end hvis det blot var vurderingen af enkelte byrådsvedtagelser.

Ifølge teorien vurderer vælgere, i hvilken grad politikere er villige til at ofre egen eller andres velfærd for vælgerens skyld - kaldet en politikers welfare trade­ off ratio (WTR). Da det kan være vanskeligt at vurdere WTR direkte ud fra komplekse politiske beslutninger, bruger vælgere i stedet information om politikerens adfærd i beslutningsprocessen som heuristik - f.eks. om berørte borgere blev hørt, eller om politikeren selv havde noget på spil. Hvis processen opleves som uretfærdig, tolkes det som udtryk for en lav WTR, hvilket kan føre til vælgerstraf: Har politikeren svigtet én gang, kan det ske igen (Bøggild og Petersen, 2016: 253-261).

Studier  viser,  at  vælgere  reagerer  negativt  på  beslutninger,  hvor  processen opleves  som  uretfærdig  eller  egennyttemotiveret  -  også  selv  når  resultatet  er til deres fordel (Bøggild, 2016a; Bøggild, 2016b; Bøggild, Aarøe og Petersen, 2021). De husker og deler også oftere historier om politikere, der maksimerer egen nytte, end om dem, der søger bedre policy (Bøggild, Aarøe og Petersen, 2021: 277-280).

Et partiskift kan aktivere vælgernes 'snyderdetektion' og rejse spørgsmål om procesretfærdighed. Har politikeren eksempelvis frataget vælgerens stemme ved at forlade det parti, som måske var vigtigere for vælgerens stemmeafgivning end selve kandidaten? Har vedkommende opnået personlig gevinst - f.eks. en bedre placering på stemmesedlen eller en attraktiv udvalgspost (Bøggild, 2016b: 16, 23)? På grund af lav tillid til kommunalpolitikere (Christensen og Stjer, 2021), negativt syn på partiskift (Juul og Himmelstrup, 2017) og vælgeres tilbøjelighed til at tolke politikeres handlinger som egennyttemaksimering (Bøggild, Aarøe og Petersen, 2021: 277-280) forventes partiskift generelt at blive opfattet negativt. Det bliver derfor politikernes opgave at overbevise vælgerne om, at andre motiver er i spil.

Procedural fairness -teori er ikke den eneste forklaring på vælgerreaktioner ved partiskift. Et alternativt perspektiv ser forholdet mellem vælgere og politikere som et principal-agent-forhold, hvor vælgerne (principalen) ønsker, at politikerne (agenterne) handler i deres interesse. Et partiskift kan her tolkes som moral hazard , hvor politikeren sætter egne interesser over vælgernes. Hvis skiftet opfattes som et tillidsbrud, kan vælgerne straffe politikeren ved ikke at genvælge vedkommende. Også vælgere, der ikke tidligere har stemt på politikeren, kan tolke partiskiftet som et tegn på lav troværdighed og fravælge vedkommende i fremtiden (Gailmard, 2014: 92-95).

Det forventes altså, at vælgerne er skeptiske over for en partiskifter og dermed mindre tilbøjelige til at stemme på dem. Vi kan derfor fremsætte følgende hypotese:

Hypotese 1: Vælgerne vil i højere grad straffe en folkevalgt partiskifter end en folkevalgt partiloyal.

## Varierende effekter på baggrund af årsager til skiftet

Hvordan kan en politiker overbevise vælgerne om sine gode hensigter med et partiskifte? Dette kan besvares ved at skelne mellem de tre motivationer office­ seeking , vote­seeking og policy­seeking (Müller og Strøm, 1999: 5).

Office-seeking sigter mod at maksimere adgangen til magt og dertilhørende fordele som en borgmesterpost eller en udvalgsformandspost. Vote-seeking handler om at maksimere vælgeropbakning, hvilket kan ses i partiskift mod større  partier  eller  spidskandidaturer.  Policy-seeking  reflekterer  ønsket  om  at påvirke politikken i overensstemmelse med egne præferencer, og et partiskift, der  afspejler  ideologiske  holdninger,  signalerer  denne  motivation  (Müller  og Strøm, 1999: 5-9; Radean, 2019: 141-142). Disse motivationsformer opdeles i to typer adfærd: opportunistisk og idealistisk.

Et opportunistisk partiskift indebærer office-seeking eller vote-seeking, hvor politikeren skifter parti for at øge chancerne for genvalg eller sikre magtfulde poster. Selvom dette kan gavne vælgerne på sigt, vil politikerens egne interesser i genvalg og positioner også være synlige. Vælgerne husker typisk historier om egennyttemaksimering,  hvilket  kan  føre  til,  at  dette  bliver  det  dominerende narrativ, og dermed gøre vælgerne mindre tilbøjelige til at stemme på politikeren (Bøggild, 2016b: 23; Bøggild, Aarøe og Petersen, 2021: 277-280).

Et idealistisk partiskift, drevet af policy-seeking, sker typisk, når politikeren ikke  længere  kan  støtte  sit  partis  ændrede  holdninger.  Vælgerne  forventes  at reagere mindre negativt på sådanne skift, da de kan opfattes som et forsøg på at sikre, at politikerne fortsat arbejder for den politik, vælgerne stemte for ved sidste valg (Bøggild, 2016b: 16). Ved at fremhæve policy-orienterede hensigter vil skiftet fremstå mindre egennyttemaksimerende og øge chancen for, at vælgerne ser det som retfærdigt.

Vi kan derfor fremsætte følgende hypotese:

Hypotese  2:  Idealistiske  partiskiftere  straffes  mindre  af  vælgerne  end  opportunistiske.

## Tidspunktet for skiftet

Tidspunktet for et partiskift kan også have en betydning for, hvor hårdt vælgerne straffer politikeren. Et sent skifte kan få større negativ betydning, fordi nyere information er lettere at huske og har større indflydelse end ældre. Dette kaldes recency bias (Panagopoulos, 2011: 80-81; Radean, 2019: 142).

Et skift kort efter valget kan også udløse kritik, da politikeren kan fremstå illoyal og uansvarlig. Hvis en politiker var uenig med sit parti, burde dette have været  tydeligt  inden  valget,  ikke  umiddelbart  efter  (Mershon  og  Shvetsova, 2013: 867-870). Denne effekt forventes at være særlig stærk i kommunalrådenes konstitueringsperiode, hvor de fleste poster for de næste fire år bliver fordelt (Indenrigs- og Sundhedsministeriet, u.å.). Et tidligt skift kan desuden påvirke vælgernes varige førsteindtryk - en primacy­effekt , hvor tidligt modtaget information hænger ved og farver efterfølgende vurderinger (Panagopoulos, 2011: 80-81).

Tidspunktet for et partiskift kan altså forme vælgernes opfattelse. Et tidligt skift kan præge varige førsteindtryk, mens et sent skift er mere tilgængeligt i vælgernes hukommelse op mod valget. Midtvejs kan skiftet glide mere ubemær- ket hen. Vælgermæssige omkostninger forventes derfor at være størst i begyndelsen og slutningen af valgperioden - og lavest midt i perioden.

Hypotese 3: Den gennemsnitlige negative effekt af at skifte parti på opbakningen til kandidaten er faldende fra tidligt i perioden og frem mod midten og herefter stigende frem til det næste valg.

## Studiedesign

Hypoteserne testes med et first-differences-design (FD-design), hvor paneldata omdannes til et tværsnit ved at måle ændringer mellem to valg. Hver observation dækker én valgperiode, f.eks. ændring i stemmetal eller partiskifte. Fordelen er, at alle faktorer, der er konstante i perioden, kontrolleres automatisk (Wooldridge, 2013: 461-462).

Der skal stadig kontrolleres for ikkekonstante faktorer, som påvirker både den afhængige og den uafhængige variabel (Wooldridge, 2013: 468). Med artiklens fokus på vælgerstraf skal der også kontrolleres for alle faktorer, der ikke kan tilskrives en vælgerstraf. Partiet har eksempelvis en rolle, blandt andet gennem placering på stemmesedlen.

En vigtig faktor i estimatet af effekten af et partiskift er valget af sammenligningsgruppe.  Her  inkluderer  vi  en  række  variable,  som  måles  absolut  ved starten af en valgperiode. Formålet er at etablere en form for fixed effect, hvor alle faktorer, der påvirker den samme enhed på samme måde, holdes konstante (Stock og Watson, 2003: 403-404). De to vigtigste variable er hver enkelt valgperiode og kandidatens parti i begyndelsen af valgperioden. Disse er valgt, da de bedst muligt skaber en kontrafaktisk situation. Hvis en kandidat ikke havde foretaget et partiskift, ville vedkommende være opstillet for det samme parti ved næste valg.

## Data

Den  primære  datakilde  er  Den  Danske  Valgdatabase  (Danmarks  Statistik, 2023),  hvor  informationer  om  kandidaternes  navne,  parti  og  stemmetal  ved kommunalvalgene 2009, 2013, 2017 og 2021 er hentet. Som allerede nævnt er en observation en kandidat i en valgperiode. For at indgå i datasættet skal man leve op til to kriterier:

1. Man skal ved valget i starten af valgperioden blive valgt til kommunalbestyrelsen. Informationen herfor trækkes fra KMD (2023).
2. Man skal genopstille ved valget i slutningen af perioden.

Det første kriterium sikrer, at vælgerne har mulighed for at opdage partiskift, da ikkevalgte kandidaters skift sjældent får medieomtale. Kriteriet gør det dog vanskeligt at inkludere suppleanter, der indtræder senere i perioden.

Det andet kriterium muliggør måling af udvikling mellem to valg og kræver, at  kandidaten opstiller ved begge. Partiskift identificeres ved at matche navnene på valgte kandidater i starten af perioden med kandidater ved næste valg. Match sker ud fra fire prioriterede kriterier. Hvis en kandidat opfylder flere, bruges det højest prioriterede. Kandidater, der ikke matcher, udelades. En observation i starten af valgperioden er blevet koblet sammen med en observation i slutningen af valgperioden, hvis de ...

1. har identiske navne og stiller op for samme parti. Videre er denne blevet kategoriseret som partiloyal.
2. har identiske navne, men forskellige partier. I sådanne tilfælde er denne blevet kategoriseret som partiskifter. Videre er skiftet søgt bekræftet gennem Infomedia.
3. har næsten identiske navne og stiller op for samme parti. Dette vil være en partiloyal. Næsten identiske navne er fundet ud fra sprogalgoritmen fuzzy mathcing . Herefter er det manuelt blevet vurderet, om algoritmens forslag til et næsten identisk navn faktisk omhandler den samme person.
4. har næsten identiske navne og stiller op for et andet parti. Dette vil være en partiskifter. Navnenes ensartethed er igen fundet ud fra fuzzy match­ ing , hvis præcision også er vurderet manuelt. Herefter er partiskiftet og dermed navnet også søgt bekræftet gennem Infomedia.

Metoden,  der  er  baseret  på  navneidentifikation,  er  ikke  fuldstændig  præcis, men den bedste  løsning  i  fravær  af  adgang  til  CPR-numre.  Sammenligning med data fra Danmarks Statistik afslører, at mindst 49 genopstillende kandidater mangler i opgørelsen, svarende til under 1 pct. af alle. Da dette anses for at have minimal indvirkning på resultaterne, vurderes metodens begrænsninger som mindre kritiske. I bilag A uddybes dette yderligere.

Datasættet omfatter næsten alle genopstillede kandidater i undersøgelsesperioden og kan derfor betragtes som populationsdata. Derfor behøver vi i princippet ikke operere med alphaniveauer (Thomsen, 2012: 338). Vi vælger dog at benytte os af et alphaniveau på 0,1 grundet usikkerheder i datasættet herunder manglende registrering af enkelte genopstillere. Undersøgelsen måler desuden vælgerreaktioner på partiskift indirekte gennem aggregerede stemmetal, hvilket skaber usikkerhed i estimaterne, da vi antager, at vælgerne opdager og lader sig påvirke af partiskiftet. Denne antagelse understøttes dog af lokalmediernes dækning af samtlige partiskift og vælgernes generelt negative syn på dem (Juul og Himmelstrup, 2017).

## Afhængig variabel: vælgeropbakning

Den afhængige variabel er vælgernes opbakning til en kandidat, målt som udviklingen  i  kandidatens  personlige  stemmetal  relativt  til  udviklingen  i  antal gyldige stemmer i kommunen og ganget med 100. Det giver en variabel, der angiver procentdelen af kommunens gyldige stemmer, som tilfaldt kandidaten i slutningen af valgperioden, fratrukket procentdelen af gyldige stemmer, som tilfaldt kandidaten i starten af valgperioden; altså en udvikling i procentpoint. I bilag B er den afhængige variabel, om kandidaten blev genvalgt ved det efterfølgende valg.

## Uafhængig variabel: partiskift

Til at besvare hypoteserne opererer vi med forskellige uafhængige variable.

## Partiskift

Hypotese 1 besvares ved hjælp af en binær variabel, der angiver, om en politiker skifter parti i løbet af en valgperiode. En politiker betragtes som partiskifter, hvis denne i slutningen af perioden stiller op for et andet parti eller lokalliste end ved starten.

## Type af partiskift

Hypotese 2 besvares med en kategorisk variabel med fire værdier:

1. Partiloyal.
2. Idealistisk partiskifter.
3. Opportunistisk partiskifter.
4. Restkategori.

Partiloyale  har  ikke  skiftet  parti.  En  idealistisk  partiskifter  skifter  parti  på grund  af  uenigheder  om  konkrete  politikområder  eller  ideologiske  forskelle. En opportunistisk partiskifter skifter for at opnå personlige gevinster. Restkategorien omfatter partiskiftere, der ikke falder ind under de øvrige kategorier og vil grundet fraværet af teoretiske forventninger til gruppen kun blive nævnt begrænset i artiklen.

For at klassificere typen af partiskift benyttes politikernes og mediernes begrundelser og framing. Vi har indhentet ca. fem artikler fra lokale aviser, hvor politikeren forklarer skiftet, og medierne beskriver eventuelle bagvedliggende faktorer,  såsom  tab  af  spidskandidatur.  Klassificeringen  har  taget  udgangspunkt i to spørgsmål:

1. Er genvalg, udvalgsposter, borgmesterposten eller lignende nævnt som begrundelse, eller fremhæves sådanne faktorer i artiklen?
2. Er uenigheder med partiets politik, f.eks. kritik af konkrete emner eller ideologiske forskelle, nævnt som begrundelse?

Da motivationer såsom udvalgs- og borgmesterposter tolkes som office-seeking, og spidskandidatur tolkes som vote-seeking, vil et ja til det første spørgsmål indikere opportunisme. Et ønske om at placere sig i et parti tæt på ens policypræferencer  indikerer  policy-seeking.  Et  ja  til  det  andet  spørgsmål  indikerer således  idealisme.  Til  at  støtte  kvalificeringen  er  der  stillet  en  række  tillægsspørgsmål, som findes i bilag C.

I de tilfælde hvor artiklerne ikke giver klare svar, kategoriseres skiftet ud fra objektive forhold i et formativt indeks. Et skift til et borgmesterparti og til større partier indikerer opportunisme, da vælgerne kan tolke det som politikerens søgen mod magtfulde poster og genvalg. Ligeledes vil et skift til den modsatte blok indikere opportunisme, da skiftet sker mellem partier med forskelligt ideologisk ophav, hvilket mindsker sandsynligheden for, at begrundelsen vil tolkes som policy-motiveret. Omvendt indikerer et skift væk fra borgmesterpartiet, til mindre partier eller til lokallister idealisme, fordi sådanne skift kan gøre det sværere at opnå magtfulde poster, genvalg eller avancering til Folketinget. Den fulde liste over objektive forhold og deres skalering findes også i bilag C.

Samlet set resulterer denne kodning i, at 178 partiskiftere kategoriseres som idealistiske, 187 som opportunistiske, og 19 ender i en restkategori.

## Tidspunkt for partiskift

Hypotese 3 besvares ved at koble et tidspunkt for partiskift på. Tidspunkterne er  identificeret  ud  fra  de  førnævnte avisartikler. Som udgangspunkt indtager variablen fem værdier:

1. Partiloyal.
2. Skift i konstitueringsperioden.
3. Skift i første år af valgperioden.
4. Skift i andet og tredje år af valgperioden.
5. Skift i fjerde år af valgperioden.

Grundet analysens faktiske resultater kodes hhv. kategori 2 og 3 samt 4 og 5 også sammen.

## Kontrolvariable

I det følgende beskrives kort vores valg af kontrolvariable i en række overordnede kategorier:

1. Variable, som påvirker ens personlige stemmetal, men som ikke kan tilskrives en vælgerstraf for et partiskift.
2. Variable, som måles i absolutte termer i starten af en valgperiode.
3. Variable, der måles som en udvikling i valgperioden inden den målte.

Variablene gennemgås kort. Deres begrundelser er uddybet i bilag D.

Påvirker personlige stemmetal, men kan ikke tilskrives en vælgerstraf Vi kontrollerer for udviklingen i kandidatens partis størrelse (målt i stemmetal), da ændringer i partiets stemmetal kan påvirke kandidatens opbakning. For partiskiftere måles ændringen som forskellen mellem det nye partis stemmetal i slutningen og det gamle partis stemmetal i starten af valgperioden. Vi kontrollerer også for ændringer i kandidatens status som udvalgsformand, borgmester, spidskandidat eller folketingsmedlem samt for placering på stemmesedlen og ændringer i partiets opstillingsform.

De ovenstående variables formål er at kontrollere for faktorer, der ikke kan tilskrives vælgernes reaktion på partiskiftet. I analysen indgår de kun, når der er et flueben ud for 'Alle kontrolvariable'. De øvrige variable indgår derimod i alle modellerne i analysen.

## Absolutte termer i starten af valgperioden

Formålet med kontrolvariablene, der måles som absolutte værdier ved valgets begyndelse, er at etablere en præcis kontrafaktisk situation. De to vigtigste variable er kandidatens parti i starten af valgperioden og selve valgperioden, som fungerer som en form for fixed effects. I partivariablen er alle lokallister samlet i én kategori, da disse ofte kun har én folkevalgt pr. kommune. Der skelnes heller ikke mellem kommuner, så en kandidat fra f.eks. DF har samme værdi, uanset om denne er valgt i Aarhus eller Faxe.

Da partiernes popularitet varierer på tværs af kommuner, og kommunerne samtidig varierer i størrelse, inkluderes to kontrolvariable: én for kommunestørrelse og én for partiets popularitet ved valgperiodens begyndelse. Begge måles som antallet af gyldige stemmer ved valget.

Kandidaterne kan også være af forskellig popularitet i udgangspunktet. Derfor  kontrollerer  vi  for  andelen  af  kommunens  gyldige  stemmer,  som  tilfaldt kandidaten ved valget i starten af valgperioden, samt opstillingsformen for kandidatens daværende parti.

De ovenstående variable kan også tænkes at påvirke sandsynligheden for, at en politiker skifter parti. For eksempel har et dansk studie vist, at magtfulde partipositioner mindsker sandsynligheden for at skifte parti, mens mange personlige stemmer øger sandsynligheden (Nielsen, Andersen og Pedersen, 2019: 50-51).

## Udviklingerne i forrige valgperiode

Desuden inkluderes der en kontrol for, om den pågældende kandidat var valgt til  byrådet  i  valgperioden  inden  den  undersøgte,  samt  om  personen  skiftede parti som folkevalgt i denne periode.

## Analyse

I  det  følgende  afsnit  præsenteres  analysens  hovedresultater  med  fokus  på  de relevante afhængige variable. Kontrolvariablernes koefficienter findes i bilag E. Når rækken 'Alle kontrolvariable' er markeret med et flueben, indgår alle tidligere  nævnte kontrolvariable. Uden markering indgår alle variable undtagen dem under afsnittet 'Påvirker stemmetal, men kan ikke tilskrives en vælgerstraf'.

## H1: Den generelle effekt af partiskift

I henhold til hypotese 1 forventes det, at partiskiftere klarer sig dårligere ved det efterfølgende valg. Dette undersøges i tabel 2. Model 1, som ikke inkluderer alle variablerne, viser en effekt af partiskift på -0,51 procentpoint (p &lt; 0,001), mens model 2, hvor alle kontrolvariable er inkluderet, viser en effekt på -0,33 procentpoint (p &lt; 0,01). Vælgerne straffer altså partiskiftere med 0,33 procentpoint færre stemmer end partiloyale.

0,33 procentpoint svarer til ca. 13 pct. af standardafvigelsen (2,59) på den afhængige variabel og ca. 29 pct. af den gennemsnitlige numeriske værdi af den afhængige variabel (1,15 - numerisk værdi beregnet da det ikkenumeriske gennemsnit var 0,07 grundet udligning mellem tilbage- og fremgang). I en gennemsnitlig kommune med ca. 30.000 gyldige stemmer svarer det til, at en partiskifter mister 99 personlige stemmer som resultat af vælgernes straf for skiftet, svarende til ca. 22 pct. af medianstemmetallet (460) for en genvalgt politiker i kommuner på mellem 25.000 og 35.000 gyldige stemmer (interval valgt så det afspejler gennemsnitskommune).

Tallene kan også sammenlignes med andre regressionskoefficienter (bilag E). Et partiskift svarer til at stille op for et parti, der har fået 3,5 procentpoint færre stemmer i slutningen  af  valgperioden  (p  &lt;  0,001).  Effekterne  er  dog  relativt små sammenlignet med effekten af borgmester- eller spidskandidaturer: Mistet Note: !p &lt; 0,1, *p &lt; 0,05, **p &lt; 0,01, ***p &lt; 0,001. Viser resultaterne af separate OLS-regressioner.  Standardfejl  er  klustrede  på  hver  enkelt  kandidat.  Modellerne  er  identiske,  udover at model 1 ikke inkluderer kontrollerer, der isolerer effekten til at omhandle en vælgerstraf.

Tabel 2: Effekten af partiskift på personlige stemmetal

|                      | Afhængig: ∆ (personlige stemmer/gyldige stemmer) * 100   | Afhængig: ∆ (personlige stemmer/gyldige stemmer) * 100   |
|----------------------|----------------------------------------------------------|----------------------------------------------------------|
|                      | (1)                                                      | (2)                                                      |
| Partiskift           | -0,51***                                                 | -0,33**                                                  |
|                      | (0,11)                                                   | (0,12)                                                   |
| Alle kontrolvariable |                                                          | √                                                        |
| N                    | 5.623                                                    | 5.623                                                    |
| R 2 adj.             | 0,069                                                    | 0,452                                                    |

spidskandidatur giver 2,08 procentpoint tilbagegang (p &lt; 0,001), opnået spidskandidatur giver 3,49 procentpoint fremgang (p &lt; 0,001), mistet borgmesterpost giver 1,64 procentpoint tilbagegang (p &lt; 0,001), og opnået borgmesterpost giver 5,88 procentpoint fremgang (p &lt; 0,001).

I bilag B er analysen gentaget med kandidatens genvalg som afhængig variabel.  Et  partiskift  reducerer  genvalgsandsynligheden  med  15  procentpoint. Samlet set kan hypotese 1 bekræftes. Partiskiftere modtager færre stemmer og har lavere genvalgssandsynligheder sammenlignet med partiloyale.

## H2: Typen af partiskift

I henhold til hypotese 2 forventes det, at en opportunistisk partiskifter klarer sig dårligere end en idealistisk ved det efterfølgende valg. Dette testes i tabel 3,  hvor  model  2  isolerer  effekten  til  en  vælgerstraf.  En  idealistisk  partiskifter adskiller sig ikke signifikant fra en partiloyal (p &gt; 0,1). En opportunistisk partiskifter har derimod en signifikant tilbagegang på 0,58 procentpoint sammenlignet med en partiloyal (p &lt; 0,001). Forskellen mellem opportunister og idealister på 0,48 procentpoint er også signifikant (p &lt; 0,05).

0,58 procentpoint svarer til ca. 22 pct. af den afhængige variabels standardafvigelse og ca. 50 pct. af den gennemsnitlige numeriske værdi på den afhængige variabel. Det svarer til at miste 174 personlige stemmer i en gennemsnitlig kommune.

I bilag B er den afhængige variabel, om en kandidat blev genvalgt. Resultaterne viser signifikante tilbagegange for både idealister og opportunister sam- Note: !p &lt; 0,1, *p &lt; 0,05, **p &lt; 0,01, ***p &lt; 0,001. Viser resultaterne af separate OLS-regressioner.  Standardfejl  er  klustrede  på  hver  enkelt  kandidat.  Modellerne  er  identiske,  udover at model 1 ikke inkluderer kontrollerer, der isolerer effekten til at omhandle en vælgerstraf.

Tabel 3: Partiskifttypens effekt på de personlige stemmetal

|                                     | Afhængig: ∆ (personlige stemmer/gyldige stemmer) * 100   | Afhængig: ∆ (personlige stemmer/gyldige stemmer) * 100   |
|-------------------------------------|----------------------------------------------------------|----------------------------------------------------------|
|                                     | (1)                                                      | (2)                                                      |
| Type partiskift (ref: intet skift): |                                                          |                                                          |
| Idealistisk skift                   | -0,32*                                                   | -0,10                                                    |
|                                     | (0,13)                                                   | (0,17)                                                   |
| Opportunistisk skift                | -0,71***                                                 | -0,58***                                                 |
|                                     | (0,18)                                                   | (0,17)                                                   |
| Restskift                           | -0,36                                                    | 0,00                                                     |
|                                     | (0,23)                                                   | (0,28)                                                   |
| Alle kontrolvariable                |                                                          | √                                                        |
| N                                   | 5.623                                                    | 5.623                                                    |
| R 2 adj.                            | 0,066                                                    | 0,452                                                    |

menlignet med partiloyale samt for opportunister sammenlignet med idealister. Idealisters genvalgschancer falder med ca. 6 procentpoint, mens opportunisters genvalgschancer falder med hele 25 procentpoint sammenlignet med partiloyale  og  19  procentpoint  sammenlignet  med  idealister.  Hypotese  2  bekræftes således, idet opportunistiske partiskiftere bliver straffet hårdest af vælgerne.

## H3: Tidspunkt for skiftet

I henhold til hypotese 3 forventes det, at partiskiftere primært bliver straffet, hvis de skifter i yderpunkterne af en valgperiode. Model 1 i tabel 4 viser, at H3 ikke kan bekræftes. Straffen er faktisk stærkest i starten af en valgperiode med effekter på -0,52 og -0,77 procentpoint ved henholdsvis konstituering og det første år af valgperioden. Effekten er -0,20 i 2. og 3. år af valgperioden og -0,31 det fjerde år. Kun effekten det første år er statistisk signifikant (p &lt; 0,01).

Baseret på disse resultater er partiskiftevariablen omkodet i model 2 og 3, så konstitueringsperioden og det første år af valgperioden udgør én kategori (tidligt skift), og 2. til 4. år udgør en anden (sent skift). I model 3, der inkluderer alle kontrolvariable, har et tidligt partiskift en signifikant tilbagegang på 0,71

procentpoint sammenlignet med partiloyale (p &lt; 0,001). Et sent partiskift medfører en tilbagegang på 0,24 procentpoint sammenlignet med partiloyale (p &lt; 0,1). Forskellen mellem tidlige og sene partiskiftere er også signifikant (p &lt; 0,1). I model 2, hvor effekten ikke isoleres til en vælgerstraf, observeres det modsatte mønster: Effekten er størst og signifikant i slutningen af valgperioden, mens den er mindre og insignifikant tidligt i valgperioden. Dette indikerer, at vælgerne straffer partiskiftere, der skifter tidligt, men at tidlige partiskiftere for-

Tabel 4: Tidspunktet for et skiftes effekt på udviklingen i personlige stemmetal

|                                             | Afhængig: ∆ (personlige stemmer/gyldige stemmer) * 100   | Afhængig: ∆ (personlige stemmer/gyldige stemmer) * 100   | Afhængig: ∆ (personlige stemmer/gyldige stemmer) * 100   |
|---------------------------------------------|----------------------------------------------------------|----------------------------------------------------------|----------------------------------------------------------|
|                                             | (1)                                                      | (2)                                                      | (3)                                                      |
| Tidspunkt for partiskift (ref: intet skift) |                                                          |                                                          |                                                          |
| Konstitueringsperioden                      | -0,52                                                    |                                                          |                                                          |
|                                             | (0,44)                                                   |                                                          |                                                          |
| 1. år af valgperioden                       | -0,77**                                                  |                                                          |                                                          |
|                                             | (0,24)                                                   |                                                          |                                                          |
| 2. og 3. år af valgperioden                 | -0,20                                                    |                                                          |                                                          |
|                                             | (0,15)                                                   |                                                          |                                                          |
| 4. år af valgperioden                       | -0,31                                                    |                                                          |                                                          |
|                                             | (0,23)                                                   |                                                          |                                                          |
| Konstitueringsperioden +                    |                                                          | -0,15                                                    | -0,71***                                                 |
| 1 år                                        |                                                          | (0,30)                                                   | (0,22)                                                   |
| 2.-4. år af valgperioden                    |                                                          | -0,59***                                                 | -0,24!                                                   |
|                                             |                                                          | (0,12)                                                   | (0,13)                                                   |
| Alle kontrolvariable                        | √                                                        |                                                          | √                                                        |
| N                                           | 5.623                                                    | 5.623                                                    | 5.623                                                    |
| R 2 adj.                                    | 0,452                                                    | 0,066                                                    | 0,452                                                    |

Note: !p &lt; 0,1, *p &lt; 0,05, **p &lt; 0,01, ***p &lt; 0,001. Viser resultaterne af separate OLS-regressioner. Standardfejl er klustrede på hver enkelt kandidat. Modellerne indeholder identiske kontrolvariable udover, at model 2 ikke inkluderer kontrollerer, der isolerer effekten til at omhandle en vælgerstraf. I model 2 og 3 tidspunktet for skiftet opdelt i 2 perioder, mens det i model 1 er opdelt i 4.

mår at reducere straffen ved eksempelvis at skifte til et større parti eller opnå en bedre placering på stemmesedlen. Ved et sent skifte er disse muligheder måske mindre tilgængelige.

0,71 procentpoint svarer til ca. 27 pct. af den afhængige variabels standardafvigelse og ca. 62 pct. af den gennemsnitlige numeriske værdi på den afhængige variabel. Det svarer til at miste 213 personlige stemmer i en gennemsnitlig kommune.

I bilag B er den samme analyse udført, hvor den afhængige variabel er, om en kandidat blev genvalgt. Resultaterne viser igen, at straffen er mest udtalt for tidlige partiskiftere i valgperioden, hvor deres genvalgschance falder med 26  procentpoint.  For  sene  partiskiftere  er  faldet  i  genvalgschancen  mindre, men stadig signifikant med 12 procentpoint. Overordnet set kan hypotese 3 ikke bekræftes. I stedet for stærke effekter i yderpunkterne af en valgperiode er effekterne mest markante tidligt i valgperioden og mindre markante senere i valgperioden.

## Robusthedscheck: interaktion mellem partiskift og kommunestørrelse

I bilag G testes, om resultaterne holder på tværs af alle kommunestørrelser, ved at interagere partiskift med antallet af gyldige stemmer i en kommune. Testen viser overordnet, at effekten af partiskift generelt holder ved kommuner med op til 60.000 gyldige stemmer, og det er også muligt at spore vælgerstraffe for opportunister og tidligt skift ved kommuner med op til 110.000 gyldige stemmer. Fraværet af effekt i landets største kommuner kan dog skyldes manglende data.

## Robusthedscheck: alternative kodninger

I  det  følgende  testes  det,  hvorvidt  resultaterne  er  robuste  over  for  alternative kodninger af udvalgte variable. Resultaterne af de alternative kodninger findes i bilag H.

For det første er det blevet testet, om en kodning af typen af partiskift udelukkende baseret på avisartikler ændrer resultaterne. Dette fører til en række mindre ændringer. Effekten for opportunister er næsten identisk og stadig signifikant. Idealisters straf forbliver insignifikant, selvom der er en tendens til en lidt større straf, end hvad tabel 3 indikerer. Dette fører også til, at forskellen mellem opportunister og idealister er insignifikant i robusthedstjekket.

Man kan også argumentere for, at den enkelte politikers indflydelse på partiets valgresultat problematiserer inklusionen af kontrol for et partis valgresultat. For at imødekomme denne kritik er udviklingen i partiets størrelse omkodet til  at  være  i  forskellige  intervaller,  hvor  variablen  kun  antager  andre  værdier end 0, når partiets størrelse ændrer sig med flere procentpoint. Effekterne af et partiskift ændrer sig først markant, når udviklingen i partiets størrelse måles i intervaller på 9 eller 11 procentpoint, hvilket svarer til betydelige fluktuationer, som kun henholdsvis 16 og 11 pct. af datasættets kandidater oplever.

Resultaterne ændrer sig heller ikke, hvis udviklingen i personlige stemmetal bliver beregnet relativt til udviklingen i antallet af personlige stemmer, der samlet set er afgivet i en kommune.

## Robusthedscheck: frasorteringer af ekstreme udviklinger og test for regression mod gennemsnittet

Det er også blevet testet, i hvilken grad resultaterne påvirkes af politikere, der har haft markant frem- eller tilbagegang i deres personlige stemmetal. Dette er gjort ved at analysere data uden observationer, hvor udsvingene i personlige stemmetal relativt til kommunens stemmetal overstiger 10 procentpoint. Disse resultater kan ses i bilag I. Partiskiftere bliver fortsat signifikant straffet af vælgerne. Dog viser analysen, at opportunister har en lidt mindre tilbagegang i deres personlige stemmetal på 0,40 procentpoint sammenlignet med 0,58 procentpoint uden frasortering af ekstreme udsving. Effekten er stadig signifikant forskellig fra partiloyale, men ikke længere fra idealister. Frasorteringen af ekstreme udviklinger ændrer ikke mærkbart på effekterne af et sent eller tidligt partiskift.

Ligeledes er det testet, om der er risiko for regression mod gennemsnittet, hvor en kandidat, der har haft en exceptionel fremgang - delvist som følge af tilfældige forhold - statistisk set har større sandsynlighed for at opleve en tilbagegang i den næste valgperiode. Dette er gjort ved at kontrollere for den afhængige variabel i valgperioden inden den undersøgte. Da dette ikke er muligt for alle kandidaterne (eksempelvis alle i valgperioden 2009-2013), er denne test puttet i bilag I. Testen viser, at regression mod gennemsnittet ikke er en trussel mod analysens konklusioner.

## Vigtigste faktor: tidspunkt eller type?

Til sidst er det også blevet testet, om tidspunktet for eller typen af partiskift er vigtigst. Dette er gjort ved at sammenkode de to partiskiftvariable således, at man kan være sen eller tidlig opportunistisk skifter samt sen eller tidlig idealistisk skifter. Disse analyser er præsenteret i bilag J. Konklusionen er, at idealister bliver straffet meget hårdt, når de skifter tidligt i en valgperiode, mens der ikke er nogen straf, hvis de skifter senere i valgperioden. For opportunister er der ingen forskel i vælgernes straf baseret på tidspunktet for skiftet. Dette indikerer,  at  tidspunktet  er  afgørende  for  vælgernes  vurdering  af  idealistiske partiskiftere, mens det spiller en sekundær rolle i deres vurdering af opportunistiske partiskiftere.

## Diskussion og konklusion

I denne artikel er det blevet undersøgt, hvorvidt vælgerne straffer partiskiftere. Dette er gjort via et first-differences-design, hvor partiskifteres udvikling i personlige stemmetal sammenlignes med deres tidligere partimedlemmer, som er forblevet partiloyale. Analysen har fundet, at partiskiftere bliver straffet. Straffen er størst, hvis skiftet er opportunistisk, og hvis det er foretaget tidligt i en valgperiode.

Det er vigtigt at bemærke nogle metodiske udfordringer i analysen. Specifikt kan det være problematisk, at relevante kontrolvariable muligvis er blevet udeladt. For eksempel har vi ikke direkte information om, hvor mange organisatoriske  og  økonomiske  ressourcer  en  kandidat  har  til  rådighed  under  en valgkamp. Dette kan være afgørende, da kandidater med færre ressourcer må forventes  at  opnå  dårligere  valgresultater.  Udeladelsen  af  disse  ressourcevariabler kan potentielt overestimere effekten af vælgerstraffen.

Dog fungerer en kandidats placering på stemmesedlen som en nyttig proxy for ressourcer. Kandidater med gode placeringer på stemmesedlerne har typisk støtte  fra  aktive  kampagnefrivillige  og  har  ofte  en  højere  tilbøjelighed  til  at modtage donationer (Kosiara-Pedersen, 2017: 135, 147). Derfor kan vi forvente, at kandidater med gode placeringer på stemmesedlen også har flere ressourcer til deres valgkamp.

Et andet problem er, at partiskift ikke sker tilfældigt, men er en bevidst beslutning truffet af den enkelte folkevalgte. Dette giver risiko for omvendt kausalitet, hvor bekymringen for dårligere valgresultater kan motivere partiskift, snarere end at partiskiftet i sig selv forårsager vælgerstraf. Vi argumenterer dog for, at dette sandsynligvis fører til en undervurdering af effekten af vælgerstraf. Dette skyldes, at politikere, som hovedsageligt lader genvalgschancerne påvirke deres  beslutning  om  partiskift,  per  definition  er  opportunister.  Vi  forventer derfor, at en række potentielle opportunistiske skiftere faktisk undgår at skifte parti netop af frygt for reducerede genvalgschancer. De opportunister, vi observerer i vores studie, er derfor sandsynligvis dem med de bedste genvalgschancer i  denne gruppe. Hvis alle potentielle opportunistiske skiftere faktisk skiftede parti, ville vi forvente en endnu større generel effekt af partiskift, og opportunisterne ville sandsynligvis blive straffet endnu hårdere sammenlignet med både partiloyale og idealister. Dette indikerer, at vores fund sandsynligvis underestimerer den reelle effekt af partiskift på vælgerstraf.

Et tredje problem i studiet er, at frasorteringen af kandidater, der ikke genopstiller, kan føre til, at resultaterne bliver biased. Her bør det dog bemærkes, at genopstillingsfrekvensen blandt partiskiftere var næsten lige så høj som partiloyales ved kommunalvalget i 2013, på trods af de markant lavere genvalgschancer (Elmelund-Præstekær, 2017: 212-214). Såfremt der er forekommet en systematisk frasortering, må det dog forventes at føre til en underestimering af effekten af partiskift. Dette skyldes en forventning om en positiv sammenhæng mellem sandsynligheden for genvalg og beslutningen om at genopstille, samt en negativ sammenhæng mellem partiskift og sandsynlighed for genvalg. Det må derfor forventes, at de kandidater, hvor partiskiftet har påvirket deres sandsynlighed for genvalg mest negativt, har fravalgt at genopstille.

Videre forskning bør undersøge om en lignende mekanisme også gør sig gældende blandt folketingspolitikere.  I  modsætning  til  de  fleste  kommunalpolitikere er hvervet som folketingspolitiker et fuldtidsjob. Dette kan så føre til, at  vælgerne  i  endnu  højere  grad  vil  tolke  et  partiskift  som  et  opportunistisk forsøg på at bevare nuværende løn. Desuden kan den øgede opmærksomhed på folketingspolitikere gøre flere vælgere opmærksomme på skiftet og dermed øge antallet, der straffer denne. På den anden side, kan den øgede medieopmærksomhed også give politikeren flere  chancer  for  at  forklare  skiftet  og  gøre  sig bemærket i vælgerhavet for andet end et partiskift. Dette kan dermed mindske vælgernes straf.

Et problem med en undersøgelse i Folketinget er de relativt få partiskift. I perioden 1953 til 2022 skiftede ca. 100 parti, og langtfra alle genopstillede efterfølgende (Toft, 2022). Derfor kan man med fordel undersøge sammenhængen  i  en  stærkere  kausal  sammenhæng,  såsom  surveyeksperimenter.  Dermed opgiver man noget økologisk validitet, men man sikrer høj power og en stærk intern validitet. Videre kan man også undersøge, om vælgere, der stemmer på forskellige partier mellem valg, reagerer anderledes på partiskift, end vælgere, der altid har stemt på det samme parti.

## Supplerende materiale

Supplerede materiale til artiklen findes her samt via links i teksten. Kode og data kan rekvireres hos forfatterne.

## Litteratur

[Agboga, Victor (2024). Testing political loyalties in Nigeria: What factors influence support for party switchers? The Round Table 113 (2): 117-130.](https://doi.org/10.1080/00358533.2024.2333199)

[Bøggild, Troels (2016a). How politicians' reelection efforts can reduce public trust, electoral support, and policy approval. Political Psychology 37 (6): 901-919.](https://www.jstor.org/stable/44132934)

- Bøggild, Troels (2016b). Procedural fairness and public opinion . Ph.d.-afhandling. Politica.
- Bøggild, Troels og Michael Bang Petersen (2016). The evolved functions of procedural fairness: An adaptation for politics, pp. 247-276 i Todd K. Shackelford og Ranald D. Hansen (red.), The evolution of morality . Springer International Publishing.
- Bøggild, Troels, Lene Aarøe og Michael Bang Petersen (2021). Citizens as complicits: Distrust in politicians and biased social dissemination of political information. Ame­ rican Political Science Review 115 (1): 269-285.
- Christensen, Anna M. og Christian Stjer (2021). Tilliden til det politiske system er under pres. Voxmeter . (26. november, 2023).
- Danmarks Statistik (2023). Den Danske Valgdatabase. (10. december, 2023).
- Elmelund-Præstekær, Christian (2017). Hvordan gik det partiafhoppere ved valget?, kapitel 12 i Jørgen Elklit, Christian Elmelund-Præstekær og Ulrik Kjær (red.) KV13 - Analyser af kommunalvalget 2013 . Syddansk Universitetsforlag.
- Fell, Dafydd (2017). Do party switchers pay an electoral price? The case of Taiwan. Parliamentary Affairs 70 (2): 377-399.
- Gailmard, Sean (2014). Accountability and principal-agent theory, kapitel 6 i Mark Bovens, Robert Goodin og Thomas Schillemans (red.), The Oxford handbook of pub­ lic accountability . Oxford Academic.
- Gherghina, Sergiu (2016). Rewarding the 'traitors'? Legislative defection and re-election in Romania. Party Politics 22 (4): 490-500.
- Grose, Christian (2004). Is it better to join the majority? The electoral effects of party switching by incumbent southern state legislators, 1972 to 2000. American Review of Politics 25: 79-98.
- Grose, Christian og Antoine Yoshinaka (2003). The electoral consequences of party switching by incumbent members of Congress, 1947-2000. Legislative Studies Quar­ terly 28(1): 55-75.
- Hott, Henrique Augusto Campos Fernandez og Sergio Naruhiko Sakurai (2021). Party switching and political outcomes: Evidence from Brazilian municipalities. Public Choice 187 (3-4): 403-438.
- Indenrigs- og Sundhedsministeriet (u.å.). Kommunernes styrelse (4. august 2025). Juul, Laura og Sophie Brochdorff Himmelstrup (2017). Flertal af vælgerne siger nej til partihopperi. DR . (26. november, 2023).
- Kerevel, Yann P. (2017). The costs and benefits of party switching in Mexico. Latin American Politics and Society 59 (1): 28-51.
- KMD (2023). Valgresultater fra tidligere valg. (10. december, 2023).
- Kosiara-Pedersen,  Karina  (2017). Demokratiets  ildsjæle:  Partimedlemmer  i  Danmark . Djøf Forlag.

- McAndrews, John R., Feodor Snagovsky og Paul E.J. Thomas (2019). How citizens judge  extreme  legislative  dissent:  Experimental  evidence  from  Canada  on  party switching. Parliamentary Affairs 73 (2): 323-341.
- Mershon, Carol og Olga Shvetsova (2013). The microfoundations of party system stability in legislatures. The Journal of Politics 75 (4): 865-878.
- Müller, Wolfgang C. og Kaare Strøm (1999). Policy, office, or votes?: How political parties in Western Europe make hard decisions . Cambridge University Press.
- Nielsen, Marie Kaldahl og Helene Helboe Pedersen (2017). Partiskift i Folketinget 1953-2015. Økonomi og Politik 90 (3): 52-63.
- Nielsen, Marie Kaldahl, Ann Møgeltoft Andersen og Helene Helboe Pedersen (2019). Balancing costs of legislative party switching in the Danish parliament 1953-2015. Parliamentary Affairs 72 (1): 42-58.
- Oscarsson, Henrik og Martin Rosema (2019). Consideration set models of electoral choice: Theory, method, and application. Electoral Studies 57: 256-262.
- Panagopoulos, Costas (2011). Timing is everything? Primacy and recency effects in voter mobilization campaigns. Political Behavior 33 (1): 79-93.
- [Radean, Marius (2019). Sometimes you cannot have it all: Party switching and affiliation motivations as substitutes. Party Politics 25 (2): 140-152.](https://doi.org/10.1177/1354068816688363)
- Sevi, Semra, Antoine Yoshinaka og André Blais (2018). Legislative party switching and the changing nature of the Canadian party system, 1867-2015. Canadian Journal of Political Science 51 (3): 665-695.
- Shabad, Goldie og Kazimierz M. Slomczynski (2004). Inter-party mobility among parliamentary candidates in post-communist East Central Europe. Party Politics 10 (2): 151-176.
- Snagovsky,  Feodor  og  Matthew  Kerby  (2018).  The  electoral  consequences  of  party switching in Canada: 1945-2011. Canadian Journal of Political Science 51 (2): 425445.
- Stock, James H. og Mark W. Watson (2003). Introduction to econometrics .  Addison Wesley.
- Thomsen, Søren Risbjerg (2012). Stikprøveudvælgelse, kapitel 14 i Lotte Bøgh Andersen, Kasper Møller Hansen og Robert Klemmensen (red.), Metoder i Statskundskab , 2. udg. Hans Reitzels Forlag.
- Toft,  Jonna  (2022).  Næsten  hver  femte  politiker  har  forladt  sit  parti  i  Folketinget. Vid&amp;Sans . (13. november, 2023).
- Wooldridge, Jeffrey M. (2013). Introductory econometrics: a modern approach .  SouthWestern.
- Yoshinaka, Antoine og Seth C. McKee (2019). Short-term pain for long-term gain: The logic of legislative party switching in the contemporary American South. State Politics &amp; Policy Quarterly 19 (2): 259-281.

## Om forfatterne

Frederik  Lehrmann  Thygesen,  cand.scient.pol.  fra  Københavns  Universitet.  Arbejder til  dagligt  som  fuldmægtig  i  Beskæftigelsesministeriet.  Interesseret  i  vælgeradfærd  og  andre  typer  af  politisk  adfærd  samt  kvantitative  metoder.  E-mail: frederikthygesen2608@gmail.com

Jens Høyer Jensen, cand.scient.pol. fra Københavns Universitet. Arbejder til dagligt som presserådgiver i Justitsministeriet. Tidligere politisk journalist. Interesse i krydsfeltet mellem politik og journalistik. E-mail: jenshoyerjensen@gmail.com