Vem röstar och varför? : en analys av valdeltagandet i 2002 års kommunfullmäktigeval (Departementsserien 2003:54)

Vem röstar och varför?

En analys av valdeltagandet i 2002 års kommunfullmäktigeval

Förord

Denna rapport redovisar analyser av valdeltagandet i 2002 års kommunfullmäktigeval. Till grund för analyserna ligger den medborgarundersökning som mellan hösten 2002 och våren 2003 genomförts under ledning av forskare verksamma vid statsvetenskapliga institutionen, Uppsala universitet. Sven Oskarsson, doktorand vid nämnda institution, knöts under en period 2002 och 2003 till Justitiedepartementets enhet för demokratiutveckling, mänskliga rättigheter, folkrörelsefrågor och idrott för att göra denna rapport. Dock är de slutsatser och andra normativa utsagor som redovisas i rapporten författarens egna.

Stockholm oktober 2003

Marcus Bengtsson

Innehåll

1	Inledning .................................................................	3
1.1	Varför studera valdeltagande? ...............................................	3
1.2	Datamaterial ...........................................................................	7
1.3	Urval kontra population........................................................	8
1.4	Statistisk metod....................................................................	13
2	Vem röstar? ............................................................	17
2.1	En enkel modell över valdeltagande....................................	17

2.2Valdeltagandets demografiska och socioekonomiska

	baser ......................................................................................	19
2.3	Vem röstar – en social grundmodell ...................................	23
2.4	Slutsatser...............................................................................	27
3	Varför rösta? ...........................................................	29
3.1	Valdeltagandets mekanismer...............................................	30
3.2	En utvecklad modell över valdeltagande.............................	36
3.3	Varför rösta – en stegvis prövning......................................	41
3.4	Invandrades valdeltagande...................................................	52
		1

Innehåll

Ds 2003:54

3.5	Slutsatser...............................................................................	55
4	Förändringar i valdeltagandet över tid ........................	57
4.1	Det sjunkande valdeltagandet..............................................	57
4.2	Förändringar i väljarkåren....................................................	58
4.3	Slutsatser...............................................................................	63
5	Sammanfattning......................................................	64
Referenser......................................................................		67

Ds 2003:54

Inledning

1 Inledning

Denna rapport syftar till att ge svar på två frågor. Den första, och huvudsakliga, frågan som ställs är: vem röstar och varför? För det första behöver skillnader i valdeltagandet mellan olika demografiska och socioekonomiska grupper i samhället kartläggas. Mönstret i 2002 års svenska val stämmer väl överens med resultat från tidigare studier, såväl svenska som utländska. Yngre, invandrade, ensamstående, lågutbildade och sämre bemedlade tar sig mer sällan till vallokalen än äldre, infödda och socioekonomiskt mer lyckligt lottade. Den intressanta följdfrågan är då varför det förhåller sig på detta vis? Vilka är de förmedlande länkarna mellan de sociala bakgrundsfaktorerna och benägenheten att rösta? Den andra frågan som behandlas är hur förändringar i valdeltagandet på riksnivå kan förklaras utifrån de samband vi finner i den inledande analysen. Till grund för den följande analysen ligger den medborgarundersökning som mellan hösten 2002 och våren 2003 genomförts under ledning av forskare verksamma vid statsvetenskapliga institutionen, Uppsala universitet.

1.1Varför studera valdeltagande?

Ett brett politisk deltagande är ett grundläggande ideal i de flesta demokratiska system och den mest basala deltagandeformen är röstning i allmänna val. I ett internationellt perspektiv står sig här det svenska demokratiska systemet tämligen väl. Med undantag för länder med röstplikt har det svenska valdeltagandet

Inledning	Ds 2003:54
	legat i topp i en internationell jämförelse under hela
	efterkrigstiden.
	Trots detta finns det anledning att vara bekymrad över det
	svenska valdeltagandet. Valdeltagandet sjunker nämligen i
	Sverige. Allt färre utnyttjar sin medborgerliga rättighet att vara
	med och bestämma om den offentliga maktens utövning. I figur
	1 presenteras valdeltagandet i de svenska riksdagsvalen sedan
	införandet av allmän och lika rösträtt 1921. Tendensen har under
	större delen av 1900-talet varit ett växande deltagande i de
	allmänna valen. I samband med 1985 års val är det dock tydligt
	att denna trend vänder. Redan 1976 nåddes det högsta resultatet,
	då 91,7 procent av de röstberättigade medborgarna tog sig till
	valurnorna. Sedan mitten av 1980-talet har trenden varit vikande.
	Valdeltagandet i höstens riksdagsval – 80,1 procent – ligger på en
	nivå jämförbar med valen under den tidiga efterkrigstiden.

Figur 1: Valdeltagandet i de svenska riksdagsvalen 1921-2002

	90
i procent	80
i procent
Valdeltagande	70
Valdeltagande	60
	60
	50
	1920	1940	1960	1980	2000
			År

Ds 2003:54

Inledning

Denna utveckling är emellertid inte specifik för Sverige. Mönstret är tydligt i hela västvärlden. Den allmänna trenden är att valdeltagandet under de senaste decennierna sjunker i de flesta länder. I ljuset av detta är nedgången i valdeltagande i Sverige inte avvikande eller annorlunda. Vad som däremot skiljer ut Sverige från merparten av de övriga länderna är att nedgången låter vänta på sig ända till mitten av 1980-talet.

Är då utvecklingen mot ett allt lägre valdeltagande något skäl till oro? Svaret måste här bli ett entydigt ja. Anledningen till detta är inte att ett lägre valdeltagande i sig är skadligt för demokratins överlevnad och funktionssätt. Så länge de som faktiskt röstar är representativa för befolkningen i stort kan det ändå finnas ett klart samband mellan medborgarnas önskemål och den förda politiken. All tillgänglig forskning visar emellertid att ett lägre valdeltagande också innebär större ojämlikhet i valdeltagandet. När valdeltagandet i ett land sjunker är det främst de socialt och ekonomiskt svagare grupperna som avstår från att ta sig till vallokalerna.1 Röstning är helt enkelt en klassfråga. Samtidigt finns det ett tydligt samband mellan socioekonomisk status och partipreferenser.2 Ett lägre valdeltagande leder alltså, allt annat lika, till att den relativa storleken partierna emellan förändras. För att helt klargöra problemet med ett sjunkande valdeltagande krävs dessutom ett sista argument, nämligen att partipolitik faktiskt spelar någon roll. Återigen bistår empirisk forskning med belägg. Ett flertal länderjämförande studier visar att vilket parti som sitter vid makten har stor betydelse för graden av omfördelning i den förda politiken och hur mycket kraft som läggs ned på att exempelvis minska arbetslösheten eller att stävja inflationen.3

Därmed går det att urskilja en rät linje från valdeltagande till förd politik. Hur många som röstar har ett samband med vilka som röstar vilket i sin tur påverkar partiernas storlek som,

1Lijphart (1997); Bennulf & Hedberg (1999); Holmberg (1990).

2Lipset (1960); Korpi (1981); Gilljam (1990).

3Esping-Andersen (1990); Scharpf (1991); Hibbs (1977); Garrett (1998); Hicks & Swank (1992).

Inledning

Ds 2003:54

slutligen, är av betydelse för den politik som förs. Hur stor del av medborgarna som röstar spelar således en avgörande roll för den representativa demokratins funktionssätt. Med ett allt lägre valdeltagande blir det betydligt svårare att hävda att regeringsformens stolta inledningsparagraf – ”All offentlig makt utgår från folket” – motsvarar de faktiska realiteterna. Ur detta perspektiv är det sjunkande valdeltagandet i Sverige djupt oroande.

Denna rapport har, mot bakgrund av det inledande resonemanget, två övergripande syften. Den första, och huvudsakliga, frågan som kommer att ställas är: vem röstar och varför? Uppgiften är här tvådelad. För det första behöver skillnader i valdeltagandet mellan olika demografiska och socioekonomiska grupper i samhället kartläggas. En rik flora av tidigare studier, såväl svenska som utländska samt från olika tidsepoker, har visat att deltagandet i allmänna val inte är jämt fördelat mellan grupper i samhället. Yngre, invandrade, lågutbildade och människor i lägre inkomstklasser tar sig mer sällan till vallokalen än äldre, infödda och socioekonomiskt starkare. Redan nu kan det förutskickas att mönstret var detsamma även i 2002 års svenska val. Den intressanta följdfrågan, där tidigare studier är mer tunnsådda, är då givetvis varför det förhåller sig på detta vis? Vilka är de förmedlande länkarna mellan de sociala bakgrundsfaktorerna och benägenheten att rösta?

Den andra frågan som ställs är hur förändringar i valdeltagandet på riksnivå kan förklaras utifrån de samband vi finner i den inledande analysen. Tidigare forskning har här pekat på att den stora nedgången i valdeltagandet i samband med 1998 års val i mångt och mycket kan hänföras till två övergripande förändringar i valmanskåren.4 Dels tenderar väljarna att i allt

4 Teorell & Westholm (1999).

Ds 2003:54

Inledning

mindre utsträckning identifiera sig med något politiskt parti, dels verkar det som om den norm som föreskriver deltagande i de allmänna valen är på väg att urholkas. Frågan är här om samma faktorer kan förklara den relativt måttliga tillbakagången i valdeltagandet i höstens val.

1.2Datamaterial

Till grund för den följande analysen ligger den medborgarundersökning (MBU02-03) som mellan hösten 2002 och våren 2003 genomförts under ledning av forskare verksamma vid statsvetenskapliga institutionen, Uppsala universitet.5 Undersökningen baseras på ett riksrepresentativt urval av alla i Sverige bosatta personer i åldern 18 år och uppåt. Datainsamlingen genomfördes med hjälp av intervjuer, i första hand utförda vid besök i den intervjuades hem. En mindre del av urvalet intervjuades på annan plats eller per telefon. Intervjumaterialet har kompletterats med uppgifter från vallängden om de undersökta personernas valdeltagande.6

Urvalet till 2002-2003 års medborgarundersökning omfattade 2138 personer varav 1272 intervjuats. Svarsfrekvensen var därmed 59,5 procent. Detta är en låg andel, särskilt i jämförelse med svarsfrekvensen i de båda tidigare medborgarundersökningarna – 77,9 procent i 1987 års undersökning samt 74,3 procent i 1997 år undersökning. Det är i huvudsak tre faktorer som förklarar den lägre svarsfrekvensen i 2002-2003 års medborgarundersökning. För det första har, under en längre tid, svarsfrekvensen för surveyundersökningar uppvisat en sjunkande trend. Tendensen är urskiljbar även när det gäller de tidigare

5Medborgarundersökningen 2002-2003 genomfördes under ledning av Anders Westholm, Karin Borevi och Per Strömblad. Fältarbetet ombesörjdes av Statistiska centralbyrån. Intervjuundersöknigen finansierades av Integrationspolitiska maktutredning och projektet Demokratins mekanismer.

6Datamaterialet har också kompletterats med registeruppgifter rörande kön, ålder, födelseort, medborgarskap, civilstånd, inkomst samt (i förekommande fall) senaste invandringsår.

Inledning

Ds 2003:54

medborgarundersökningarna där svarsfrekvensen var 3,6 procentenheter högre 1987 jämfört med 1997. Utöver denna allmänna trend går det också att anföra två undersökningsspecifika förklaringar till den låga svarsfrekvensen. Dels omfattar urvalet i 2002-2003 års medborgarundersökning personer över 80 år, vilket inte var fallet i de båda tidigare medborgarundersökningarna. Tidigare erfarenheter visar att svarsfrekvensen inom den äldre befolkningsgruppen tenderar att vara lägre än genomsnittet.7 Dels är datainsamlingen till 2002- 2003 års medborgarundersökning ännu inte helt färdigställd. Det datamaterial som för tillfället står till förfogande baseras på de personer ur urvalet som direkt accepterade att delta i undersökningen. Efter nya förfrågningar hos de personer som ännu inte låtit sig intervjuas kommer svarsfrekvensen att stiga något, dock osäkert med hur många procentenheter. Valet står därmed mellan att invänta en högre svarsfrekvens eller att utgå från det material som för tillfället är insamlat. Fördelen med det senare alternativet är möjligheten att på ett tidigt stadium kunna analysera den mest aktuella och heltäckande datakälla som idag finns att tillgå rörande politiskt engagemang i Sverige. Nackdelen är givetvis att det förhållandevis stora bortfallet medför vissa problem för undersökningens resultat. Det är därför av stor vikt att dessa problem diskuteras.8

1.3Urval kontra population

Alla undersökningar baserade på slumpmässiga urval är behäftade med såväl osystematiska som systematiska fel. De osystematiska felen innebär att vi aldrig kan vara helt säkra på de resultat vi får fram, eftersom vi utgår från ett urval ur den

7Svarsfrekvensen för den delen av urvalet som utgörs av personer med åldern 80 år eller yngre är 60,9 procent, alltså något högre än i det totala urvalet. Svarsfrekvensen bland dem över 80 år är 36,8 procent.

8Det är här på sin plats att rikta ett tack till Anders Westholm för möjligheten att ta del av och analysera 2002-2003 års medborgarundersökning på ett så tidigt stadium.

Ds 2003:54

Inledning

population vi vill uttala oss om. De resultat som redovisas är därför att betrakta som närmevärden kringgärdade av en statistisk felmarginal. I den löpande texten kommer enbart dessa närmevärden, eller punktestimat, att diskuteras. Den läsare som är intresserad av en mer fullständig redovisning av den statistiska precisionen i måtten hänvisas till tabellerna.

De osystematiska felen innebär emellertid inte några större problem. Så länge vi inser att vi har att göra med närmevärden snarare än exakta observationer, kan den statistiska metoden hjälpa oss med att kan få en uppfattning om betydelsen av de osystematiska felen genom att tillhandahålla mått på felmarginalens storlek. Betydligt mer problematiska är de så kallade systematiska felen. Systematiska fel uppstår, bland annat, när de som svarat i undersökningen i viktiga avseenden avviker från dem som avstått från att låta sig intervjuas. Sammansättningen av bortfallsgruppen är alltså av betydelse. Problemet i en undersökning av valdeltagandet är att de som inte vill delta i undersökningen också tenderar att mer sällan utnyttja sin rösträtt. En direkt effekt av detta är att valdeltagandet ibland de som svarade i medborgarundersökningen är betydligt högre än det faktiska valdeltagande i den svenska valmanskåren. Detta framgår av tabell 1.

Inledning

Ds 2003:54

Tabell 1. Valdeltagandet enligt medborgarundersökningen och den offentliga statistiken

	Bland de	Enligt
	svarande	offentlig
Val	i MBU02–03	statistik

Kommunfullmäktigevalet 2002	86,0	77,9
Landstingsvalet 2002	85,0	77,4
Riksdagsvalet 2002	87,8	80,1

Kommentar: Antalet observationer för medborgarundersökningen är 1260 i kommunfullmäktigerespektive landstingsvalen samt 1222 i riksdagsvalet. Skillnaden i antalet observationer beror på att 38 av de personer för vilka registeruppgifter om valdeltagande finns att tillgå är utländska medborgare med rösträtt i kommunfullmäktige- och landstingsvalen men inte riksdagsvalet.

Valdeltagandet överskattas således i medborgarundersökningen med ungefär åtta procentenheter. Detta kan, vid första påseende, tyckas utgöra ett allvarligt problem. Det gäller dock att vara på det klara med att det inte är de absoluta nivåerna i valdeltagandet som är det intressanta – dessa nivåer finns det redan säker kunskap om. Fokus här är istället inriktat mot skillnader i valdeltagande mellan olika grupper.

Emellertid kommer också gruppskillnaderna att snedvridas till följd av bortfallet. Ett fiktivt exempel kan klargöra detta. Ponera att befolkningen kan indelas i två lika stora grupper, som för enkelhetens skull kallas grupp 1 och grupp 2. Det faktiska valdeltagandet i grupp 1 är 80 procent medan det i grupp 2 är 50 procent. Skillnaden i valdeltagande grupperna emellan är alltså 30 procentenheter. Vidare genomförs en undersökning baserad på ett slumpmässigt urval om 2000 individer. Undersökningen är

Ds 2003:54

Inledning

designad så att 1000 av personerna i urvalet tillhör grupp 1 medan de övriga 1000 ingår i grupp 2. Låt oss vidare anta att valdeltagandet i de båda urvalsgrupperna om 1000 personer vardera överensstämmer med det faktiska valdeltagandet i befolkningsgrupperna som helhet. Tyvärr får vi dock räkna med ett visst bortfall. Det visar sig också att bortfallet är något snett fördelat. De röstande ställer mangrant upp i undersökningen medan enbart hälften av dem som inte röstat låter sig intervjuas. En skattning av valdeltagandet i de två grupperna utifrån undersökningen får då följande resultat.

Tabell 2. Fiktiva svarsfrekvenser och valdeltagande

		Antal	Antal icke	Valde–
Val		röstande	röstande	tagande

Grupp 1 (befolkningen)				80
Grupp 1 (urval)		800	200	80
Grupp 1 (svarande)		800	100	88,9
Grupp 2	(befolkningen)			50
Grupp 2	(urval)	500	500	50
Grupp 2	(svarande)	500	250	66,7

Det kan då konstateras att valdeltagandet, på grund av det skeva bortfallet, överskattas i båda grupperna. Viktigare är dock att överskattningen är större i gruppen med ett lägre valdeltagande. Den faktiska skillnaden i valdeltagande mellan grupperna uppgår till 30 procentenheter (80–30). Enligt undersökningen uppskattar vi denna skillnad till 22,2 procentenheter (88,9–67,7).

Inledning

Ds 2003:54

Det är således nödvändigt att räkna med en viss underskattning av de gruppskillnader som primärt intresserar oss. Detta kan å andra sidan ses som en styrka vid tolkningen av resultaten. När det väl går att hitta belägg för gruppskillnader i valdeltagande, exempelvis mellan individer med låg och hög grad av utbildning, är resultatet desto säkrare eftersom skillnaden med största sannolikhet är underskattad.9

Sammanfattningsvis ska vi ha två saker i minnet inför den empiriska analysen. För det första, resultaten som redovisas är att betrakta som närmevärden kringgärdade av en felmarginal. För det andra kommer, med största sannolikhet, dessa närmevärden att systematiskt underskatta de faktiska skillnaderna i valdeltagande mellan olika befolkningskategorier. Det senare är mindre problematiskt än det i förstone verkar. Vi ska snarast se underskattningen som ett hinder mot att dra förhastade slutsatser om effekter av variabler som inte står att återfinna i valmanskåren som helhet.

De analyser som nedan presenteras utgår i första hand från deltagandet i kommunfullmäktigevalet 2002. Skälet till att fokusera på valet till kommunfullmäktige är att även invandrade utan svenskt medborgarskap kan inkluderas i analysen, vilket inte hade varit möjligt om vi istället koncentrerat oss på riksdagsvalet. Till följd av den gemensamma valdagen är deltagandet i de tre olika valen starkt knutna till varandra. Det är alltså, om vi bortser från medborgarskapsaspekten, av mindre betydelse vilket val som studeras då slutsatserna i det stora hela blir likvärdiga.

9 Resonemanget ovan vilar på ett implicit antagande. För att var helt säkra på att bortfallet medför att gruppskillnader underskattas måste valdeltagandet i gruppen med störst andel röstskolkare vara lika med eller överstiga 50 procent. Argumentet är giltigt också när valdeltagandet i den senare gruppen understiger 50 procent så länge skillnaden i bortfallsfrekvens grupperna emellan är tillräckligt stor.

Ds 2003:54

Inledning

1.4Statistisk metod

De resultat som nedan redovisas bygger på så kallad logistisk regressionsanalys, eller logit.10 Eftersom denna teknik på några avgörande punkter skiljer sig från vanlig linjär regression vad gäller grundantaganden och tolkning av resultat kan det vara på sin plats att kort beröra den statistiska metoden innan vi övergår till den empiriska analysen.

Karaktären på det vi ska försöka förklara i denna studie gör ordinära tekniker för sambandanalys mindre lämpliga. Att rösta är ett dikotomt eller tvådelat beslut: antingen röstar man eller så gör man det inte. Att den beroende variabeln, röstning, är dikotom innebär, bland annat, att ett av grundantagandena för linjär regressionsanalys – att den beroende variabeln är en linjär funktion av den oberoende – inte kan sägas överensstämma med verkligheten. Vad vi snarast ska förvänta oss är att förhållandet mellan en oberoende variabel, exempelvis utbildningsnivå, och sannolikheten att rösta är S-format på så sätt som illustreras i figur 2.

10 Följande resonemang bygger på Teorell & Westholm (1999), s. 142 ff. Se även Scott Long (1997).

Inledning

Ds 2003:54

Figur 2: Den logistiska modellen

	1
att rösta
Sannolikhet	.5
Sannolikhet
	0
	0	5	10
		Förklaringsfaktor

Logiken bakom den S-formade logitkurvan förklaras enklast genom några exempel. Anta att vi har att göra med en person vars egenskaper gör det högst troligt att han/hon avser att rösta, och därmed befinner sig långt till höger på kurvan i figur 2. Kurvans lutning är här mycket flack. Konkret innebär detta att om någon enskild omständighet som kan tänkas styra röstningsbeslutet – exempelvis utbildningsnivå eller intresse för politik – förändras så kommer sannolikheten att personen i fråga röstar inte att förändras i nämnvärd utsträckning, eftersom denne karaktäriseras av så många andra för valdeltagande gynnsamma betingelser. Har vi istället att göra med en person som står och väger gällande beslutet att rösta eller inte har varje enskild faktor betydligt större inverkan och vi befinner oss på den brantaste delen av logitkurvan. En förändring i intresset för

Ds 2003:54

Inledning

politik eller ett extra år inom utbildningsväsendet kan då bli den faktor som fäller avgörandet i beslutet.

Med samma logik kan vi också sluta oss till att den logistiska regressionsanalysen, i kombination med bortfallet i urvalet, kommer att leda till att vi ytterligare underskattar gruppskillnader i valdeltagandet. Vi har redan kunnat konstatera att bortfallet leder till en överskattning av valdeltagandet. Detta medför att urvalet i snitt befinner sig längre till höger på logitkurvan än befolkningen som helhet. På samma sätt som ovan innebär detta att marginaleffekten av varje enskild faktor med nödvändighet blir mindre i urvalet än i populationen och att, därmed, gruppskillnader kommer att underskattas. Återigen kan vi dock konstatera att denna snedvridning kan användas till att stärka tolkningen av resultaten. De effekter vi faktiskt lyckas belägga är desto säkrare eftersom såväl bortfallet som den statistiska tekniken utgör extra hinder på vägen.11

Styrkan i logistisk regressionsanalys är således att tekniken möjliggör en mer rimlig analys när den beroende variabeln är dikotom. Problemen ligger i stället i tolkningen av resultaten eftersom de effektmått som den logistiska tekniken tillhandahåller är långt ifrån intuitiva. Av den anledningen behöver de mått som presenteras i tabellerna nedan diskuteras.

Det första måttet i varje tabell är de så kallade ostandardiserade logistiska regressionskoefficienterna (betecknas i tabellerna som koefficient). I anslutning till regressionskoefficienterna redovisas huruvida dessa är statistiskt signifikanta samt de standardfel som signifikansprövningen bygger på. För att underlätta tolkningen av koefficienterna har de oberoende variablerna utformats så att de sträcker sig mellan 0 och 1 i alla fall utom ålder och inkomst.

11 Det är här viktigt att påpeka det rör sig om två separata felkällor i uppskattningarna av gruppskillnader. Den första orsaken till underskattning av gruppskillnader följer av bortfallet och uppstår oavsett analysteknik. Den andra orsaken till underskattning är en effekt av bortfallet i kombination med den valda analystekniken – logitregression. Om analysen istället baserats på linjär regressionsanalys hade underskattningen av gruppskillnader blivit mindre, men i gengäld hade analysen brutit mot ett antal grundantaganden för denna analysteknik.

Inledning

Ds 2003:54

Tyvärr hjälper nu inte utformningen av skalorna i de oberoende variablerna särskilt mycket när det gäller en mer substantiell tolkning av resultaten. Den ostandardiserade koefficienten är nämligen ett mått på den förväntade förändringen i den logaritmerade oddskvoten (kvoten mellan sannolikheten för att rösta och sannolikheten för att avstå) när vi rör oss ett steg på den oberoende variabeln. Vad vi snarare vill veta är istället hur mycket sannolikheten att rösta ändras när vi förändrar värdena på de oberoende variablerna. För att göra tolkningen av resultaten mer konkret redovisas därför procentdifferenser som direkta mått på den förväntade skillnaden i sannolikhet för att rösta när vi rör oss ett steg på de oberoende variablerna.12 Diskussionen i den löpande texten kommer uteslutande att utgå från dessa procentdifferenser.

12 Det finns flera olika alternativ när man räknar fram så kallade procentdifferenser – se här Scott Long (1997). Den metod som här används utgår från marginaleffekten (effekten av ett stegs förändring i en oberoende variabel när övriga oberoende variabler hålls konstant) hos varje enskild individ. Procentdifferensen är sedan beräknad som medelvärdet av dessa individuella marginaleffekter. Det är här viktigt att ha i åtanke att det ligger en viss fara i att, utifrån storleken på procentdifferenserna, jämföra olika variablers effekter på röstningsbeslutet. Procentdifferenserna tar enbart hänsyn till de oberoende skalornas teoretiska ändpunkter (i de fall procentdifferenserna beräknas på andra grunder kommer detta att framgå). Den faktiska effekten av en variabel är också en funktion av spridningen i variabeln – i vissa fall är spridningen stor, i andra mindre.

Ds 2003:54

Vem röstar?

2 Vem röstar?

I detta kapitel konstateras att demografiska samt socioekonomiska faktorer hade avgörande betydelse för benägenheten att rösta i kommunfullmäktigevalet 2002. Ålder har en tydlig positiv effekt på röstningsbenägenheten, de invandrade tenderar att rösta i mindre utsträckning än svenskfödda, medan gifta och sammanboende, högutbildade samt de i högre inkomstgrupper uppvisar ett högre valdeltagande. Sambanden är kända från ett flertal tidigare studier av valdeltagande i olika länder och tidsepoker.

2.1En enkel modell över valdeltagande

De senaste decenniernas forskning har, bland annat, utmynnat i vad som kan kallas en social grundmodell när det gäller att förklara politiskt beteende.1 Flera studier i olika länder har visat att politiskt deltagande i allmänhet och röstning i synnerhet fördelar sig ojämlikt mellan individer ur olika sociala och demografiska skikt.2 Långvarig utbildning, arbeten med högre social status och större inkomster tenderar att sammanfalla med en större aktivitet inom den politiska sfären. Men också bakomliggande demografiska faktorer som ålder, kön och födelseland verkar ha betydelse för det politiska deltagandet helt

1Leighley (1995). Modellen tillskrivs i första hand Verba & Nie (1972).

2Verba & Nie (1972); Milbrath & Goel (1977); Verba, Nie & Kim (1978); Wolfinger & Rosenstone (1980); Verba, Schlozman & Brady (1995); Peterson, Westholm & Blomberg (1989); Holmberg (1990); Petersson m.fl. (1998); Bennulf & Hedberg (1999).

Vem röstar?

Ds 2003:54

oavsett den sociala statusen. Den bakomliggande idén är, mycket förenklat, att dessa socioekonomiska och demografiska faktorer på olika sätt alstrar politiska attityder och resurser vilka i sin tur återspeglas i det politiska beteendet. Tankegången illustreras i figur 3.

Figur 3. En enkel modell över valdeltagande

Demografiska
Demografiska	Politiska
och socio–	Politiska	Valdeltagande
och socio–	resurser och
ekonomiska	resurser och
ekonomiska	attityder
faktorer	attityder
faktorer

När det gäller det övergripande sambandet mellan demografiska och socioekonomiska faktorer och röstningsbenägenhet är detta väldokumenterat genom tidigare forskning. Vi kommer därför att lägga mindre vikt vid att beskriva hur detta samband artar sig i det svenska valet 2002 och istället rikta fokus mot varförfrågan. Varför tenderar äldre, svenskfödda, gifta eller sammanboende, högutbildade och höginkomsttagare att rösta i större utsträckning än yngre, invandrade, ensamstående, lågutbildade och människor med lägre inkomster? Vilka är de mekanismer som verkar mellan socioekonomisk status och röstningsbenägenhet? Bildligt talat ska vi öppna den ofta svarta boxen mellan de sociala bakgrundsfaktorerna och röstning och ställa två frågor. För det första, vilka är de attityder och resurser som litteraturen på området pekar ut? För det andra, i vilken utsträckning försvinner sambandet mellan demografiska respektive socioekonomiska variabler och röstningsbenägenhet när vi tar hänsyn till dessa faktorer? För att kunna besvara dessa frågor måste vi dock inleda med att ge ännu ett belägg för något vi känner till sedan länge – valdeltagandet skiljer sig åt mellan

Ds 2003:54

Vem röstar?

grupper med olika demografiska och socioekonomiska egenskaper.

2.2Valdeltagandets demografiska och socioekonomiska baser

Sociala faktorers betydelse för valdeltagandet är, som sagt, väl belagda. Resultaten från tidigare studier av valdeltagandet är dessutom tämligen samstämmiga. Det vi kan kalla ”lågresursgrupper” tenderar att rösta i mindre utsträckning än de som är socialt och ekonomiskt ”starkare”. I tabell 3 presenteras enkla bivariata samband mellan de sex demografiska och socioekonomiska faktorer och valdeltagande som tillsammans utgör vår sociala grundmodell. De demografiska bakgrundsvariabler som denna studie tar upp är kön, ålder respektive huruvida personen är invandrad eller född i Sverige.3 Som indikatorer på socioekonomisk status utgår vi ifrån civilstånd, grad av utbildning samt inkomst.4

3Det finns inget självklart sätt att särskilja gruppen invandrade från infödda. I offentlig statistik och forskningsrapporter definieras ”invandrare” omväxlande som utländska medborgare och utomlands födda. Problem kan dock uppstå med båda dessa kategoriseringar. Exempelvis räknas som utrikes född en person som är född utomlands av ”svenska” föräldrar. Å andra sidan kan man som utländsk medborgare mycket väl vara född i Sverige. I denna rapport räknas som invandrad den som är utomlands född. På detta sätt går det att undersöka vilken betydelse medborgarskapet, utöver invandrarskapet, har för valdeltagandet i den senare analysen. Genomgående kommer termen ”invandrad” istället för ”invandrare” att användas för att poängtera att gruppen är mycket disparat och att det som möjligen förenar de olika individerna snarast är en erfarenhet och inte en egenskap.

4Det kan givetvis finnas anledning att ta fler indikatorer på social status än de ovan angivna i beaktande. I synnerhet har man i svenska studier funnit ett stabilt samband mellan yrkesgruppstillhörighet och valdeltagande på så sätt att tjänstemän i högre utsträckning än arbetare utnyttjar sin medborgerliga rätt att rösta (Bennulf & Hedberg (1999)). Emellertid, av två skäl bortser den föreliggande rapportern från denna faktor. För det första är samvariationen mellan de olika måtten på socioekonomisk status stark. Tjänstemän har oftast längre utbildningstid samt tjänar i genomsnitt mer än arbetare. I slutändan är det inte de enskilda faktorernas betydelse för valdeltagandet utan effekten av socioekonomisk status som är det intressanta och då spelar det mindre roll vilka indikatorer som används. Det andra skälet till att inte ta med yrkesstatus i modellen är

Vem röstar?

Ds 2003:54

Tabell 3. Valdeltagande i kommunfullmäktigevalet 2002: bakgrundsfaktorer (bivariata logistiska regressioner)

Oberoende variabel		Koefficient	Standardardfel	Procentdiff.

Kön: 0, 1 (man, kvinna)		– 0,059	0,173	– 0,7
Ålder
18–30		–	–	–
31–40		0,468*	0,250	6,8
41–50		0,495*	0,265	7,2
51–60		0,827***	0,271	10,7
61–70		1,209***	0,342	13,9
71–		1,032***	0,344	12,5
Invandrarskap: 0, 1	–	0.548**	0,273	– 7,4
(infödd,invandrad)
Civilstånd: 0, 1		1,019***	0,175	12,7
(ogift/frånskild/änka/änkling,
gift/sammanboende)
Utbildning: 0–1 (6 år eller		0,821***	0,311	9,6
mindre – 18 år eller mer)
Inkomst (10 000/månad –		0,241***	0,066	6,9
30 000/månad)

Kommentar: Antalet observationer uppgår i samtliga analyser till 1159. För att underlätta jämförelser mellan modellerna utnyttjas enbart de observationer som ingår i den mest fullständiga modellen (presenterad i tabell 11). Den ostandardiserade koefficienten för inkomst avser effekten av 100 000 kronor extra i årsinkomst. Procentdifferensen, däremot, avser effekten av att höja månadsinkomsten från 10 000 till 30 000 kronor.

*Statistiskt säkerställd effekt; 90 procents säkerhet, tvåsidigt test.

**Statistiskt säkerställd effekt; 95 procents säkerhet, tvåsidigt test.

mer krasst. När den här analysen av medborgarundersökningen 2002-2003 sker har ännu inte yrkestillhörighetsvariabeln kodats färdigt.

Ds 2003:54

Vem röstar?

*** Statistiskt säkerställd effekt; 99 procents säkerhet, tvåsidigt test.

Skillnaden i valdeltagande mellan män och kvinnor är liten. Från offentlig statistik vet vi att sedan 1976 har kvinnor röstat i något större utsträckning än män.5 Att det omvända förhållandet råder i medborgarundersökningens urval får snarast ses som ett resultat av slumpen. I de analyser som följer kommer effekten av kön ibland att vara svagt negativ, ibland svagt positiv, men inte i något enda fall statistiskt signifikant.

Sedan toppnoteringen 1976 har valdeltagandet gått tillbaka i samtliga åldersgrupper.6 Tillbakagången har dock varit minst bland de äldre. Sambandet mellan ålder och valdeltagande har till följd av detta ändrat form. I både svenska och utländska studier har man tidigare kunnat konstatera att det råder ett tydligt kurvlinjärt samband mellan ålder och röstningsbenägenhet.7 Såväl de yngsta som de äldsta väljarna tenderar att utnyttja sin rösträtt i mindre utsträckning, medan de medelålders uppvisar ett högre valdeltagande En liknande, men mycket svagare, tendens är urskiljbar även i medborgarundersökningen. Valdeltagandet stiger med åldern till och med gruppen 61–70 år, varefter valdeltagandet sjunker något. Ålderspuckeln inträffar dock, för det första, senare än den gjort i tidigare val och är, för det andra, betydligt mindre markerad.8

Den här tendensen är ingen nyhet. Åtminstone sedan 1976 har ålderspuckeln långsamt förskjutits mot de äldre väljarna. Det är heller inget fenomen som är begränsat till valdeltagandet. I en nyligen utkommen rapport framgår det tydligt att aktivitet och medlemskap i föreningslivet i allt högre grad uppbärs av den äldre befolkningen.9 Det vi ser är alltså att det tidigare kurvlinjära

5Bennulf & Hedberg (1999); SCB (2003a).

6Bennulf & Hedberg (1999); SCB (2003a).

7Wolfinger & Rosentstone (1980); Bennulf & Hedberg (1999).

8Samma resultat går att utläsa i SCB (2003a) där det högsta valdeltagandet återfinns i gruppen 65–69 år.

9Vogel m.fl. (2003). I princip kan man tänka sig två komplementära förklaringar till denna föråldring av den politiske deltagaren. Antingen kan vi tolka det hela ur ett

Vem röstar?

Ds 2003:54

sambandet mellan ålder och valdeltagande blivit mer och mer rätlinjigt. Ju äldre man är desto större är sannolikheten att rösta.10

Skillnaden i valdeltagande i kommunalvalet 2002 mellan invandrade och svenskfödda är, i medborgarundersökningen, 7,4 procentenheter. Detta är med största sannolikhet en underskattning av den faktiska skillnaden, vilket pekar på betydelsen av resonemanget ovan om effekter av bortfallet. I statistiska centralbyråns rapportering kring valet 2002, som baserar sig på ett betydligt större urval än medborgarundersökningen, är skillnaden i valdeltagande i riksdagsvalet mellan inrikes och utrikes födda beräknat till 16 procentenheter och deltagandet i kommunfullmäktigevalet bland utrikes medborgare så lågt som till 35 procent.11 För vår del är dock det viktiga att kunna konstatera att det faktiskt finns en skillnad i röstningsbenägenhet, för att sedan kunna gå in på den mer intrikata frågan om varför denna skillnad existerar.

Om vi så övergår till de tre sista variablerna i tabell 3 kan vi konstatera att valdeltagandet varierar mellan olika socioekonomiska skikt i landet. Även dessa samband har visat sig vara stabila över tid.12 Återigen kan vi dock med största sannolikhet sluta oss till att de beräknade gruppskillnaderna är underskattade.

livscykelperspektiv där bättre levnadsförhållanden och friskare åldringar senarelagt utträdet ur förenings- och det politiska livet. Effekten förstärks här av ungdomarnas uppskjutna etablering i vuxenvärlden under 1990-talet, till följd av ökande ungdomsarbetslöshet, längre utbildning och senare bosättning. En alternativ tolkning utgår istället från generationseffekter. Tanken är då att de yngre generationerna mer och mer kommit att omfatta ett individualistiskt och postmateriellt synsätt på tillvaron där kollektiva lösningar värderas allt mindre, medan de äldre befolkningsgrupperna fortfarande vurmar för traditionella politiska värderingar (Inglehart (1990)).

10En följd av detta är att enbart den linjära effekten av ålder kommer att skattas i de fortsatta analyserna. För att fånga in ett kurvlinjärt samband behövs även en kvadrerad åldersterm. Effekten av ”ålder i kvadrat” visade sig dock vara ickesignifikant i alla analyser förutom vid skattning av det enkla bivariata sambandet mellan ålder och röstningsbenägenhet.

11SCB (2003a); SCB (2003b).

12Bennulf & Hedberg (1999).

Ds 2003:54

Vem röstar?

Civilstånd är en av de sociala faktorer som uppvisar starkast samband med valdeltagandet. Benägenheten att rösta bland gifta och sammanboende är klart större än bland ensamstående. Valdeltagandet bland de välutbildade är högre än bland personer med kortare utbildningsgång. Skillnaden i valdeltagande mellan personer med sex år eller mindre av heltidsutbildning och individer som tillbringat 18 eller fler år inom utbildningsväsendet är beräknad till 9,6 procentenheter. Slutligen kan vi se att högre inkomst ökar sannolikheten att rösta. Effekten av en ökning i inkomst från 10 000 kronor/månad till 30 000 kronor/månad uppgår till knappt 7 procentenheter.13

2.3Vem röstar – en social grundmodell

Analyserna i tabell 3 behandlar de enkla bivariata sambanden mellan sex demografiska och socioekonomiska faktorer och valdeltagandet i 2002 års kommunfullmäktigeval. Detta är emellertid endast ett första steg i riktning mot en förklaring av vem som röstar och vem som avstår. Exempelvis har vi kunnat konstatera att röstningsbenägenheten stiger med åldern. Men vi kan också utgå ifrån att sannolikheten att vara gift eller sammanboende ökar med åldern. Det är alltså troligt att en del av den positiva bivariata effekten av ålder på valdeltagandet snarast går att hänföra till faktorn civilstånd. För att kunna belägga denna hypotes måste vi analysera sambandet mellan ålder och röstningsbenägenhet för var och en av kategorierna i civilståndsvariabeln. Det vi förväntar oss är att effekten av ålder då avtar något.

Med ett metodbegrepp är vi ute efter att isolera effekten av en speciell variabel. Detta kräver att vi nu går från bivariat till multivariat analys, där vi kan beräkna den så kallade partiella effekten av en faktor vid kontroll för övriga oberoende variabler

13 Den ostandardiserade regressionskoefficienten avser effekten på den logaritmerade oddskvoten av en ökning av årsinkomsten med 100 000 kronor, medan procentdifferensen är uträknad på basis av skillnaden mellan den beräknade sannolikheten att delta för en person med 30 000 kronor/månad och en person med 10 000 kronor/månad.

Vem röstar?

Ds 2003:54

i en samlad modell. Vi ska göra detta i flera steg. Vi utgår från en modell med enbart demografiska faktorer som förklaringsvariabler. Sedan lyfter vi in de socioekonomiska variablerna och får därigenom en grundmodell där vi kan studera effekterna av demografiska och socioekonomiska faktorer på valdeltagandet samtidigt. I nästa avsnitt kommer vi att lyfta in ett antal attityder och resurser hos individerna som tidigare forskning pekat ut som viktiga i beslutet att rösta eller inte. Tanken är då att de olika faktorerna inkluderas i analysen i enlighet med den kausalkedja som illustreras i figur 2. Genom att på detta sätt stegvis utveckla modellen har vi större möjligheter att spåra den väg som de mest bakomliggande variablerna tar i sin påverkan på valdeltagandet.

I tabell 4 redovisas resultatet av den första modellen med kön, ålder och födelseland som oberoende variabler och valdeltagandet som beroende. Om vi koncentrerar oss på procentdifferenserna kan vi ganska snart konstatera att inte mycket hänt när vi gått från bivariat till en första multivariat prövning. Vid en jämförelse mellan resultaten i tabell 3 och tabell 4 ser vi att effekterna av de tre demografiska faktorerna kvarstår i stort sett oförändrade när vi kontrollerar dem för varandra. Detta är också vad vi bör förvänta oss. De inbördes sambanden mellan de tre oberoende variablerna är tämligen svaga. Så även om, exempelvis, gruppen invandrade i snitt är något yngre än de svenskfödda så kan detta inte förklara den negativa effekten på valdeltagandet av att vara född utomlands.

Ds 2003:54

Vem röstar?

Tabell 4. Valdeltagande i kommunfullmäktigevalet 2002: grundmodell (multivariat logistisk regression)

Oberoende variabel	Koefficient	Standardardfel	Procentdiff.

Kön	– 0,071	0,175	– 0,8
Ålder	0,023***	0,005	13,7
Invandrarskap	– 0,551**	0,276	– 7,3

*Statistiskt säkerställd effekt; 90 procents säkerhet, tvåsidigt test.

**Statistiskt säkerställd effekt; 95 procents säkerhet, tvåsidigt test.

***Statistiskt säkerställd effekt; 99 procents säkerhet, tvåsidigt test.

I tabell 5 presenteras resultaten av den fullständiga grundmodellen där även civilstånd, utbildning samt inkomst ingår som oberoende variabler. Om vi ser till de tre första variablerna kan vi återigen konstatera att effekten av kön är såväl substantiellt försumbar som statistiskt ickesignifikant. Den något mer markerade negativa effekten av att vara invandrad förklaras av att gruppen invandrade i vårt urval har något längre utbildningsgång än den övriga befolkningen. Det ursprungliga bivariata sambandet mellan födelseland och valdeltagande dolde därför en indirekt positiv effekt via utbildningsvariabeln.

Betydligt större är förändringen när det gäller effekten av ålder. När vi kontrollerar för socioekonomiska faktorer är den beräknade skillnaden i sannolikhet att rösta mellan en 70-åring och en 20-åring 0,203 till den förres favör. Effekten av ålder har alltså stigit kraftigt i jämförelse med resultaten i tabell 4. En noggrannare analys visar att denna förändring i sig döljer två

Vem röstar?

Ds 2003:54

separata effekter. I en modell, som inte redovisas här, där enbart de tre demografiska faktorerna samt civilstånd ingår, sjunker effekten av ålder, precis som vi enligt exemplet ovan hade anledning att förvänta oss. Det verkar alltså vara så att den ursprungliga bivariata effekten av ålder på röstningsbenägenhet delvis tar vägen via civilstånd. När vi så lyfter in utbildningsvariabeln i analysen stiger effekten av ålder kraftigt. Detta får tolkas som att äldre personer tenderar att ha kortare utbildningsgång vilket i sin tur minskar sannolikheten att rösta. Den direkta effekten av ålder måste därmed vara desto större, eftersom denna i kombination med den negativa indirekta effekten via utbildning sammantaget, liksom den enkla bivariata effekten av ålder på röstning, ska vara positiv.

När det gäller de direkta effekterna av de socioekonomiska variablerna på valdeltagandet har även dessa förändrats i förhållande till de bivariata resultaten i tabell 3. Styrkan i sambandet mellan civilstånd och röstningsbenägenhet har minskat något medan inverkan av längre utbildning är kraftigare. Förklaringen är densamma som i resonemanget ovan. Eftersom såväl civilstånd som utbildning samvarierar med ålder krävs det att variablerna kontrolleras för varandra för att kunna utröna de direkta effekterna på valdeltagandet.

Den positiva effekten av inkomst har i stort sett halverats och börjar nu närma sig gränsen för statistisk signifikans. Framförallt är detta en följd av kontrollen för civilstånd och utbildning. Gifta och sammanboende samt högutbildade tenderar att ha högre inkomster. Det enkla bivariata sambandet mellan inkomst och valdeltagande fångar därför upp en del av effekterna av utbildning och civilstånd.

Ds 2003:54

Vem röstar?

Tabell 5. Valdeltagande i kommunfullmäktigevalet 2002: utökad grundmodell (multivariat logistisk regression)

Oberoende variabel	Koefficient	Standardardfel	Procentdiff.

Kön	– 0,077	0,181	– 0,8
Ålder	0,035***	0,006	20,3
Invandrarskap	– 0,718**	0,289	– 9,2
Civilstånd	0,798***	0,188	9,2
Utbildning	1,983***	0,423	22,1
Inkomst	0,135**	0,066	3,5

*Statistiskt säkerställd effekt; 90 procents säkerhet, tvåsidigt test.

**Statistiskt säkerställd effekt; 95 procents säkerhet, tvåsidigt test.

***Statistiskt säkerställd effekt; 99 procents säkerhet, tvåsidigt test.

2.4Slutsatser

Sammanfattningsvis kan vi notera att av de sex demografiska och socioekonomiska faktorerna i den här undersökningen är det endast kön som inte visar upp något samband med valdeltagandet. Ålder har en tydlig positiv effekt på röstningsbenägenheten, de invandrade tenderar att rösta i mindre utsträckning än svenskfödda, medan gifta och sammanboende, högutbildade samt de i högre inkomstklasser uppvisar ett högre valdeltagande. Som redan påpekats är dessa samband kända från ett flertal tidigare studier av valdeltagande i olika länder och tidsepoker. Nästa fråga är då given. Varför tenderar de så kallade

Vem röstar?

Ds 2003:54

lågresursgrupperna att ställa sig vid sidan av och överlåta den kollektiva beslutanderätten åt sina, ur formell synvinkel, politiska jämlikar? Det är åt denna fråga vi ska ägna det följande kapitlet.

Ds 2003:54

Varför rösta?

3 Varför rösta?

Syftet med analyserna i det här kapitlet är att söka förklaringar till de gruppskillnader i valdeltagande som kunde konstateras i det förra kapitlet. Utifrån den teoretiska litteraturen på området pekas sex tänkbara kausala länkar mellan grupptillhörighet och benägenhet att delta i de allmänna valen ut – individernas föreningsaktivitet, förtroende för andra människor, politiska intresse, partiidentifikation, tilltro till valhandlingens effektivitet samt uppslutning kring synen på röstning som en medborgerlig dygd. De följande analyserna visar att skillnader i dessa individegenskaper till stora delar förklarar de positiva effekterna av ålder, utbildning och inkomst på valdeltagandet. Däremot kan dessa mekanismer inte mer än marginellt förklara effekterna av civilstånd och invandrarskap. När det gäller civilstånd visar tidigare forskning att förklaringen till att gifta och sammanboende i större utsträckning än ensamstående röstar står att finna i det sociala trycket makarna emellan. En närmare undersökning av de invandrades valdeltagande ger belägg för en alternativ kausal länk mellan invandrarskap och röstningsbeteende. Det tycks nämligen som om rösträtten till riksdagsvalen, som följer av ett svenskt medborgarskap, gör deltagande i kommunalvalet mer sannolikt. En annan tänkbar, men här ej undersökt, mekanism är att viljan, eller snarare oviljan, att integrera sig i det svenska samhället föranleder vissa invandrade att avstå från att rösta.

Varför rösta?

Ds 2003:54

3.1Valdeltagandets mekanismer

Vad har då den samhällsvetenskapliga litteraturen att säga om varför vissa människor röstar medan andra avstår? Inte helt oväntat erbjuds inget entydigt svar.1 Denna studie kommer att hämta inspiration från ett flertal källor när det gäller att peka ut de faktorer som styr röstningsbenägenheten. Framförallt står tre breda, delvis överlappande, teoretiska perspektiv i fokus. I det första är det antagandet om individers rationella beteende som är utgångspunkten.2 Beslutet att rösta avgörs i en ekonomisk kalkyl där kostnader ställs mot förväntade vinster av deltagandet. Det andra teoretiska perspektivet bygger på att skillnader i politiskt deltagande i allmänhet avspeglas i skillnader med avseende på värdefulla resurser individer emellan.3 Man har här pekat på betydelsen av tid, pengar samt medborgerliga färdigheter (”civicskills”) för individens möjligheter att ägna sig åt politisk verksamhet. Den tredje teoretiska utgångspunkten för att förklara valdeltagande är här den ymniga litteratur kring begreppet socialt kapital som växt upp i kölvattnet efter Robert Putnams numera klassiska Italienstudie.4 Tanken är, bland annat, att de normer och det horisontella förtroende som alstras inom ramen för ett livaktigt föreningsdeltagande befrämjar en väl fungerande demokrati, inklusive ett högt valdeltagande. Från dessa teoretiska källor hämtas sex faktorer som kan tänkas ge oss ett svar på den fråga som det föregående kapitlet resulterade i: Vad förklarar de demografiska och socioekonomiska klyftorna i röstningsbenägenhet? I tabell 6 presenteras dessa individuella egenskaper samt de bivariata sambanden med valdeltagandet.

1För goda översikter se Milbrath & Goel (1977); Nagel (1987); Leighley (1995); Whiteley (1995).

2Downs (1957); Riker & Ordershook (1968); Ferejohn & Fiorina (1974); Ferejohn & Fiorina (1975); Whiteley (1995).

3Verba, Schlozman & Brady (1995); Adman & Strömblad (2000); Strömblad (2003).

4Putnam (1995); Putnam (2000); Brehm & Rahn (1997).

Ds 2003:54

Varför rösta?

Tabell 6. Valdeltagande i kommunfullmäktigevalet 2002: mekanismer (bivariata logistiska regressioner)

Oberoende variabel	Koefficient	Standardardfel	Procentdiff.
Föreningsaktivitet: 0–1	2,789***	0,526	18,8
(ingen – 10 eller fler
aktiviteter i föreningar)
Horisontellt förtroende: 0–1	2,743***	0,422	39,8
(mycket litet – mycket stort)
Politiskt intresse: 0–1	2,265***	0,325	26,1
(inget alls – mycket stort)
Valhandlingens effektivitet:	1,835***	0,327	19,2
0–1 (ingen – mycket stor)
Partiidentifikation: 0–1	1,978***	0,308	28,7
(ingen alls – mycket stark)
Röstning som dygd: 0–1	3,915***	0,363	71,5

(inte alls viktig – mycket viktig)

*Statistiskt säkerställd effekt; 90 procents säkerhet, tvåsidigt test.

**Statistiskt säkerställd effekt; 95 procents säkerhet, tvåsidigt test.

***Statistiskt säkerställd effekt; 99 procents säkerhet, tvåsidigt test.

Varför rösta?

Ds 2003:54

Det första måttet avser aktivitet i frivilliga organisationer.5 Föreningslivets betydelse för demokratins fortlevnad i allmänhet och valdeltagandet i synnerhet har uppmärksammats i alla de tre ovan angivna teoretiska perspektiven. Inom den forskning som bygger på antagandet om rationellt handlande individer har man lyft fram organisationernas betydelse som mobiliserande kraft.6 I de resursbaserade teorierna har man istället pekat på föreningslivets betydelse som kollektiv resurs samt som skola i de medborgerliga färdigheter som antas befrämja politiskt deltagande.7 Slutligen är en av grundtankarna inom teorin om socialt kapital att föreningslivet antas alstra normer och förtroende människor emellan som verkar befrämjande för den demokratiska utvecklingen.8

Detta leder över till det andra måttet i tabell 6, nämligen horisontellt förtroende.9 Tanken är att tilliten mellan människor

5Ett näraliggande mått är föreningsmedlemskap. Då de teoretiska argumenten för att förklara valdeltagande med föreningsengagemang snarast bygger på aktivitet inom föreningslivet är föreningsaktivitet att föredra framför medlemskap. Det senare innebär ofta passiv inbetalning av medlemsavgiften. Det är också möjligt att vara aktiv i en förening utan att för den skull formellt vara medlem. Så även om korrelationen mellan de bägge måtten är hög – r = 0,70 – visar analyser att den samlade förklaringskraften är större i modeller där föreningsaktivitet används i stället för föreningsmedlemskap. Medborgarundersökningen 2002-2003, liksom de två tidigare medborgarundersökningarna, rymmer mycket grundliga mätningar av föreningslivets vitalitet. De svarande erhöll en lista med sammanlagt 28 olika typer av föreningar. För var och en ombads de uppge om de var medlemmar eller inte, under de senaste 12 månaderna deltagit i någon aktivitet organiserad av föreningen, under de senaste 12 månaderna skänkt pengar till föreningen, under de senaste 12 månaderna utfört ideellt arbete för föreningen, samt om de har personliga vänner i föreningen. Variabeln föreningsaktivitet är ett additivt index som bygger på de svarandes uppgifter om de deltagit i någon aktivitet samt utfört ideellt arbete i de 28 olika föreningstyperna. Maximalt kan en individ vara aktiv ur båda perspektiv i samtliga föreningar och därmed få värdet 56 på det additiva indexet. Det maximala värdet i urvalet var 18 på denna skala. För att undvika otillbörligt stort inflytande i analyserna av sådana särfall sattes ett tak på skalan vid 10 eller fler aktiviteter i de 28 föreningstyperna. Indexet har sedan delats med 10 så att skalan sträcker sig mellan 0 och 1.

6Uhlaner (1989); Morton (1991).

7Verba, Nie & Kim (1978); Verba, Schlozman & Brady (1995).

8Putnam (1995); Putnam (2000).

9Måttet är ett additivt index baserat på tre frågor: ”Tycker Du på det hela taget att man kan lita på de flesta människor eller tycker Du att man inte kan vara nog försiktig i umgänget med människor?”; ”Tycker Du att människor för det mesta försöker vara

Ds 2003:54

Varför rösta?

är en förutsättning för kollektiva beslutsprocesser i ett samhälle som blivit alltmer komplicerat, storskaligt och opersonligt. En viktig fråga här, till vilken vi återkommer i analysen nedan, är i vilken grad effekten av föreningsaktivitet på röstningsbenägenheten faktiskt går via det horisontella förtroendet eller om det tar andra vägar.

Argument för att mellanmänskligt förtroende är av betydelse för valdeltagandet går även att spåra i andra forskningsinriktningar. Det har påpekats att det så kallade samarbetsproblemet – att en rationellt agerande individ tenderar att åka snålskjuts och njuta frukterna av andras samarbete utan att själv delta – kan lösas givet att individer inte enbart har den egna snöda vinningen som måttstock samt att samarbetet villkoras av andras beteende.10 Idén är att vi drar vårt strå till stacken genom att rösta, avstå från att skräpa ned och betala in skatten så länge vi tror att andra gör likadant. En viktigt förutsättning för att så ska vara fallet är att tilliten människor emellan är hög.

De fyra mått som sedan följer är i hög grad kopplade till antagandet om rationellt handlande individer. Grovt sett tänker man sig här att frågan om att rösta eller inte avgörs utifrån en beslutskalkyl där kostnader ställs mot eventuella vinster.11 Den som avstår från sin medborgerliga rätt kommer inte att kunna påverka valresultatet, men slipper i gengäld att ta sig till vallokalen. Den röstande får däremot räkna med såväl en utgiftssom en intäktspost.

Vi riktar inledningsvis fokus mot röstandets tänkta kostnader. Utöver omaket att ta sig till sin vallokal eller en postanstalt samt, i vissa länder, registrera sig, förutsätter valhandlingen att information om partier och kandidater och deras ställnings-

hjälpsamma eller tänker de i allmänhet mest på sig själva?”; ”Tror Du att de flesta människor skulle försöka utnyttja Dig om de fick chansen eller skulle de försöka bete sig renhårigt?” De svarande har besvarat frågorna med hjälp av en skala mellan 0 och 10 där 0 innebär litet förtroende för andra människor och 10 stort förtroende.

10Levi (1991); Whiteley (1995).

11Downs (1957); Riker & Ordershook (1968); Ferejohn & Fiorina (1974); Ferejohn & Fiorina (1975); Aldrich (1993); Whiteley (1995).

Varför rösta?

Ds 2003:54

taganden samlas in och bearbetas innan ett beslut kan fattas. Kostnaden för detta är avhängigt av i vilken grad man faktiskt är intresserad av politik, vilket det tredje måttet i tabell 6 försöker fånga.12

En möjlig vinst av att delta i valet är givetvis att den röst man lägger faktiskt är avgörande för valresultatet. Noga räknat är det den sannolikhet med vilken man uppskattar att ens egen röst kommer att fälla avgörandet i valet multiplicerat med den betydelse man fäster vid vilket valresultatet blir som är av betydelse.13 Tyvärr tillåter inte medborgarundersökningen att denna specifika hypotes prövas. Vi får istället nöja oss med ett indirekt mått – valhandlingens effektivitet. Bedömningen av möjligheterna att utöva inflytande är då avhängigt av hur effektiv man anser valhandlingen vara.14

Med denna syn på vinster och kostnader av valhandlingen är det inte konstigt att man inom statsvetenskaplig forskning ofta uppfattat det faktum att en stor andel av invånarna i världens demokratier går och röstar som en paradox. Sannolikheten att just min röst ska fälla ett definitivt avgörande mellan två eller flera regeringsalternativ eller kandidater är så minimalt liten att kostnaderna för att rösta, hur små de än må vara, i princip alltid och för alla och envar kommer att överstiga den eventuella vinsten. Att folk ändå i stor utsträckning utnyttjar sin rösträtt tyder på att någon faktor saknas i röstkalkylen.

Det har här pekats på att valhandlingen inte bara innebär en kostnad. Själva aktiviteten, att rösta, kan i sig medföra att

12Måttet baseras på en fråga med följande ordalydelse: ”Hur pass intresserad är Du i allmänhet av politik? Är Du mycket intresserad, ganska intresserad, inte särskilt intresserad eller inte alls intresserad?” Ett alternativ är här att utgå från intresset för lokalpolitik, eftersom studien avser deltagande i kommunfullmäktigevalet. Det visade sig dock att detta mått hade en sämre förklaringsförmåga varför det mer allmänna intresset för politik har använts.

13För en variant av denna kalkyl – den så kallade minimax regret modellen - se Ferejohn & Fiorina (1974).

14Måttet vad avser valhandlingens effektivitet är baserat på frågan: ”Det finns olika uppfattningar om hur man på ett effektivt sätt kan påverka beslut i samhället. Hur effektivt anser Du att det är att rösta i valen?” Svaren avgavs längs en skala från 0 (”inte alls effektivt”) till 10 (”mycket effektivt”).

Ds 2003:54

Varför rösta?

individen känner någon form av tillfredsställelse.15 Poängen är här att denna positiva aspekt av valhandlingen tillfaller den som röstar men inte soffliggaren. Därmed fungerar den som ett selektivt incitament att ta sig till vallokalen.16 Det spelar då mindre roll om man tror att ens röst också kommer att påverka valresultatet. Att rösta blir ur denna synvinkel en konsumtionshandling.

Frågan är då vilka dessa selektiva incitament kan tänkas vara? Tidigare forskning har här särskilt fokuserat på två avgörande egenskaper hos väljarna.17 För det första gäller detta graden av partiidentifikation.18 Tanken är att röstning tillfredsställer människors behov av att vädra sina åsikter. Man antar att det ligger en dragningskraft i att få uttrycka sin mening helt oavsett hur detta påverkar valresultatet. Ju starkare man identifierar sig med ett särskilt parti desto påtagligare blir behovet att få bekänna färg. Därmed kommer partidentifikation att påverka röstningsbenägenheten positivt.

Slutligen kan vi se den sista egenskapen i tabell 6 – förekomsten av en medborgerlig norm som föreskriver röstning

– som ett selektivt incitament till deltagande.19 Att bryta mot denna norm innebär kostnader i så motto att man riskerar sociala sanktioner från en dömande omgivning. Men även omgivningens fördömanden förutan kan en sådan norm ha verkan, givet att valskolk leder till en känsla av dåligt samvete. På detta sätt kan normen – internaliserad eller upprätthållen av omgivningens

15Whiteley (1995); Leighley (1995); Teorell & Westholm (1999).

16Olson (1965).

17Teorell & Westholm (1999); Muller & Opp (1986).

18Måttet på partiidentifikation är en fyrgradig skala baserad på följande tre ja/nej-frågor: ”Brukar Du själv betrakta Dig som anhängare av ett bestämt politiskt parti?”; [om ”ja” på fråga 1]: ”Betraktar Du Dig som en stark anhängare av detta parti?”; [om ”nej” på fråga 1]: ”Är det ändå något parti som Du tycker Dig stå närmare än de andra partierna?”

19Måttet bygger på frågan: ”Det finns ju olika uppfattningar om vad som är viktigt för att vara en god medborgare. Om man ser till vad Du själv anser, hur viktigt är det att rösta i de allmänna valen?” Svaren avgavs längs en skala från 0 (”inte alls viktigt”) till 10 (”mycket viktigt”).

Varför rösta?

Ds 2003:54

reaktioner – fungera som ett negativt selektivt incitament individen, genom att rösta, försöker undvika att bryta mot.

Som vi kan se i tabell 6 uppvisar samtliga sex faktorer starka samband med benägenheten att rösta.20 De stora procentdifferenserna ger vid handen att de föreningsaktiva, de tillitsfulla, de politiskt intresserade, de med stor tilltro till valhandlingens effektivitet, partianhängare samt de som ser röstning som en medborgerlig skyldighet i mycket högre utsträckning röstar i de allmänna valen än de som inte omfattar dessa egenskaper. Frågan är då om dessa karakteristika också kan erbjuda en förklaring till de gruppskillnader i valdeltagande vi fann i det förra kapitlet?

3.2En utvecklad modell över valdeltagande

Analysen av gruppskillnadernas mekanismer kommer att ske i flera steg. Utgångspunkten är de resultat som redovisades i tabell 5 ovan. Vi fann där att det mönster som flera tidigare studier pekat på kunde beläggas även för det svenska kommunfullmäktigevalet 2002. Det visade sig att såväl demografiska som socioekonomiska faktorer har stor betydelse för benägenheten hos skilda individer att rösta. Valdeltagandet är högre bland äldre, svenskfödda, gifta och sammanboende, högutbildade och de i högre inkomstklasser än det är bland yngre, invandrade, ensamstående, lågutbildade och i lägre inkomstklasser.

För att undersöka om de individegenskaper vi pekat ut i tabell 6 fungerar som förmedlande länkar eller kausala mekanismer mellan de demografiska och socioekonomiska variabler som utgör vår grundmodell och beslutet att rösta eller inte, ska vi lyfta in dem i analysen en eller, i vissa fall, två i taget. Tanken med denna metod är att det möjliggör en noggrannare analys av

20 Det ska återigen påpekas att det inte utifrån storleken på procentdifferenserna går att jämföra olika variablers effekter på röstningsbeslutet. Procentdifferenserna tar enbart hänsyn till de oberoende skalornas teoretiska ändpunkter. Den faktiska effekten av en variabel är också en funktion av den reella spridningen i variabeln – i vissa fall är spridningen stor, i andra mindre.

Ds 2003:54

Varför rösta?

vilken väg de olika faktorerna tar för att påverka valdeltagandet. Emellertid krävs det i princip så kallade paneldata för att på empirisk väg avgöra en sådan tidsföljd eller kausal ordning mellan variablerna i analysen. I vårt fall innebär detta att vi skulle behöva ha uppgifter om samma individer vid minst två valtillfällen. Någon sådan möjlighet erbjuder nu inte den datamängd som denna studie bygger på. Istället får vi utgå från det tvärsnitt medborgarundersökningen utgör och förlita oss till det sunda förnuftet och, i förekommande fall, tidigare forskning i försöken att avgöra kausalordningen mellan förklaringsfaktorerna.

När det gäller samhällsvetenskaplig data på individnivå finns det vissa tumregler att ta till hjälp. Det går att klassificera individdata i tre breda grupper. Den första utgörs av så kallade sociala bakgrundsdata. Det rör sig här om grundläggande och bakomliggande faktorer som kön, ålder, föräldrars klassbakgrund och uppväxtort. Den andra gruppen – sociala situationsdata – utgörs av variabler som utbildning, inkomst, yrke och nuvarande bostadsort. Slutligen går det att särskilja en kategori variabler som har med beteende och attityder att göra. Poängen är att den kausala ordningen mellan dessa tre grupper av variabler är tämligen oproblematisk. Sociala bakgrundsdata ses som de mest bakomliggande variablerna som endast påverkar framåt i kausalkedjan. Sociala situationsdata befinner sig i ett mellanläge och påverkar attityder och beteenden samtidigt som de kan påverkas av bakgrundsdata. Attityder och beteenden är det vi som samhällsvetare oftast vill förklara, i det här fallet valdeltagandet, och vi gör det med hjälp av bakgrunds- och situationsdata, men också andra attityder och beteenden.

Det är denna princip som hittills väglett analysen. I kapitel 2 testade vi två grundmodeller. I den allra enklaste inkluderades enbart sociala bakgrundsdata – kön, ålder och invandrarskap. I den utökade grundmodellen lyfte vi även in situationsdata – civilstånd, utbildning samt inkomst – och kunde på så sätt undersöka i vilken utsträckning effekterna av bakgrunds-

Varför rösta?

Ds 2003:54

variablerna på valdeltagandet förmedlades via individernas socioekonomiska situation. Nästa steg följer naturligt. Kan vi med hjälp av de attityd- och beteendedata som presenteras i tabell 6 förklara gruppskillnaderna i valdeltagande genom att spåra mekanismerna mellan faktorerna i grundmodellen och röstningsbenägenheten?

Det enklaste vore här att direkt inkludera alla sex individegenskaperna i tabell 6 i analysen och undersöka i vilken mån effekterna som påvisades i tabell 5 försvinner vid kontroll för de tänkta mekanismerna. För att få en tydligare bild av hur de olika påverkansvägarna löper kan det dock vara intressant att istället lyfta in variablerna i analysen i flera omgångar. Emellertid stöter vi då på ytterligare ett problem. En förutsättning för att ett stegvist inkluderande ska vara meningsfullt är nämligen att vi kan föra fram goda argument för hur kausalordningen inom gruppen attityd- och beteendedata ser ut. Frågan är hur föreningsaktivitet, mellanmänskligt förtroende, politiskt intresse, tilltro till valhandlingens effektivitet, partiidentifikation och uppslutning kring röstningsnormen förhåller sig till varandra när vi ska förklara varför man röstar eller inte?

Det första vi måste avgöra är om valdeltagandet faktiskt är att betrakta som beroende av de övriga variablerna. Problemet grundar sig i det implicita antagande som görs i stora delar av forskningen kring politiskt deltagande om att attityder föregår beteende.21 Men vi bör nog ändå fråga oss, och allra helst undersöka, om kausalordningen kan vara den omvända. Kan det, exempelvis, vara så att det faktum att en person röstar påverkar dennes politiska intresse eller tilltro till valhandlingens effektivitet? Tyvärr får vi nog vara beredda på att besvara den frågan jakande. En viss tröst i sammanhanget är att problemet med största sannolikhet är större när det gäller att förklara andra typer av politiskt beteende än röstning. Att delta i de allmänna

21 Detta är väldigt tydligt när det gäller Verba, Schlozman & Bradys omhuldade resursbaserade förklaringsmodell för politiskt deltagande. För en diskussion kring denna problematik se Leighley (1995).

Ds 2003:54

Varför rösta?

valen är en förhållandevis enkel och mindre tidskrävande aktivitet. Risken, eller, om man så vill, chansen, att andra, mer krävande former av politiskt deltagande, som att vara aktiv i ett parti eller att skriva en insändare till lokaltidningen, kommer att påverka ens samhälleliga och politiska attityder är mer uppenbar än när det gäller röstning.

Vad kan vi då säga om tidsföljden mellan de sex tänkta mekanismerna? Med stöd i resonemanget ovan utgår vi ifrån att valdeltagandet i betydligt större utsträckning påverkas av än påverkar faktorerna i tabell 6. Dessa kan då delas in i tre grupper om två variabler vardera utifrån närheten till själva röstningsbeslutet. För det första har vi två faktorer – valhandlingens effektivitet samt röstning som medborgerlig dygd – som båda befinner sig tätt inpå det vi vill förklara. Dessa variabler bör därför vara de sista vi inkluderar i analysen. I nästa grupp befinner sig det politiska intresset och graden av partiidentifikation. I förhållande till föreningsaktivitet och mellanmänskligt förtroende är dessa variabler kopplade till politiska attityder och beteende i mer snäv bemärkelse och intar därför en mellanposition bland de sex mekanismerna. Återstår så måttet på föreningsaktivitet och tillit mellan individer. Dessa faktorer utgör i de modeller som följer den första länken mellan demografiska egenskaper samt socioekonomisk status och beslutet att rösta eller inte.

Givetvis skulle vi här kunna fortsätta resonemanget i ett försök att plädera för det ena eller andra förhållandet mellan faktorerna inom varje grupp om två. Detta vore dock att tänja en del på argumentets gränser. I slutändan är det en empirisk fråga hur variablerna kausalt förhåller sig till varandra. I ett fall kan vi dock ta tidigare forskning till hjälp. Amerikanska studier har nämligen visat att påverkan mellan föreningsengagemang och mellanmänsklig tillit visserligen går åt båda hållen, men att effekten av deltagande och aktivitet inom organisationslivet på

Varför rösta?

Ds 2003:54

förtroendet för andra individer är betydligt starkare än det omvända förhållandet.22

Utifrån resonemanget ovan bör vi således genomföra analysen i fyra steg. Utgångspunkten är resultaten av den grundmodell som kapitel 2 resulterade i och som presenterades i tabell 5. I det första steget lyfter vi in variabeln föreningsaktivitet och undersöker om effekterna av kön, ålder, invandrarskap, civilstånd, utbildning och inkomst förändras. Det vi letar efter är reducerade procentdifferenser. Givet att den faktor vi inkluderar i analysen, i det här fallet föreningsaktivitet, har en direkt effekt på valdeltagandet, och att effekterna av en eller flera av de redan i tidigare analyser ingående variablerna minskar, kan vi sluta oss till att variabeln i fråga (föreningsaktivitet) fungerar som en kausal mekanism. I nästa steg lyfter vi också in förtroende för andra människor. Tolkningen av resultaten går till på precis samma sätt som beskrivs ovan, men denna gång är vi dessutom intresserade av hur effekten av föreningsaktivitet på valdeltagandet förändras vid kontroll för mellanmänsklig tillit. Är det så, som teorin om socialt kapital förutskickar, att föreningslivet alstrar förtroende mellan individer och att detta förtroende i sin tur är av betydelse för demokratins funktionssätt? I de två sista stegen kompletteras så modellen, i nämnd ordning, med måtten på politiskt intresse och partiidentifikation samt tilltron till valhandlingens effektivitet och uppslutningen kring röstnormen.

När vi tolkar resultaten är det alltså hela tiden i förhållande till de resultat som erhölls i den närmast föregående analysen. I syfte att underlätta jämförelser mellan analyserna återges i tabell 7 resultaten från den sociala grundmodellen.23 Ett ytterligare hjälpmedel i tolkningen av resultaten är förändringarna i procentdifferenser som redovisas i den fjärde kolumnen från tabell 8 och framåt. Här kan vi direkt utläsa hur effekten av en variabel förändras när vi lyfter in fler förklaringsfaktorer i analysen.

22Brehm & Rahn (1997).

23Tabell 7 återger alltså resultaten som presenterades i tabell 5.

Ds 2003:54

Varför rösta?

Tabell 7. Valdeltagande i kommunfullmäktigevalet 2002: utökad grundmodell (multivariat logistisk regression)

Oberoende variabel	Koefficient	Standardardfel	Procentdiff.
Kön	– 0,077	0,181	– 0,8
Ålder	0,035***	0,006	20,3
Invandrarskap	– 0,718**	0,289	– 9,2
Civilstånd	0,798***	0,188	9,2
Utbildning	1,983***	0,423	22,1
Inkomst	0,135**	0,066	3,5

*Statistiskt säkerställd effekt; 90 procents säkerhet, tvåsidigt test.

**Statistiskt säkerställd effekt; 95 procents säkerhet, tvåsidigt test.

***Statistiskt säkerställd effekt; 99 procents säkerhet, tvåsidigt test.

3.3Varför rösta – en stegvis prövning

I Tabell 8 presenteras så resultaten från den första av de fyra stegvisa analyserna. För det första ser vi då att variabeln föreningsaktivitet har en substantiellt betydande och statistiskt signifikant effekt på valdeltagandet, även vid kontroll för de demografiska och socioekonomiska faktorerna. Sannolikheten att den maximalt föreningsaktive individen utnyttjar sin rösträtt är 13,9 procent högre än den i föreningslivet helt oengagerade.

Varför rösta?

Ds 2003:54

Tabell 8. Valdeltagande i kommunfullmäktigevalet 2002 (multivariat logistisk regression)

Oberoende	Koeffi–	Stand–	Procent– Förändring
variabel	cient	ardfel	diff.	i procentdiff.

Kön	– 0,029	0,183	– 0,3	+ 0,5
Ålder	0,031***	0,006	17,3	– 3,0
Invandrarskap	– 0,648**	0,291	– 8,0	+ 1,2
Civilstånd	0,783***	0,189	8,8	– 0,4
Utbildning	1,692***	0,431	18,3	– 3,8
Inkomst	0,104	0,066	2,7	– 0,8
Föreningsaktivitet	1,889***	0,531	13,9	–

*Statistiskt säkerställd effekt; 90 procents säkerhet, tvåsidigt test.

**Statistiskt säkerställd effekt; 95 procents säkerhet, tvåsidigt test.

***Statistiskt säkerställd effekt; 99 procents säkerhet, tvåsidigt test.

Ser vi istället till hur de övriga variablerna påverkas av att föreningsaktivitet lyfts in i analysen kan vi konstatera att effekterna av ålder (–3,0) och utbildning (–3,8) sjunker i förhållande till resultaten i tabell 7. Med ålder och utbildning ökar engagemanget i föreningslivet, vilket i sin tur har en positiv inverkan på sannolikheten att rösta. Delvis kanaliseras alltså åldersrespektive utbildningseffekterna via föreningsaktiviteten. Även effekterna av att vara född utomlands (+1,2) samt inkomstnivån (–0,8) försvagas när vi kontrollerar för

Ds 2003:54

Varför rösta?

föreningsaktivitet, dock i mindre grad än i fallen med ålder och utbildning. När det gäller inkomstfaktorn medförde ändå sänkningen att den inledningsvis svagt signifikanta effekten på valdeltagandet nu inte längre är statistiskt generaliserbar. Slutligen så framgår det att kön fortfarande verkar vara av mindre betydelse för beslutet att rösta eller inte. Detta är också ett resultat som kommer att stå sig i de kommande analyserna.

Resultaten i tabell 9 härrör från en modell där även horisontellt förtroende inkluderats. Effekten av att lita på sina medmänniskor är markerad. Den tillitsfulle väljaren tenderar betydligt oftare än den mer misstänksamme att utnyttja sin rösträtt. Teoribildningen om betydelsen av socialt kapital får här empiriskt stöd. Däremot är stödet mer tveksamt om vi ser till hur effekten av föreningsaktivitet förändrats i förhållande till den förra analysen. Visserligen sjunker här den direkta effekten av att vara aktiv inom föreningslivet marginellt (–1,7) när vi kontrollerar för det horisontella förtroendet. Till en mindre del verkar det som om den totala effekten av föreningsaktivitet på valdeltagandet är en följd av att engagemanget inom olika typer av organisationer alstrar en högre grad av tillit till andra människor, något som, i slutändan, inverkar positivt på benägenheten att rösta. Större delen av effekten av föreningsaktivitet kvarstår dock och tar alltså andra vägar än via det horisontella förtroendet. Huruvida det politiska intresset, partiidentifikationen, tilltron till valhandlingens effektivitet och synen på valdeltagande som en medborgerlig dygd ytterligare kan hjälpa oss att förstå hur föreningsaktivitet påverkar benägenheten att rösta återstår att se.

När det gäller de sex demografiska och socioekonomiska variablerna upprepas mönstret från den föregående analysen. När vi kontrollerar för mellanmänskligt förtroende minskar effekterna av ålder och utbildning. Äldre och välutbildade verkar alltså vara något mer tillitsfulla än yngre och lågutbildade, vilket därmed förklarar ytterligare en del av det högre valdeltagandet inom dessa grupper. Effekterna av de övriga faktorerna har förändrats endast marginellt.

Varför rösta?

Ds 2003:54

Tabell 9. Valdeltagande i kommunfullmäktigevalet 2002 (multivariat logistisk regression)

Oberoende	Koeffi–	Stand–	Procent– Förändring
variabel	cient	ardfel	diff.	i procentdiff.

Kön	– 0,094	0,186	– 1,0	– 0,7
Ålder	0,028***	0,006	15,3	– 2,0
Invandrarskap	– 0,604**	0,296	– 7,2	+ 0,8
Civilstånd	0,752***	0,190	8,3	– 0,5
Utbildning	1,527***	0,437	16,0	– 2,3
Inkomst	0,090	0,065	2,2	– 0,5
Föreningsaktivitet	1,601***	0,528	12,2	– 1,7
Horisontellt förtroende	1,947***	0,449	23,5	–

*Statistiskt säkerställd effekt; 90 procents säkerhet, tvåsidigt test.

**Statistiskt säkerställd effekt; 95 procents säkerhet, tvåsidigt test.

***Statistiskt säkerställd effekt; 99 procents säkerhet, tvåsidigt test.

I tabell 10 presenteras resultaten från en modell där ytterligare två faktorer inkluderats – intresse för politik och partidentifikation. I båda fallen kan vi konstatera signifikanta positiva effekter på valdeltagandet. Den politiskt intresserade såväl som den partitrogne röstar i klart större utsträckning än den ointresserade samt den partilöse. Delvis kan dessa faktorer också förklara varför den föreningsaktive (–2,1) och den tillitsfulle väljaren (–2,5) oftare tar sig till vallokalen. Förändringarna i procentdifferenser är, i förhållande till de

Ds 2003:54

Varför rösta?

ursprungliga procentdifferenserna, inte imponerande men ändå påtagliga.

Tabell 10. Valdeltagande i kommunfullmäktigevalet 2002 (multivariat logistisk regression)

Oberoende	Koeffi–	Stand–	Procent– Förändring
variabel	cient	ardfel	diff.	i procentdiff.

Kön	0,036	0,193	0,4	+ 1,4
Ålder	0,019***	0,006	9,6	– 5,7
Invandrarskap	– 0,684**	0,308	– 7,7	– 0,5
Civilstånd	0,825***	0,197	8,6	+ 0,3
Utbildning	1,075**	0,462	10,6	– 5,4
Inkomst	0,073	0,067	1,7	– 0,5
Föreningsaktivitet	1,307**	0,559	10,1	– 2,1
Horisontellt förtroende	1,868***	0,467	21,0	– 2,5
Politiskt intresse	1,384***	0,369	13,5	–
Partiidentifikation	1,377***	0,319	12,3	–

*Statistiskt säkerställd effekt; 90 procents säkerhet, tvåsidigt test.

**Statistiskt säkerställd effekt; 95 procents säkerhet, tvåsidigt test.

***Statistiskt säkerställd effekt; 99 procents säkerhet, tvåsidigt test.

Om vi stället koncentrerar oss på effekterna av de sex översta faktorerna är resultatet mer blandat. Återigen sjunker de direkta effekterna av ålder (–5,7) och utbildning (–5,4) i förhållande till

Varför rösta?

Ds 2003:54

den föregående modellen, denna gång påtagligt. En noggrannare analys visar att inverkan av att inkludera politiskt intresse och partiidentifikation skiljer sig åt avseende åldersrespektive utbildningsfaktorerna. Den äldre generationen tenderar att vara både mer politiskt intresserad och partitrogen än den yngre, vilket återspeglas i ett högre valdeltagande. Minskningen av utbildningseffekten kanaliseras däremot helt via det politiska intresset. Om vi kontrollerar enbart för partiidentifikationen ökar den direkta effekten av utbildning, vilket får tolkas som att fler utbildningsår snarast gör människor mindre trogna ett enskilt parti. Slutligen ser vi, precis som i den förra analysen, att effekterna av de övriga demografiska och socioekonomiska variablerna endast förändras på marginalen.

I tabell 11 redovisas så den mest fullständiga modellen där även faktorerna valhandlingens effektivitet och röstning som medborgerlig dygd ingår. Effekten av den senare är, som väntat, stor. Den beräknade skillnaden i sannolikhet att rösta mellan en individ som helt omfattar denna norm och en person för vilken röstning inte framstår som något viktigare dygdemönster uppgår till 42,8 procent. Däremot kan vi inte skönja någon som helst signifikant effekt av tilltron till valhandlingens effektivitet. Detta behöver dock inte innebära att variabeln är helt betydelselös i sammanhanget. Det visar sig nämligen att i en, här ej redovisad, analys utan kontroll för röstnormen har valhandlingens effektivitet en signifikant positiv och substantiellt stark (procentdifferens = 17,4) effekt på viljan att rösta.

Frågan är då hur det kausala förhållandet mellan tilltron till valhandlingens effektivitet och omfattandet av röstnormen ser ut? Variablerna ligger väldigt nära varandra och det finns anledning att misstänka att påverkan sker åt båda håll. Mycket talar dock för att det i första hand handlar om att göra dygd av nödvändigheten. Det ligger nära till hands att tro att en individ som anser att valhandlingen är ett effektivt påverkansinstrument också kommer att se röstning som en plikt att uppfylla. Med

Ds 2003:54

Varför rösta?

denna tolkning finns det all anledning att hålla kvar variabeln valhandlingens effektivitet i analysen. 24

När det gäller de övriga variablerna i analysen är resultatet entydigt. I samtliga fall utom ett minskar den direkta påverkan på benägenheten att rösta. Effekterna av mellanmänskligt förtroende (–6,0), politiskt intresse (–6,7) och partiidentifikation (–5,0) kanaliseras uppenbarligen till stora delar via röstnormen och en positiv syn på valdeltagandets påverkansmöjligheter. Det visar sig här att det framförallt är inkluderandet av röstnormen i analysen som ger denna effekt. På liknande sätt kan vi konstatera att effekterna av ålder (–4,3), födelseland (+1,7), utbildning (–2,1) och inkomst (–1,0) minskar när vi kontrollerar för de båda variablerna. Återigen är det främst röstnormen som här fungerar som förmedlande länk.

Undantaget från regeln är effekten av föreningsaktivitet som, om något, ökar marginellt vid kontroll för de båda tilltänkta mekanismerna. Detta resultat är oväntat då ett av de bärande argumenten i teorin om socialt kapital är att inom ramen för ett aktivt föreningsliv främjas normer och värderingar till stöd för demokratins fortlevnad. Uppenbarligen verkar detta inte vara fallet när det gäller valdeltagande. Den positiva effekten av föreningsaktivitet på benägenheten att rösta tar inte vägen över stärkta medborgerliga normer. Vad i föreningslivet som gör att den aktive ändå tenderar att rösta i större utsträckning än den oengagerade är något framtida forskning bör undersöka.

24 Tolkningen haltar dock något eftersom den innebär att det ursprungliga argumentet för att lyfta in tilltron till valhandlingens effektivitet i analysen faller. Tanken var ju att variabeln skulle fånga in de rent instrumentella motiven i den rationellt handlande individens kalkyler. Effekten på valdeltagandet borde då vara direkt och inte fullständigt gå via röstnormen. Å andra sidan går det att hävda att variabeln i bästa fall är ett mycket indirekt, och i sämsta ett tämligen mediokert, mått på det instrumentella motivet till att delta i valen, nämligen möjligheten att på egen hand avgöra valresultatet genom att avge en röst. Ett sista argument för att inkludera valhandlingens effektivitet i analysen får då istället bli förnuftsbaserat. Det är svårt att tänka sig att en individ som ser valhandlingen som ett effektivt instrument inte ska ha en högre benägenhet att rösta i förhållande till den som ser röstning som något ineffektivt. I slutändan är ändå det kausala förhållandet mellan tilltro till valhandlingens effektivitet och röstnormen en empirisk fråga vars svar förutsätter analys av paneldata.

Varför rösta?

Ds 2003:54

Tabell 11. Valdeltagande i kommunfullmäktigevalet 2002 (multivariat logistisk regression)

Oberoende	Koeffi–	Stand–	Procent– Förändring
variabel	cient	ardfel	diff.	i procentdiff.

Kön	– 0,236	0,209	– 2,1	– 2,5
Ålder	0,012*	0,007	5,3	– 4,3
Invandrarskap	– 0,596*	0,321	– 6,0	+ 1,7
Civilstånd	0,876***	0,207	8,3	– 0,3
Utbildning	0,948**	0,476	8,5	– 2,1
Inkomst	0,033	0,063	0,7	– 1,0
Föreningsaktivitet	1,481***	0,572	10,4	+ 0,3
Horisontellt förtroende	1,505***	0,492	15,0	– 6,0
Politiskt intresse	0,878**	0,390	7,8	– 6,7
Partiidentifikation	0,867***	0,333	7,3	– 5,0
Valhandlingens effektivitet	0,137	0,468	1,2	–
Röstning som dygd	2,884***	0,469	42,8	–

Kommentar: Antalet observationer uppgår till 1159.

*Statistiskt säkerställd effekt; 90 procents säkerhet, tvåsidigt test.

**Statistiskt säkerställd effekt; 95 procents säkerhet, tvåsidigt test.

***Statistiskt säkerställd effekt; 99 procents säkerhet, tvåsidigt test.

I tabell 12 sammanfattas resultaten av den stegvisa analysen som genomförts ovan. Tabellens första kolumn återger respektive variabels procentdifferens första gången variabeln i fråga ingick i analysen. Procentdifferenserna för de sex demografiska och socioekonomiska faktorerna är alltså hämtade från tabell 7,

Ds 2003:54

Varför rösta?

procentdifferensen för föreningsaktivitet från tabell 8, procentdifferensen för horisontellt förtroende från tabell 9, och så vidare. Den andra kolumnen återger resultaten från den senaste analysen där alla tilltänkta kausala mekanismer ingick. Kolumn tre utgörs helt enkelt av differensen mellan resultaten i de två första kolumnerna. Här kan vi utläsa den totala förändringen av effekten av en variabel mellan första gången den användes i analysen och den slutgiltiga modellen som presenterades i tabell 11 ovan. I den fjärde kolumnen redovisas den procentuella försvagningen av de ursprungliga effekterna vid kontroll för samtliga variabler. Den relativa försvagningen beräknas som den totala förändringen i procentdifferensen (kolumn 3) dividerat med den ursprungliga procentdifferensen (kolumn 1).

Om vi riktar fokus mot den fjärde kolumnen och börjar nerifrån kan vi konstatera att större delen av effekterna av föreningsaktivitet, horisontellt förtroende, politiskt intresse och partiidentifikation kvarstår vid samtidig kontroll för varandra samt tilltron till valhandlingens effektivitet och röstnormen. Detta är nu inget att förundras över. Målet med analysen var inte i första hand att reda ut de vägar dessa variabler tar i sin påverkan på valdeltagandet. Syftet var istället att undersöka huruvida dessa faktorer är de mekanismer som förklarar de bakomliggande demografiska och socioekonomiska klyftorna i röstningsbenägenhet. Trots detta kan det ändå vara värt att lyfta fram att vi inte lyckades kontrollera bort mer än 25 procent av den ursprungliga effekten av föreningsaktivitet. Enligt teoribildningen om socialt kapital borde ett aktivt föreningsdeltagande borga för en högre grad av tillit till andra och grundläggande demokratiska värderingar. Utifrån den tankegången hade vi här förväntat oss en betydligt större minskning av effekten föreningsaktiviteten på valdeltagandet när vi kontrollerade för horisontellt förtroende och röstning som medborgerlig dygd.

Varför rösta?

Ds 2003:54

Tabell 12. Sammanfattning av valdeltagandets mekanismer

	Ursp–	Slut–	Total	Relativ
Oberoende	runglig	giltig	föränd–	effekt–
variabel	effekt	effekt	ring	minskning

Kön	– 0,8	– 2,1	– 1,3	+ 163%
Ålder	20,3	5,3	– 15,0	– 74%
Invandrarskap	– 9,2	– 6,0	+ 3,2	– 35%
Civilstånd	9,2	8,3	– 0,9	– 10%
Utbildning	22,1	8,5	– 13,6	– 62%
Inkomst	3,5	0,7	– 2,8	– 80%
Föreningsaktivitet	13,9	10,4	– 3,5	– 25%
Horisontellt förtroende	23,5	15,0	– 8,5	– 36%
Politiskt intresse	13,5	7,8	– 5,7	– 42%
Partiidentifikation	12,3	7,3	– 5,0	– 41%
Valhandlingens effektivitet	1,2	1,2	–	–
Röstning som dygd	42,8	42,8	–	–

Vad kan vi då säga om den ursprungliga frågeställningen? Fungerar de sex nedersta variablerna som kausala mekanismer, vilka kan förklara de skillnader i valdeltagande mellan olika sociala grupper vi fann i det förra kapitlet? Svaret är både ja och nej. Vi börjar med att titta närmare på effekten av könstillhörighet. Den stora relativa effektökningen enligt kolumn 4 behöver vi inte fästa så stor vikt vid. Snarast är detta en följd av att de beräknade effekterna av kön i de olika analyserna i substantiella termer varit mycket små och därmed blir de relativa

Ds 2003:54

Varför rösta?

förändringarna lätt stora. Viktigare att notera är istället att effekterna av kön genomgående har varit, ur statistisk synvinkel, icke generaliserbara.25

Variablerna ålder, utbildning och inkomst tenderar däremot att i jämnt tempo tappa sina direkta effekter på valdeltagandet i takt med att fler tilltänkta mekanismer inkluderas i analysen. I den sista analysen kvarstår endast 20 procent av inkomsteffekten, 24 procent av ålderseffekten, samt 38 procent av den direkta påverkan av utbildningsgrad. Här visar det sig att vi funnit goda belägg för att gruppskillnaderna till stor del kan förklaras med hjälp av de sex kausala mekanismerna. Med åldern, graden av utbildning och inkomsten stiger den enskildes föreningsaktivitet, förtroende för sin nästa, politiska intresse, partiidentifikation (med undantag för utbildningsfaktorn), samt uppslutning kring röstnormen. Dessa faktorer har i sin tur en positiv inverkan på valdeltagandet.

Vad ska vi då säga om de två faktorer, vars ursprungliga effekter mer eller mindre kvarstår, nämligen civilstånd och invandrarskap. När det gäller civilstånd är svaret tämligen givet. Tidigare forskning har här visat att förklaringen till att gifta och sammanboende röstar i större utsträckning än ensamstående handlar om ett socialt tryck makarna emellan.26 Det är betydligt svårare att avstå från att rösta om maken eller makan, med sur uppsyn, röstkortet i handen och på väg till vallokalen, är beredd att klandra ens soffliggande. Tyvärr har vi med befintliga data inte någon möjlighet att testa denna hypotes. Istället får vi

25Den uppmärksamme läsaren har möjligen noterat att det ändå verkar pågå något under ytan när det gäller sambandet mellan kön och valdeltagande. Även om den direkta effekten av kön inte i någon analys varit statistiskt signifikant har ändå effektens storlek och riktning förändrats när vi lyft in fler och fler kontrollvariabler. En stiganalys, där den beroende variabeln stegvis byts ut mot den i kausalkedjan minst bakomliggande variabeln, visar att könstillhörigheten har statistiskt säkerställd effekt på flera av de övriga oberoende variablerna i analysen. Exempelvis tenderar kvinnor att vara mer tillitsfulla och i högre utsträckning omfatta röstningsnormen än män. Å andra sidan är män i genomsnitt mer intresserade av politik. Dessa båda indirekta effekter på valdeltagandet tar ut varandra vilket resulterar i att vi inte hittar några direkta effekter av kön på röstningsbenägenheten.

26Teorell & Westholm (1999); Wolfinger & Rosenstone (1980).

Varför rösta?

Ds 2003:54

konstatera att effekten av civilstånd inte kan förklaras av de mekanismer vi här lyft fram.

På ett plan är svaret givetvis detsamma avseende skillnader i valdeltagande mellan invandrade och infödda. Eftersom den ursprungliga effekten till stora delar (65 procent) kvarstår har vi uppenbarligen inte lyckats specificera de korrekta kausala mekanismerna. Här är det dock svårare att formulera några nya slutsatser. I avsnittet som följer ska vi ändå försöka komma närmare en förklaring till att invandrade, trots att vi tagit hänsyn till ett antal möjliga mekanismer, i mindre utsträckning än infödda utnyttjar sin rösträtt.

3.4Invandrades valdeltagande

I de analyser som genomförts ovan har vi inte tagit i beaktande att kommunfullmäktigevalen skiljer sig från riksdagsvalen i så motto att även utländska medborgare, givet att de varit folkbokförda i Sverige tillräckligt länge, har rätt att delta.27 Eftersom riksdagsvalen med stor sannolikhet upplevs som mer betydelsefulla av väljarna är det troligt att de som enbart får rösta i valen till kommunfullmäktige känner sig mindre attraherade av att delta överhuvudtaget.

Frågan är då om röstningsbenägenheten skiljer sig åt mellan de invandrade som är svenska medborgare, och därmed även får delta även i riksdagsvalen, och de som är av annan nationalitet. Medborgarundersökningen 2002-2003 omfattar sammanlagt 113 individer födda i annat land än Sverige och som därmed, i denna studie, betraktas som invandrade. Av dessa 113 personer är 75 svenska medborgare och 38 av annan nationalitet. Valdeltagandet i den förra gruppen uppgår i urvalet till 88,0 procent medan

27 Utländska medborgare har rösträtt i kommunfullmäktigevalen om de på valdagen varit folkbokförda i Sverige under en sammanhängande tid av minst tre år. Från och med 1998 års val gäller för medborgare i någon av den Europeiska unionens medlemsländer, samt för norska och isländska medborgare, att de endast behöver vara folkbokförda i Sverige för att ha rätt att rösta i de kommunala valen.

Ds 2003:54

Varför rösta?

andelen röstande bland de invandrade utan svenskt medborgarskap är betydligt lägre – 59,4 procent. Hypotesen får inledningsvis starkt stöd. Sannolikheten att rösta i kommunfullmäktigevalet är betydligt högre bland dem som också har rätt att rösta i riksdagsvalet.

Liksom i de tidigare analyserna kan vi också undersöka hur effekten av invandrarskap förändras när vi kontrollerar för medborgarskap. I tabell 13 återges resultaten från en analys där variabeln medborgarskap lagts till de tolv variabler som ingår i den modell som presenterades i tabell 11 ovan.28 En snabb överblick ger vid handen att effekterna av samtliga variabler förutom invandrarskap förändras enbart marginellt, jämfört med dem vi fann i tabell 11. När det gäller effekten av invandrarskap försvinner dock denna helt när vi kontrollerar för huruvida individerna är svenska eller utländska medborgare. Analysen antyder alltså att det i sig inte är invandrarskapet utan medborgarskapet som är avgörande för viljan att delta i de allmänna valen.29

28Kolumnen ”Förändring i procentdifferens” anger alltså hur effekterna, mätt som procentdifferenser, förändras när vi, utöver de tolv variabler som ingår i analysen som redovisas i tabell 11 också inkluderar medborgarskapsvariabeln.

29I en studie av valdeltagandet bland de invandrade i 1998 års val når Adman & Strömblad (2000) ett liknande resultat. De konstaterar för det första att de mekanismer de specificerar, som uteslutande bygger på Verba, Schlozman & Bradys (1995) resursbaserade teori om politiskt deltagande, inte förmår att förklara skillnaden i valdeltagande mellan invandrade och infödda. När de kontrollerar för medborgarskap försvinner dock en stor del av den ursprungliga effekten av invandrarskapet. Till skillnad från analysen ovan, där effekten av invandrarskap fullständigt försvinner vid kontroll för medborgarskap, kvarstår dock en del av den direkta effekten av födelseland i Adman & Strömblads studie.

Varför rösta?

Ds 2003:54

Tabell 13. Valdeltagande i kommunfullmäktigevalet 2002 (multivariat logistisk regression)

Oberoende	Koeffi–	Stand–	Procent– Förändring
variabel	cient	ardfel	diff.	i procentdiff.
Kön	– 0,251	0,210	– 2,2	– 0,1
Ålder	0,013*	0,007	5,7	+ 0,3
Invandrarskap	0,048	0,419	0,4	+ 6,4
Civilstånd	0,856***	0,209	8,0	– 0,3
Utbildning	1,127**	0,485	10,0	+ 1,5
Inkomst	0,026	0,062	0,5	– 0,2
Föreningsaktivitet	1,578***	0,578	10,7	+ 0,3
Horisontellt förtroende	1,474***	0,495	14,5	– 0,5
Politiskt intresse	0,882**	0,395	7,7	– 0,1
Partiidentifikation	0,826**	0,337	6,9	– 0,4
Valhandlingens effektivitet	0,168	0,472	1,5	+ 0,3
Röstning som dygd	2,834***	0,472	41,1	– 1,7
Medborgarskap	1,663***	0,545	21,0

Kommentar: Antalet observationer uppgår i samtliga analyser till 1159.

*Statistiskt säkerställd effekt; 90 procents säkerhet, tvåsidigt test.

**Statistiskt säkerställd effekt; 95 procents säkerhet, tvåsidigt test.

***Statistiskt säkerställd effekt; 99 procents säkerhet, tvåsidigt test.

Ds 2003:54

Varför rösta?

Det finns dock anledning att fundera över en annan möjlig tolkning av detta resultat. Att medborgarskap har en så pass stark positiv effekt på benägenheten att rösta behöver inte nödvändigtvis vara kopplat till rösträtten i riksdagsvalet. Istället kan det vara så att de invandrade som förvärvat svenskt medborgarskap är mer benägna att integrera sig i det svenska samhället. Det vi i så fall mäter med medborgarskap är snarast integrationsvilja. Å andra sidan utesluter det ena inte det andra. Det är fullt möjligt, och högst troligt, att både kopplingen mellan rösträtt i olika val och individens vilja att integrera sig i det svenska samhället har betydelse för benägenheten att rösta.

Tyvärr har vi för tillfället ingen annan möjlighet än att komma med mer eller mindre initierade gissningar när det gäller sambandet mellan integrationsvilja och röstningsbeteende. Kommande forskning får här ta upp tråden där denna studie lämnar den.

3.5Slutsatser

I det förra kapitlet kunde vi konstatera att valdeltagandet är ojämnt fördelat mellan olika demografiska och socioekonomiska grupper. I kommunalvalet 2002 röstade äldre, infödda, gifta och sammanboende, högutbildade samt bättre bemedlade i större utsträckning än yngre, invandrade, ensamstående, lågutbildade och låginkomsttagare. Syftet med analyserna i det här kapitlet har varit att söka förklaringar till dessa välkända gruppskillnader i valdeltagandet. Utifrån den teoretiska litteraturen på området kunde vi peka ut sex tänkbara kausala länkar mellan grupptillhörighet och benägenhet att delta i de allmänna valen. De analyser som följde visade att skillnader i individernas föreningsaktivitet, förtroende för andra människor, politiska intresse, partiidentifikation, tilltro till valhandlingens effektivitet samt uppslutning kring synen på röstning som en medborgerlig dygd till stora delar kunde förklara de positiva effekterna av ålder, utbildning och inkomst på valdeltagandet. Däremot kunde

Varför rösta?

Ds 2003:54

dessa mekanismer inte mer än marginellt förklara effekterna av civilstånd och invandrarskap. När det gäller civilstånd har tidigare forskning visat att förklaringen till att gifta och sammanboende i större utsträckning än ensamstående röstar står att finna i det sociala trycket makarna emellan. En närmare undersökning av de invandrades valdeltagande gav belägg för en alternativ kausal länk mellan invandrarskap och röstningsbeteende. Det tycks nämligen som om rösträtten till riksdagsvalen, som följer av ett svenskt medborgarskap, gör deltagande i kommunalvalet mer sannolikt. En annan tänkbar, men här ej undersökt, mekanism är att viljan, eller snarare oviljan, att integrera sig i det svenska samhället föranleder vissa invandrade att avstå från att rösta.

Ds 2003:54

Förändringar i valdeltagandet över tid

4Förändringar i valdeltagandet över tid

I höstens kommunfullmäktigeval stannade deltagandet vid 77,9 procent, vilket innebar en nedgång med 0,8 procentenheter i förhållande till 1998 års val. Nedgången i riksdagsvalet, där deltagandet till slut hamnade på 80,1 procent, var något större: 1,3 procentenheter. I kapitlet söks tänkbara förklaringar till denna relativa stabilitet i valdeltagandet. En jämförelse mellan 1997 och 2002–2003 års medborgarundersökningar ger vid handen att förtroendet för medmänniskor samt synen på röstning som medborgerlig dygd har stärkts inom väljarkåren under femårsperioden. Däremot fortsätter den nedåtgående trenden avseende väljarnas partiidentifikation. Dessa resultat är inte oförenliga med den måttliga nedgången i valdeltagandet i samband med det höstens val. Tolkningen bygger då på att tendenserna till förändringar i väljarkåren tar ut varandra. Det ökande förtroendet och, framförallt, förstärkningen av röstnormen borgar för ett högre valdeltagande, medan det sjunkande partiengagemanget har en motsatt effekt.

4.1Det sjunkande valdeltagandet

Diskussionen och analysen ovan har resulterat i en ögonblicksbild av vad som bestämde valdeltagandet i 2002 års kommunfullmäktigeval. Utifrån dessa resultat kan vi dock inte uttala oss om den långsiktiga nedgången i valdeltagandet. Som vi kunde konstatera i inledningen är den sjunkande trenden, ur

Förändringar i valdeltagandet över tid

Ds 2003:54

demokratisk synvinkel, oroande. Ett demokratiskt styrelseskick är beroende av att medborgarna aktivt deltar i det politiska livet. Den allra enklaste handlingen är att med jämna mellanrum delta i de allmänna valen. Frågan är här inte om 50, 80 eller 100 procent röstande är den optimala deltagandenivån. Problemet är istället att utvecklingen går åt fel håll. Allt färre engagerar sig i de traditionella partierna och, vilket här står i fokus, allt färre utnyttjar sin medborgerliga rättighet att rösta. Det är därför av största vikt att försöka förstå vad som förklarar förändringar i valdeltagandet över tid.

Inom ramen för Demokratiutredningen genomfördes ett flertal undersökningar av valdeltagandet i Sverige.1 Särskilt riktades fokus mot den stora nedgången i valdeltagande i samband med 1998 års val. I en av dessa undersökningar – Teorell & Westholm (1999) – baseras de empiriska analyserna på medborgarundersökningen 1997. Eftersom medborgarundersökningarna till stora delar möjliggör jämförelser över tid ska vi avsluta denna rapport med att, utifrån Teorell & Westholms resultat, diskutera tänkbara förklaringar till den mycket måttliga nedgången i valdeltagandet mellan 1998 och 2002 års val. I höstens kommunfullmäktigeval stannade deltagandet vid 77,9 procent, vilket innebar en nedgång med 0,8 procentenheter i förhållande till 1998 års val.2

4.2Förändringar i väljarkåren

Teorell & Westholm (1999) pekar i sin studie på att en förklaring till förändringar i valdeltagandet kräver att två villkor är uppfyllda. För det första måste en förklaringsfaktor visa upp ett samband med benägenheten att rösta på individnivå. Här kunde vi i den föregående analysen sluta oss till att ett flertal demografiska, socioekonomiska samt politiska attityd- och

1Se här SOU 1999:132.

2Motsvarande nedgång i riksdagsvalet, där deltagandet till slut hamnade på 80,1 procent, var något större: 1,3 procentenheter.

Ds 2003:54 Förändringar i valdeltagandet över tid

beteendevariabler påverkade valdeltagandet i 2002 års kommunfullmäktigeval.

Att visa att dessa individrelaterade faktorer har ett samband med benägenheten att rösta räcker dock inte för att förklara förändringar i valdeltagande på aggregerad nivå. För att vi ska kunna hävda att något bidrar till att kunna förklara valdeltagandets långsiktiga nedgång måste ytterligare ett villkor vara uppfyllt, nämligen att företeelsen i fråga ändrar omfattning. Hävdar vi, till exempel, att arbetslösheten är det som fått valdeltagandet att sjunka under den senaste tjugoårsperioden måste vi också ha belägg för att arbetslösheten har stigit kontinuerligt under samma period. På goda grunder kan man därför, ur detta perspektiv, utesluta vissa förklaringsfaktorer.

När det gäller de demografiska och socioekonomiska faktorerna har det under de senaste decennierna skett sociala och demografiska förändringar som kan tänkas påverka valdeltagandets utveckling. Förändringarna pekar emellertid inte åt samma håll. Utvecklingen av yrkesstrukturen samt den ökande andelen invandrade kan tänkas bidra till att valdeltagandet sjunker. Den stigande utbildningsnivån och den förändrade åldersstrukturen kan istället förväntas verka i motsatt riktning. Det faktum att förändringarna på aggregerad nivå inte är entydiga samt tämligen små gör att sociala bakgrundsfaktorer, ur detta perspektiv, knappast kan ses som huvudförklaring till valdeltagandets långsiktiga trend, och heller inte till den mindre nedgången mellan de två senaste valen.

Som förklaring till nedgången i valdeltagande mellan 1985 och 1998 pekar Teorell & Westholm istället på förändringar i de beteenden och attityder som på individplanet förklarar röstningsbenägenhet. Särskilt lyfter de fram partiengagemanget, mätt som medlemskap och aktivitet i samt identifikation med politiska partier, och normen om röstning som medborgardygd och visar att det allt svagare partiengagemanget och den mer och mer urholkade röstningsnormen förklarar ungefär hälften av den

Förändringar i valdeltagandet över tid

Ds 2003:54

sammanlagda nedgången om 9,2 procentenheter i valdeltagandet mellan 1985–1998.

Även i denna studie har vi kunnat konstatera att både röstnormen och partiengagemanget, här endast mätt som partiidentifikation, är av avgörande betydelse för benägenheten att rösta. Men även andra faktorer visade sig påverka valdeltagandet. I den slutgiltiga modellen fann vi således positiva effekter av föreningsaktivitet, förtroende för sin nästa och politiskt intresse.3 Det är därför av intresse att undersöka hur omfattningen av dessa egenskaper i den svenska valmanskåren utvecklat sig sedan den senaste medborgarundersökningens mätning för att utröna om eventuella förändringar står i samklang med den mycket modesta nedgången i deltagandet i 2002 års val.

3 Dessa resultat kvarstår i det stora hela även om vi, liksom Teorell & Westholm, kontrollerar för valdeltagandet i valet före.

Ds 2003:54

Förändringar i valdeltagandet över tid

Tabell 14. Förklaringar till valdeltagandet: Medelvärden 1997 och 2002

Oberoende variabel	1997	2002	Skillnad
Föreningsmedlemskap: 0–1 (ingen –	0,302	0,305	+ 0,003
aktiv i 10 eller fler föreningar)
Horisontellt förtroende: 0–1	0,622	0,644	+ 0,022***
(mycket litet – mycket stort)
Politiskt intresse: 0–1 (inget alls –	0,524	0,518	– 0,006
mycket stort)
Partiidentifikation: 0–1 (ingen alls –	0,464	0,409	– 0,055***
mycket stark)
Röstning som medborgerlig dygd: 0–1	0,803	0,860	+ 0,057***
(inte alls viktig – mycket viktig)

Kommentar: Antalet observationer uppgår till mellan 1399 och 1458 för 1997 och mellan 1170 och 1214 för 2002. För att uppnå jämförbarhet utgår beräkningarna enbart från individer som är 80 år eller yngre.

*Statistiskt säkerställd skillnad 1997–2002; 90 procents säkerhet, tvåsidigt test.

**Statistiskt säkerställd skillnad 1997–2002; 95 procents säkerhet, tvåsidigt test.

***Statistiskt säkerställd skillnad 1997–2002; 99 procents säkerhet, tvåsidigt test.

Förändringar i valdeltagandet över tid

Ds 2003:54

I tabell 14 redovisas de fem faktorernas utveckling såsom de speglas i de båda senaste medborgarundersökningarna. Två av variablerna – föreningsmedlemskap och intresset för politik – har inte förändrats i nämnvärd utsträckning.4 När det gäller de övriga tre faktorerna kan vi notera statistiskt signifikanta förändringar i den genomsnittliga nivån. Förtroendet för medmänniskor samt synen på röstning som medborgerlig dygd har stärkts under femårsperioden. Däremot fortsätter den nedåtgående trenden i väljarnas partiidentifikation. Är detta ett mönster som stämmer överens med valdeltagandets utveckling över de två senaste valen? Svaret kompliceras av att det är betydligt svårare att förklara stabilitet än förändring. Så mycket kan vi i alla fall sluta oss till att resultaten i tabell 14 inte är oförenliga med förändringen i deltagandet i samband med det höstens val. Tanken är då att tendenserna till förändringar i väljarkåren tar ut varandra. Det ökande förtroendet och, framförallt, förstärkningen av röstnormen borgar för ett högre valdeltagande, medan det sjunkande partiengagemanget har en motsatt effekt. Sammantaget bör vi alltså förvänta oss, och kan också konstatera, endast små rörelser i valdeltagandet.5

4I analyserna ovan användes föreningsaktivitet, och inte föreningsmedlemskap, som mått på föreningsengagemang. Då det inte finns någon möjlighet att konstruera ett mått på aktivitet som är jämförbart mellan de båda medborgarundersökningarna redovisas förändringen i omfattning av föreningsmedlemskap. De båda variablerna har dock ett starkt inbördes samband – korrelationskoefficienten (Pearson’s r) uppgår, i 2002 års medborgarundersökning, till 0,70. Ur den synvinkeln är det av mindre vikt vilket mått som används. Att valet föll på partiaktivitet i analyserna ovan motiverades teoretiskt – det är aktiviteten i föreningar, och inte medlemskapet i sig, som i teorier om socialt kapital förutspås inverka på valdeltagandet.

5Givetvis är det så att även situationsspecifika faktorer som valrörelsens karaktär och förekomsten av politiska affärer spelar stor roll för kortsiktiga förändringar i valdeltagandenivån.

Ds 2003:54

Förändringar i valdeltagandet över tid

4.3Slutsatser

Vi har i detta kapitel kunnat konstatera att en förklaring till förändringar i valdeltagandet på nationell nivå kräver att två villkor är uppfyllda. För det första måste en förklaringsfaktor visa upp ett samband med benägenheten att rösta på individnivå. För det andra måste företeelsen i fråga ändra omfattning över tid. I en jämförelse mellan 1997 och 2002–2003 års medborgarundersökningar visade det sig att förtroendet för medmänniskor samt synen på röstning som medborgerlig dygd har stärkts under femårsperioden. Däremot fortsätter den nedåtgående trenden avseende väljarnas partiidentifikation. Dessa resultat är inte oförenliga med förändringen i valdeltagandet i samband med det höstens val. En möjlig tolkning är nämligen att tendenserna till förändringar i väljarkåren tar ut varandra. Det ökande förtroendet och, framförallt, förstärkningen av röstnormen borgar för ett högre valdeltagande, medan det sjunkande partiengagemanget har en motsatt effekt.

Sammanfattning

Ds 2003:54

5 Sammanfattning

Utgångspunkten i denna rapport var konstaterandet att skillnader i valdeltagande mellan olika sociala grupper i samhället är ett problem i en representativ demokrati. En av den representativa demokratins huvuduppgifter är att fungera som en förmedlande länk där individers preferenser, via partisystemet, aggregeras och vidarebefordras till de politiska makthavarna. När alltför stora grupper av väljare avstår från att utnyttja sin rösträtt kan vi inte längre med säkerhet hävda att valresultatet faktiskt speglar befolkningens önskemål. Den snedvridna bilden av väljarnas preferenser som då når beslutsfattarna riskerar att påverka den förda politiken. Att studera valdeltagandet är därmed avgörande om vi vill förstå den representativa demokratins reella förutsättningar.

I kapitlet ”Vem röstar?” kunde vi konstatera att valdeltagandet i kommunfullmäktigevalet 2002 följde ett mönster som är känt från tidigare undersökningar, såväl svenska som utländska. Äldre, infödda, gifta och sammanboende, högutbildade samt bättre bemedlade röstar i större utsträckning än yngre, invandrade, ensamstående, lågutbildade och låginkomsttagare.

Frågan vi ställde oss i kapitlet ”Varför rösta?” var varför de så kallade lågstatusgrupperna tenderar att ställa sig vid sidan av. Utifrån den teoretiska litteraturen på området kunde vi peka ut sex tänkbara kausala länkar mellan grupptillhörighet och benägenhet att delta i de allmänna valen. De analyser som följde visade att skillnader i individernas föreningsaktivitet, förtroende

Ds 2003:54

Sammanfattning

för andra människor, politiska intresse, partiidentifikation, tilltro till valhandlingens effektivitet samt uppslutning kring synen på röstning som en medborgerlig dygd till stora delar kunde förklara de positiva effekterna av ålder, utbildning och inkomst på valdeltagandet. Däremot visade det sig att dessa mekanismer inte kunde förklara effekterna av civilstånd och invandrarskap. När det gäller civilstånd har tidigare forskning visat att förklaringen till att gifta och sammanboende i större utsträckning än ensamstående röstar snarast ligger i det sociala trycket makarna emellan. En närmare undersökning av de invandrades valdeltagande gav belägg för en alternativ kausal länk mellan invandrarskap och röstningsbeteende. Det verkar nämligen som om rösträtten till riksdagsvalen, som följer av ett svenskt medborgarskap, gör deltagande i kommunalvalet mer sannolikt.

I kapitlet ”Förändringar i valdeltagandet” bytte vi perspektiv och fokuserade istället på den långsiktigt nedåtgående trenden i valdeltagandet. Åtminstone sedan mitten av 1980-talet har andelen av väljarkåren som utnyttjar sin rösträtt minskat. I samband med det senaste valet var dock nedgången mycket måttlig, 1,3 respektive 0,8 procentenheter i riksdags- och kommunfullmäktigevalen. I ljuset av de attitydförändringar som under de senaste åren skett inom väljarkåren framstår denna relativa stabilitet i valdeltagandet som förståelig. Det ökande horisontella förtroendet bland individerna och, framförallt, förstärkningen av röstnormen borgar för ett högre valdeltagande medan det sjunkande partiengagemanget har en motsatt effekt.

Slutligen ska det framhållas att de attityder till samhälle och politik, som visat sig förklara skillnader i valdeltagande mellan olika demografiska och socioekonomiska grupper, inte är en gång för alla givna, utan i högsta grad kan sägas vara föränderliga faktorer. Detta öppnar för en möjlighet att nå det som de stora demokratiseringsreformerna under början av det förra seklet syftade till. Slagorden då var ”en man, en röst” samt att penningen inte skulle tillåtas avgöra röststyrkan. Införandet av

Sammanfattning

Ds 2003:54

allmän och lika rösträtt avskaffade formellt sett denna ordning. Nu visar dock all forskning, inklusive denna rapport, att penningen och andra resurser samt demografisk grupptillhörighet fortfarande avgör vem som faktiskt röstar. Resultaten i denna rapport pekar därmed mot en viktig uppgift och utmaning för demokratipolitiken i vid mening. Vägen till en allmän och lika rösträtt i reell mening går, så länge röstplikt inte är ett alternativ, via en förändrad syn på samhället och politiken hos de grupper som idag i allt större omfattning avstår från sin rätt att delta i de allmänna valen.

Ds 2003:54

Referenser

Adman, Per & Per Strömblad (2000) Utanför demokratin? Del 3. Resurser för politisk integration. Norrköping: Integrationsverket

Aldrich, John H. (1993) ”Rational Choice and Turnout”.

American Journal of Political Science 37:246–278

Bennulf, Martin & Per Hedberg (1999) ”Utanför demokratin: Om det minskade valdeltagandets sociala och politiska rötter”. I

Valdeltagande i förändring: Demokratiutredningens forskarvolym XII, SOU 1999:132

Brehm, John & Wendy Rahn (1997) ”Individual-Level Evidence for the Causes and Consequences of Social Capital”. American Journal of Political Science 41:999–1023

Downs, Anthony (1957) An Economic Theory of Democracy. New York: Harper and Row

Esping-Andersen, Gøsta (1990) The Three Worlds of Welfare Capitalism. Princeton: Princeton University Press

Ferejohn, John A. & Morris P. Fiorina (1974) ”The Paradox of Not Voting: A Decision Theoretic Analysis”. American Political Science Review 68:525–536

Referenser

Ds 2003:54

Ferejohn, John A. & Morris P. Fiorina (1975) ”Closeness Counts Only in Horseshoes and Dancing”. American Political Science Review 69:920–925

Garrett, Geoffrey (1998) Partisan Politics in the Global Economy. Cambridge: Cambridge University Press

Gilljam, Mikael (1990) ”Sex förklaringar till valet av parti”. I Gilljam, Mikael & Sören Holmberg, red., Rött, blått, grönt: En bok om 1988 års riksdagsval. Stockholm: Bonniers

Hibbs, Douglas A. (1977) ”Political Parties and Macroeconomic Policy”. American Political Science Review 71:1467–1487

Hicks, Alexander & Duane Swank (1992) ”Politics, Institutions and Welfare Spending in Industrialized Democracies”. American Political Science Review 86:658–674

Holmberg, Sören (1990) ”Att rösta eller inte rösta”. I Gilljam, Mikael & Sören Holmberg, red., Rött, blått, grönt: En bok om 1988 års riksdagsval. Stockholm: Bonniers

Inglehart, Ronald (1990) Cultural Shifts in Advanced Society. Princeton: Princeton University Press

Korpi, Walter (1981) Den demokratiska klasskampen. Stockholm: Tidens förlag

Leighley, Jan E. (1995) ”Attitudes, Opportunities and Incentives: A Field Essay on Political Participation”. Political Research Quarterly 48:181–209

Levi, Margaret (1991) ”Are There Limits to Rationality”.

Archives Européennes de Sociologie 32:130–141

Ds 2003:54

Referenser

Lijphart, Arend (1997) ”Unequal Participation: Democracy’s Unresolved Dilemma”. American Political Science Review 91:1– 14

Lipset, Seymour Martin (1960) Political Man: The Social Bases of Politics. London: Heinemann

Milbrath, Lester & M. L. Goel (1977) Political Participation. How and Why do People Get Involved in Politics?. Lanham: University Press of America

Morton, Rebecca B. (1991) ”Groups in Rational Turnout Models”. American Journal of Political Science 35:758–776

Muller, Edward N. & Karl-Dieter Opp (1986) ”Rational Choice and Rebellious Collective Action”. American Political Science Review 80:471–487

Nagel, Jack H. (1987) Participation. London: Prentice-Hall

International

Olson, Mancur (1965) The Logic of Collective Action: Public Goods and the Theory of Groups. Cambridge & London: Harvard University Press

Peterson, Olof, Anders Westholm, & Göran Blomberg (1989) Medborganrnas makt. Stockholm: Carlssons

Petersson, Olof, Jörgen Hermansson, Michele Micheletti, Jan Teorell & Anders Westholm (1998) Demokrati och medborgarskap. Demokratirådets rapport 1998. Stockholm: SNS förlag

Putnam, Robert D. (1995) Making Democracy Work. Princeton:

Princeton University Press

Referenser

Ds 2003:54

Putnam, Robert D. (2000) Bowling Alone: The Collapse and Revival of American Community. New York: Simon and Schuster

Riker, William H. & Peter C. Ordershook (1968) ”A Theory of the Calculus of Voting”. American Political Science Review

62:25–42

SCB (2003a) Statistiska meddelanden Me 13 SM 0301. Stockholm: Statistiska centralbyrån

SCB (2003b) Statistiska meddelanden Me 14 SM 0301. Stockholm: Statistiska centralbyrån

Scharpf, Fritz (1991) Crisis and Choice in European Social Democracy. Ithaca, New York: Cornell University Press

Scott Long, John (1997) Regression Models for Categorical and Limited Dependent Variables. Thousand Oaks, California: Sage

SOU 1999:132 Valdeltagande i förändring. Demokratiutredningens forskarvolymer nr. XII

Strömblad, Per (2003) Politik på stadens skuggsida. Skrifter utgivna av Statsvetenskapliga föreningen, nr. 152, Uppsala: Statsvetskapliga institutionen, Uppsala Universitet

Teorell, Jan & Anders Westholm (1999) ”Att bestämma sig för att vara med och bestämma. Om varför vi röstar – allt mindre”. I

Valdeltagande i förändring: Demokratiutredningens forskarvolym XII, SOU 1999:132

Uhlaner, Carole Jean (1989) ”Rational Turnout: The Neglected Role of Groups”. American Journal of Political Science 33:390– 422

Ds 2003:54

Referenser

Verba, Sidney & Norman H. Nie (1972) Participation in America: Political Democracy and Social Equality, Cambridge: Cambridge University Press

Verba, Sidney, Norman H. Nie & Jae-on Kim (1978)

Participation and Political Equality: A Seven-Nation Comparison. Cambridge: Cambridge University Press

Verba, Sidney, Kay Schlozman & Henry E. Brady (1995) Voice and Equality. Civic Voluntarism in American Politics. Cambridge: Harvard University Press

Vogel, Joachim, Erik Amnå, Ingrid Munck & Lars Häll (2003) Föreningslivet i Sverige. Rapport 98, serien Levnadsförhållanden, Stockholm: Statistiska centralbyrån

Whiteley, Paul F. (1995) ”Rational Choice and Political Participation – Evaluating ther Debate”. Political Research Quarerly 48:211–233

Wolfinger, Raymond E. & Steven J. Rosenstone (1980) Who Votes?. New Haven: Yale University Press