Jag har nu presenterat en större mängd teorier som på olika sätt gör anspråk på att kunna förklara variation i politiskt förtroende. Utifrån det breda genomslag som teorin om det sociala kapitalet har fått, och den förankrade uppfattningen om föreningslivets roll som en skola i demokrati, har jag valt Putnams teori som en huvuduppgift för denna avhandling att pröva. Inte minst är det viktigt att klargöra huruvida denna teori är giltig på mikronivå, makronivå eller båda. Den tyngsta kritiken gentemot denna teori har varit att det är fungerande och rättvisa institutioner som möjliggör att tillit och föreningsaktivitet uppstår i civilsamhället. Om denna kritik stämmer, är det rimligt att anta att det finns ett samband mellan uppfattningar om rättsväsendets funktionssätt och det politiska förtroendet, de som har högre
� Den teoretiska kartan � något att orientera efter �
81
politiskt förtroende är också nöjdare med rättsstatens sätt att fungera. Huvuduppgiften som vidare ska undersökas är huruvida det är Putnams eller Tylers teorier som bäst kan förklara det politiska förtroendet – eller om båda bidrar till denna förklaring.
Den preliminära modellen – ett kartblad att orientera efter
En rad olika kontrollvariabler presenterades tidigare i detta kapitel, liksom de huvudhypoteser som ska prövas utifrån Putnams och Tylers teorier. Avhandlingens huvudfråga, orsaker till variation i det politiska förtroendet, kan hänföras till fält (IV) i Mishler och Roses modell, en subjektiv evaluering av institutionella förhållanden. Tylers teori kan i huvudsak hänföras till samma kategori, medan Putnams teori har bäring både på mikro- och makronivå i fält (I) och (II). Detta förhållande gör det förstås mer troligt att Tylers teori kommer att bekräftas, men kriteriet för att förkasta hypoteser är inte att några andra hypoteser har fått större eller starkare effekter. Det huvudkriterium som genomgående kommer att tillämpas framöver är huruvida signifikanta effekter står att finna eller ej.
De kontrollfaktorer och huvudhypoteser som har diskuterats i detta kapitel, kan nu låta specificera den preliminära modell som ligger till grund för kommande analyser. Denna preliminära modell ligger till grund för de empiriska tester som senare på mikronivå i Sverige och i Västra Götaland.
� Den teoretiska kartan � något att orientera efter �
Figur 2.1 Den preliminära modellen för att förklara politiskt förtroende (mikronivå)
Kontrollfaktorer: � Ålder (livscykelhypotesen) � Utbildning, inkomst , facklig tillhörighet , arbetslöshet (SES) Putnams teori 1a=Ökad förenings-aktivitet ger ett ökat politiskt förtroende 1b=Högre tillit till andra människor ger högre politiskt förtroende 1c=Högre medborgar-anda ger högre politiskt förtroende
Tylers teori 4a=Förtroende för rättsstatens procedurer ökar det politiska förtroendet 4b=Beslutskontroll ökar det politiska förtroendet (voice)
Politiskt förtroende
�Förtroende för det politiska samhället (I) �Förtroende för de politiska institutionerna (II) �Förtroende för de politiska aktörerna (III) �Partisympati (Hemmalags- hypotesen) �Politiskt intresse
Kommentar: Den preliminära modellen är i första hand relevant för analyserna på mikronivå (kapitel 3
och 4), men en förenklad version av den kommer även att användas på makronivå (kapitel 5). Därför återges här endast hypoteserna på mikronivå (1a, 1b, 1c samt 4a och 4b). Streckade pilar motsvarar indirekta samband, heldragna pilar motsvarar direkta samband. I kommande analyser redovisas nästan uteslutande direkta effekter (heldragna pilar).
Denna kan sägas utgöra ett stöd för i vilken ordning analyserna genomförs, och den vägledande strukturen i denna modell är "the funnel of causality"46 eller den ordning man kan anta att olika faktorer påverkar svarspersonernas politiska förtroende.
2.4 Sammanfattning
Det finns en nästan oändlig mängd preliminära förklaringar till det politiska förtroendets variation. Pharr kallade det the litany of candidate causes och Hibbing och Theiss-Morse skrev att [e]xplanations for Americans' unhappiness with
46 Begreppet är hämtat ur The American Voter (Campbell m fl 1960). Det innebär att en persons attityd formas utifrån olika egenskaper och erfarenheter i livet. De primära orsaksfaktorerna ligger längst bak i analyskedjan (kön, ålder, utbildning etc). De sekundära orsaksfaktorerna antas inträffa senare i livet, till exempel kan politiskt intresse anses vara ett resultat av utbildning. Tertiära faktorer kan vara erfarenheter under det senaste året, till exempel erfarenheter av välfärdsstaten. Utifrån dessa antaganden byggs ordningsföljden i statistiska analyser, där man arbetar med olika "block" av variabler.
� Den teoretiska kartan � något att orientera efter �
83
government are as plentiful as grains of sand (Hibbing & Theiss-Morse 2001:243,
Pharr 2000:173). En samling av de vanligaste förklaringarna redovisades i tabell 2.1a och b, varur jag har valde att diskutera de som förefaller mest rimliga utifrån den svenska kontexten. I avsnitt 2.1 sorterades dessa förklaringar in i Mishler och Roses typindelning, beroende på vilken nivå olika förklaringar befinner sig (mikro- eller makro), eller beroende på vilken teorityp förklaringarna närmast kan hänföras till (kulturteorier eller institutionella teorier). Bland de förklaringar som diskuterats, avgränsar jag mig bort ifrån vissa av dem i det fortsatta analysarbetet (främst mediaförklaringar och faktisk performance eller serviceleverans). Andra förklaringar kommer att finnas med i mycket begränsat hänseende, då kontroll kommer att genomföras för till exempel livscykelteorin (ålder), SES, ekonomiska förklaringar (inkomst, facklig tillhörighet och arbetslöshet) samt hemmalagshypotesen.
Huvuduppgiften är att pröva relevansen hos de förklaringar som Robert Putnam och Tom Tyler har presenterat. Teorierna är valda utifrån det motsatsförhållande som de har intagit i den akademiska debatten på senare år. Putnams teori förefaller mycket angelägen att pröva givet den ställning som föreningslivet tillskrivs då det gäller dess roll som demokratins växthus. Kritiker av denna teori menar att fungerande institutioner måste tillförsäkras i första hand. Först när sådana garanterar medborgarnas grundtrygghet finns det utrymme för medborgarna att också engagera sig i civilsamhällets olika aktiviteter.
Det är ingen lätt uppgift att pröva sanningshalten i dessa teser. En svårighet är att mäta om det är vissa delar av statens aktivitet som förklarar medborgarnas politiska förtroende, och hur vet man att man inte mäter samma sak två gånger (problemet med att oberoende och beroende variabler kommer för nära varandra)? Detta är ett problem jag ska försöka lösa så gott det går längre fram vid formulerandet av användbara indikatorer. Eftersom både processförklaringarna utifrån Tylers teori och det politiska förtroendet båda kan härledas till fält (IV) i Mishler och Roses indelning, så är förhandstipset att det blir lättare för Tylers hypoteser att klara sig, i jämförelse med Putnams. Den empiriska prövningen väntar dock på att klargöra huruvida så är fallet.
��
83Kapitel tre � Politiskt förtroende i Sverige
"Vi bruker modeller til å forstå eller forklare processer. Ved modellbyggning settes ens begrepsmessige og teoretiske fantasi på prøve – ved testning av modellen prøves ikke bare modellen, men også ens empiriske fantasi. […] Modeller er for vitenskapen det metaforer er for poesien – selve kjernen i virksomheten."
Gudmund Hernes 1979:19f
et är nu dags att påbörja den empiriska prövningen av de hypoteser och den preliminära modell som fastlades i föregående kapitel. Kapitlet inleds med en kortare översikt över hur hypotesprövningen kommer att läggas upp i kapitel tre, fyra och fem. Därefter följer en genomgång av hur det politiska förtroendet har förändrats i Sverige över tid. Jag kommer även att diskutera hur några av förklaringsvariablerna har förändrats över tid. Detta ska ses som en inledande orientering, innan arbetet att pröva Putnams och Tylers teorier inleds. Först redovisas bivariata analyser, därefter följer de multivariata. Genom att pröva vilka kontroll-faktorer som inte har något samband med politiskt förtroende, kommer några av dessa inte att ingå i de senare analyserna.
D
D
Hypotesprövningens design och data
En komplikation som inträder, men som också kan ses som en fördel, är att den beroende variabeln skiftar mellan nivåerna. På nationell nivå i detta kapitel utgörs den beroende variabeln av de tre indikatorer som tillsammans bildar ett index som jag kallar nationellt politiskt förtroende, NPF. Dessa indikatorerer är nöjdhet med demokratin, förtroende för de svenska partierna och förtroende för svenska politiker. I kapitel fyra skiftar jag fokus till den kommunala nivån, där kommer den beroende variabeln att utgöras av indexet kommunalt politiskt förtroende, KPF. Detta består av indikatorerna nöjdhet med den kommunala demokratin, kommunstyrelsen samt förtroende för kommunpolitiker. I kapitel fem aggregeras detta index för varje kommun i Västra Götalandsområdet. Varje kommun som har ett tillräckligt antal svarande tillskrivs därmed ett medelvärde i politiskt förtroende, och det är variationen mellan dessa medelvärden som analyseras i detta kapitel. Designen på mikro- respektive på makronivå får till följd att den beroende variabeln från
� Politiskt förtroende i Sverige �
teoretiska utgångspunkter är densamma i alla tre empiriska kapitel, men i praktiken är det indikatorer på olika nivåer som används. Aggregerat kommunalt politiskt förtroende kommer då att tecknas KPF (makronivå).
Vilka datamängder har då valts för dessa analyser? Ett avgörande kriterium är förstås att indikatorer för både Putnams och Tylers hypoteser ska finnas med parallellt i datamängder på både nationell nivå och för boende i Västra Götaland. Genom fråge-instrument som jag själv haft möjlighet att utforma, uppfylldes detta krav i och med Riks-SOM1 och Väst-SOM-undersökningarna år 20002. En begränsning är dock att indikatorer för Tylers resonemang inte ställdes i den nationella undersökningen. Därför råder vissa begränsningar i analysen på nationell nivå.
En anteckning om hur data redovisas
De data som redovisas i det följande kommer inte helt att följa samma redovisning som använts av föregående forskare. När olika förtroendenivåer tidigare har redovisats har vanligen balansmåttet använts (jfr Holmberg & Weibull 2004, 2003, 2002, 2001, 2000 osv). Balansmåttet innebär ett pedagogiskt sätt att redovisa andel positiva minus andel negativa. Som vi ser i figur 3.1 omfattar det gängse balansmåttet den andel av svarspersonerna i en undersökning som svarat positivt på en fråga samt de som har svarat negativt. Men en grupp svarspersoner utelämnas i balansmåttsredovisning, nämligen de som har svarat "Varken stort eller litet förtroende" � mittenkategorin. Många gånger då det gäller förtroendefrågor är andelen respondenter som har markerat just för denna mittemellankategori 40-50 procent av alla de personer som har besvarat frågan.3
1 För en utförlig dokumentation av detta material, se Lithner 2001 samt enkätformulär i Holmberg & Weibull 2001.Svarsfrekvensen i Riks-SOM 2000 var 63 procent efter att hänsyn tagits till det naturliga bortfallet. Bruttourvalet var 6.000 personer i Sverige och 3.546 enkäter besvarades.
2 Detta material finns utförligt dokumenterat av Åsa Nilsson i Nilsson, L red. 2002. Enkätformulär finns också redovisade i samma volym. Ett stort tack riktas här till Svenska Kommunförbundet samt till
Brottsförebyggande rådet som finansierade dessa undersökningsfrågor.
3 Följande procentandel har i Riks-SOM 2000 svarat "Varken stort eller litet förtroende" på frågorna om a) Förtroende för regeringen (40), b) Förtroende för riksdagen (45), Förtroende för domstolarna (35), och Förtroende för polisen (45).
� Politiskt förtroende i Sverige �
Figur 3.1 Beskrivning av hur balansmått redovisas
Fråga: Hur stort förtroende har Du för det sätt på vilket följande samhällsinstitution sköter sitt arbete? Mycket stort förtroende Ganska stort förtroende Varken stort eller litet förtroende Ganska litet förtroende Mycket litet förtroende Regeringen
� � � � �
(Andel positiva) � (Andel negativa)
Det vanligaste är att balansmåttet anger övervikt åt endera hållet och dessa skillnader överdrivs något genom detta redovisningssätt. Om mittenkategorin är större är visserligen jämförbarheten mellan de två olika måtten mer jämbördiga, men ju mindre mittenkategorin är, desto större skillnader kan de olika måtten komma att innebära. Låt oss titta närmare på detta i tabell 3.1 nedan.
Tabell 3.1 Exempel på hur balansmåttet kan överdrivas i jämförelse med medelvärdemått (1)
Antal
svars-personer positiva Andel 'Varken eller' Andel negativa Andel andel positiva minus Balansmått andel negativa Medelvärde-mått max-min* Variation A 1000 45 10 45 0 61 - 39 50 +/-11 B 1000 35 20 45 -10 56 - 36 46 +/- 10 C 1000 15 40 45 -30 46 - 32 39 +/- 7 D 1000 15 70 15 0 54 - 46 50 +/- 4
Kommentar: Tabellen visar olika fiktiva räkneexempel med balansmåttsmetoden respektive med
medelvärdesmetoden. Medelvärdesmått utgår från följande kodning: "Mycket stort förtroende"=1, "Ganska stort förtroende"=0.75, "Varken stort eller litet förtroende"=0.5, "Ganska litet förtroende"=0.25 och "Mycket litet förtroende"=0. (*)= Maximalt eller minimalt medelvärde beräknas enligt följande: (maximalt, exempel A) (450 personer * 1.0) + (100 personer * 0,5) + (450 personer * 0,25) ger ett högsta möjliga medelvärde 0,6125. (Minimalt, exempel A) beräknas så här: (450 personer * 0,75)+(100*0,5)+(450*0), vilket blir 0,3875 i medelvärde. I tabellen ovan har talen multiplicerats med 100 för ökad jämförbarhet med balansmåttet.
Vi ser i tabell 3.1 att balansmåttet kan resultera i olika märkliga effekter. Balansmåttet 0 på rad A beskriver en population på 900 personer, medan 100 personer har svarat ’varken stort eller litet’. Samtidigt tillskrivs samma balansmåttsvärde på rad D, men där beskriver detta värde uppfattningen hos endast 300 personer medan 700 personer ’har varken stort eller litet förtroende’. Balansmåttet förutsätter en skala där maxvärdet är +100 och minimivärdet är -100, totalt alltså 200 enheter. Medelvärdemåttet förutsätter ett maxvärde +100 och ett minimivärde som är 0. Därmed är medelvärdet även tolkningsbart i procentenheter.
� Politiskt förtroende i Sverige �
I kommande analyser är variablerna regelmässigt kodade mellan 0 och 1, och för att nivåredovisningarna i de bivariata analyserna lägre fram ska överensstämma med de grafiska nivåredovisningarna som strax följer, har jag valt att genomgående redovisa medelvärdemått i stället för balansmått.
Tabell 3.2 Exempel på hur balansmåttet kan överdrivas i jämförelse med medelvärdemått (2) Antal svars-personer Andel 'mycket stort' Andel 'ganska
stort' 'Varken eller' Andel Andel 'ganska
litet'
Andel 'mycket
litet' Balans-mått Medelvärde-mått
E 1000 30 15 10 30 15 0 54
F 1000 25 20 10 25 20 0 51
G 1000 20 25 10 20 25 0 49
H 1000 15 30 10 15 30 0 46
Kommentar: För beskrivning av beräkning enligt medelvärdesmetoden, se kommentar till tabell 3.1 Ett annat problem för balansmåttet är att den dåligt redovisar förändringar som äger rum mellan kategorierna ’mycket stort’ och ’ganska stort’ (eller mellan ’ganska litet’ och ’mycket litet’). Tabell 3.2 ovan visar vilka effekter detta kan innebära. Beroende på fördelningen mellan dessa kategorier, ger medelvärdemåttet mer uttömmande redovisning av data. I tabell 3.2 kan resultat som enligt balansmåttet ger värdet 0, enligt medelvärdemåttet ge värdet 54 såväl som 46. Jag har valt att använda medelvärdemått i kommande grafiska redovisningar, för att vara konsekvent gentemot efterföljande bivariata redovisningar. I realiteten är dock skillnaden mellan de två redovisningsmetoderna inte särskilt stor. De exempel som givits ovan är ganska sällsynta svarsfördelningar. En grafisk jämförelse mellan de två redovisnings-metoderna återges i Appendix A.
En anteckning om användandet av index
Låt mig även säga något om användningen av index innan vi går vidare. I de följande empiriska analyserna refererar jag återkommande till olika index, och jag skall här beskriva vad som menas med dessa. Ett analytiskt index är en variabel eller en analysfråga som egentligen består av flera frågor. En generell formel för ett summerat index (som jag kommer att använda) är följande:
PFindex=A+B+C
Indexet politiskt förtroende, PF, kan bestå av indikatorerna A, B och C. Dessa indikatorer motsvaras av olika frågor som har ställts i en enkätundersökning, och ett
� Politiskt förtroende i Sverige �
exempel kan vara att A motsvarar förtroende för demokratin, B motsvarar förtroende
för politiska partier och C motsvarar förtroende för politiker. Alla tre frågor mäter
svarspersonernas inställning till den generella frågan om ’politiskt förtroende’, samtidigt som varje fråga är formulerad ur en specifik aspekt. I detta exempel kan de svarspersoner som har minst politiskt förtroende att svara ’mycket litet förtroende’ i alla tre avseenden, medan de som har det högsta politiska förtroendet kan svara ’mycket stort förtroende’ på alla tre frågor. Genom att använda index ökar möjligheten att behandla en ordinalskala (rangordningsbar) som en kvot- eller intervallskala, vilket underlättar till exempel regressionsanalysen.
Summerade index också blir starkare, mer robusta, om de sätts samman av flera olika frågor kring ett fenomen. Därmed minimeras risken för slumpmässiga fel. I statis-tiska undersökningar tolkar människor olika frågeställningar på olika sätt, olika frågeställningar kan konnotera till olika aspekter av ett fenomen. Fenomenet politiskt förtroende är inte lätt att tydligt ringa in. Ett sätt för forskaren att försäkra sig om att kikarsiktet är rätt inställt på geväret är att använda flera pipor � flera olika frågor � i den statistiska undersökningen. Man kan dock inte foga samman vilka frågor som helst till ett index, utan de bör vara så pass likartade att de ger en hög gemensam korrelation med varandra. Detta brukar prövas genom Chronbach's �, tumregeln är att � ska vara minst 0.70 (Spector 1992:31f). Givetvis måste också ett summerat index ha en teoretisk konsistent motivering till varför vissa frågor kan sammanfogas till ett index. Dessa motiveringar diskuterades i kapitel ett för det politiska för-troendets del.