I modell (9) testas samvariationen mellan proportionella valsystem och andelen icke-demokrater givet olika värden på den religiösa fraktionaliseringen. När den religiösa fraktionaliseringen är satt till noll samvarierar proportionella valsystem negativt med andelen icke-demokrater. Sambandet är statistiskt säkerställt på 95% säkerhetsnivå. När sambandet undersöks med det lägst observerade värdet på graden av religiös fraktionalisering samvarierar proportionella valsystem negativt med andelen icke-demokrater. Modell (9), i tabell 9, visar att proportionella valsystem i snitt ger cirka 15,23% lägre andel icke-demokrater än icke-proportionella valsystem, när den religiösa fraktionaliseringen är satt till det minsta observerade värdet. Detta är statistiskt säkerställt på 95% säkerhetsnivå. När graden av religiös fraktionalisering ökar samvarierar proportionella valsystem positivt med andelen icke-demokrater. Vid det högsta observerade värdet på graden av religiös fraktionalisering är samvariationen mellan proportionella valsystem och andelen icke-demokrater positiv. Proportionella
valsystem har i snitt cirka 11,65% högre andel icke-demokrater än länder utan ett proportionellt valsystem. Detta är statistiskt säkerställt på 95% säkerhetsnivå.
Tabell 8: Effekten av proportionella valsystem på andelen icke-demokrater med religiös fraktionalisering
som interaktionsvariabel.
Beroende variabel: Andel icke-demokrater (9) (10) Proportionellt valsystem -0,1539** (0,011) 0,1015 (0,652) Religiös fraktionalisering -0,1135 ( 0,195) 0,3397 (0,502) Proportionellt valsystem × Religiös fraktionalisering 0,3143*** (0,006) 0,1353 (0,210) Log BNP/capita -0,0433 (0,567)
Log BNP/capita Religiös×
fraktionalisering
-0,0823 (0,547)
Log BNP/capita proportionellt×
valsystem -0,4453 (0,451) Väst -0,0554 (0,569) Väst Religiös fraktionalisering× -0,0975 (0,543) Väst proportionellt valsystem× 0,0374 (0,590) Konstant 0,4186 (0,130) N 55 55 R2 0,1763 0,4600 Justerat R2 0,1278 0,3520
Kommentarer: Ordinary least square regression (OLS).Värdena är avrundade till närmaste tusendel. P-värden presenteras i parenteserna. Signifikans: ***= p < 0,01; ** = p < 0,05; *= p < 0,10.
Modell (10) testar samma samvariation men isolerar för effekten av BNP per capita och väst. När religiös fraktionalisering, BNP per capita och väst är satta till noll uppvisar proportionella valsystem i snitt cirka 10,15% högre andel icke-demokrater, efter att ha
isolerat för effekten av BNP per capita och väst. När graden av religiös fraktionalisering är satt till sitt minsta observerade värde samvarierar proportionella valsystem negativt med andelen icke-demokrater. Proportionella valsystem ger cirka 7,72% lägre andel icke-demokrater. Vid det mellersta värdet är sambandet nästintill ett nollsamband. Proportionell valsystem ger 0,94% lägre andel icke.demokrater. Vid det högsta värdet ger proportionella valsystem i snitt cirka 4,73% högre andel icke-demokrater. Inget av dessa samband är dock statistiskt signifikanta på någon nivå.
Utifrån modell (9) och (10) ges inga indikationer som pekar mot att H4 skulle stämma. Modell (9) ger statistiskt signifikanta samband som tyder på att proportionella valsystem samvarierar negativt med andelen icke-demokrater när graden av religiös fraktionalisering är låg, samt att proportionella valsystem samvarierar positivt när graden av religiös fraktionalisering är hög. Modell (10) uppvisar en viss indikation som pekar åt samma håll men saknar statistisk signifikans.
Tabell 9: Effekten av proportionella valsystem på andelen icke-demokrater givet tre observerade värden på graden av religiös fraktionalisering.
(9) (10) L M H L M H ∂X ∂Y -0,1523** (0,011) -0,0154 (0,549) 0,1165** (0,021) -0,0772 (0,221) -0,0094 (0,694) 0,0473 (0,324)
Kommentar: Värdena är avrundade till närmaste tusendel. P-värden presenteras i parenteserna.
Signifikans: ***= p < 0,01; ** = p < 0,05; *= p < 0,10. Det lägsta observerade värdet för graden av religiös fraktionalisering är L. Medelvärdet för graden av religiös fraktionalisering är M. Det högsta observerade värdet för graden av religiös fraktionalisering är H. L = .0048609 ; M = .4405681 ; H = .8602599 . I modell (10) är de ytterligare interaktionvariablerna satta till sina respektive medelvärden.
9.0 Slutdiskussion
Den här undersökningen har vägletts av fyra hypoteser vilka alla härleds ur Andewegs kritik av Lijphart.
H1 föreslog att konsensusdemokrati borde samvariera positivt med andelen icke-demokrater givet att den etniska fraktionalisering är låg. När den etniska fraktionaliseringen har ett högre värde så borde samvariationen mellan
konsensusdemokrati och icke-demokratiska attityder vara mindre positiv. Både modell (2) och (3) uppvisar en svagt negativ samvariation när den etniska fraktionaliseringen är låg. Vid högre värden för den etniska fraktionaliseringen skiftar samvariationen till en svagt positiv samvariation. Inga av resultaten är signifikanta på någon nivå. Något stöd för H1 ges inte av varken modell (2) eller (3)
Enligt H2 borde konsensusdemokrati samvariera positivt med andelen icke-demokrater när graden av religiös fraktionalisering är låg. Vid högre värden för
graden av den religiösa fraktionaliseringen borde den samvariationen bli mindre positiv. Hypotesen testades i modell (4) och (5). Modell (4) uppvisar en svagt negativt samvariation vid en låg grad av religiös fraktionalisering. Efter att ha isolerat för BNP per capita och väst är samvariationen svagt negativ vid det lägsta värdet för den
religiösa fraktionaliseringen. Vid högre värden på den religiösa fraktionaliseringen blir samvariationen mer positiv i både modell (4) och (5). Varken modell (4) eller (5) ger några effekter som är signifikanta på någon nivå, och inte heller några belägg för den interaktionseffekt som föreslås i H2.
H3 föreslog att proportionella valsystem borde samvariera positivt med andelen icke-demokrater när graden av etnisk fraktionalisering är låg. Vid ett högre värde på graden av etnisk fraktionalisering ska samvariationen bli mindre positiv. Något sådan samband kunde inte heller upptäckas. Snarare fanns en viss indikation på ett motsatt samband. I modell (7) uppvisas en effekt som tyder på att proportionella valsystem samvarierar negativt med andelen icke-demokrater när graden av etnisk
fraktionalisering är låg. Effekten är statistiskt säkerställd på 99% säkerhetsnivå. Vid det högsta värdet på etnisk fraktionalisering är samvariationen helt vänd. Då har
proportionella valsystem en, på 95% säkerhetsnivå, statistiskt signifikant positiv effekt på andelen icke-demokrater. Efter att ha isolerat för BNP per capita och väst kvarstår en statistiskt signifikant negativ samvariation vid det lägsta värdet på den etniska fraktionaliseringen. Effekten är signifikant på 95% säkerhetsnivå. Modell (8) ger dessutom en indikation som pekar mot att samvariationen blir mindre negativ när graden av etnisk fraktionalisering är högre. Varken modell (7) eller (8) ger stöd till H3. Däremot verkar det finnas belägg för ett helt omvänt samband. Proportionella
valsystem samvarierar negativt med andelen icke-demokrater när den etniska fraktionaliseringen är låg och mindre negativt (eller till och med positivt) när den etniska fraktionaliseringen är högre.
Modell (9) och (10) testar H4. Enligt H4 borde proportionella valsystem
samvariera positivt med andelen icke-demokrater när den religiösa fraktionaliseringen är låg. Samvariationen borde bli mindre positiv när den religiösa fraktionaliseringen är högre. Modell (9) uppvisar en negativ samvariation mellan proportionella valsystem och andelen icke-demokrater när den religiösa fraktionaliseringen är satt till sitt lägsta observerade värde. Samvariationen är statistiskt signifikant på 95% säkerhetsnivå. Dessutom uppvisar modell (9) en statistiskt signifikant positiv samvariation som när den religiösa fraktionaliseringen är satt till sitt högsta värde. Även detta är statistiskt signifikant på 95% säkerhetsnivå. I modell (10), efter att ha isolerat för BNP per capita och väst, pekareffekterna fortfarande i samma riktning. Men effekterna uppnår inte någon nivå av statistisk signifikans. Varken modell (9) eller (10) ger stöd för H4. Både modell (9) och (10) pekar i en riktning som verkar vara motsatt den som föreslås i H4.
Ingen av undersökningens fyra hypoteser ges något stöd i
regressionsmodellerna. Modellerna verkar överlag inte ens peka i den riktning som hypoteserna föreslog. De få statistiskt signifikanta samvariationer som upptäcktes verkar peka i helt motsatt riktning mot hypoteserna. Det mest uppseendeväckande
resultatet verkar vara att proportionella valsystem samvarierar negativt med andelen icke-demokrater när den etniska fraktionaliseringen är låg. Det resultatet bryter helt med ett argument av Andewegs typ. I fortsatta undersökningar kan fokus riktas mot att undersöka om det finns skäl till att tro att det finns en kausal förklaring som kan
förklarar den samvariationen.
Slutligen kan det påpekas att undersökningsresultatet bör tolkas med en viss försiktighet. Flera tänkbara felkällor kan ligga bakom resultatet. Dels kan det skeva urvalet ha påverkat resultatet. För H1 och H2 undersöktes enbart 35 länder. Nästan samtliga av dessa är länder i Europa, Nordamerika och Oceanien. För H3 och H4
omfattar urvalet 55 länder. Det urvalet var mer heltäckande men också skevt. I stort sett alla västerländska länder, vilka kan räknas som långvariga demokratier, ingår i det urvalet. Samtidigt saknas mikrostater och en del länder i framförallt Latinamerika och Asien. Visserligen ger resultatet inga antydningar alls som pekar på att maktdelande institutioner genererar en icke-demokratisk opposition när samhällena är homogena. De långvariga demokratier som inte ingick i urvalet skulle behöva uppvisa effekter som starkt avviker från de som uppvisas i urvalet för att resultatet skulle kunna ge stöd för hypoteserna.
Ytterligare en tänkbar felkälla diskuterades i korthet under del 7.1.3. Det är inte säkert att graden etnisk och religiös fraktionalisering ger en indikation på graden av samhälleliga klyftor. I vissa länder spelar den typen av kategorisering antagligen mindre roll och har således också mindre betydelse för hur människorna i dessa länder formar sina åsikter och intressen.
Slutligen kan operationaliseringen av icke-demokratiska attityder vara en tänkbar felkälla. Liknande operationaliseringar har använts av flera forskare tidigare. Men detta innebär inte att det med nödvändighet att operationaliseringen är valid. För att bekräfta undersökningsresultatet kan liknande tester utformas, med andra
operationaliseringar av icke-demokratiska attityder.
Referenser
Alesina, A., Devleeschauwer, A., Easterly, W., Kurlat, S. & Wacziarg, R. (2003) "Fractionalization", Journal of Economic Growth, 8 (2): 155-194.
https://www-jstor-org.ezproxy.its.uu.se/stable/pdf/40215942.pdf?refreqid=excelsior
%3A76ddc0a0caedd32f681d9636e04f88f6.
Alesina, A. & La Ferrara, E. (2005) “Ethnic Diversity and Economic Performance”.
Journal of Economic Literature, 43 (3): 762-800.
http://www.jstor.org.ezproxy.its.uu.se/stable/4129475.
Andeweg, R. B. (2001). “Lijphart versus Lijphart: The cons of consensus democracy in homogenous societies”. Acta Politica, 36 (2): 117-128.
Armingeon, K.; Wenger, V.; Wiedemeier, F.; Isler, C.; Knöpfel, L; Weisstanner, D.; & Engler, S. (2018) Comparative Political Data Set 1960-2016. Bern: Institute of Political Science, University of Berne. http://www.cpds-data.org/index.php/data#CPDS
[Hämtad 2018-11-11]
Boix, C., Miller, M. & Rosato, S. (2013) "A Complete Data Set of Political Regimes, 1800–2007", Comparative Political Studies, 46 (12): 1523-1554. DOI:
10.1177/0010414012463905.
Boix, C.; Miller, M. K. & Rosato, S. (2014a) "Boix-Miller-Rosato Dichotomous Coding of Democracy, 1800-2010", https://doi.org/10.7910/DVN/28468, Harvard Dataverse, V1, UNF:5:x3P4QDm6R349bpyygm/g1Q== [fileUNF]
Boix, C. ;Miller, M. K.;Rosato, S. (2014b) "Codebook-BMRv2.0.pdf", Boix-Miller-Rosato
Dichotomous Coding of Democracy, 1800-2010,
https://doi.org/10.7910/DVN/28468/UTTCDD, Harvard Dataverse, V1.
Boix, C. & Stokes, S. C. (2003) “Endogenous democratization”. World Politics 55 (4): 517-549. DOI:10.1353/wp.2003.0019.
Brambor, T.; Clark, W. R.; & Golder, M. (2006) "Understanding Interaction Models: Improving Empirical Analyses”. Political Analysis 14(1):63–82.
doi:10.1093/pan/mpi014.
Coppedge, M.; Gerring, J. Knutsen, C. H.; Lindberg, S. I; Skaaning, S.; Teorell, J.; Altman, D.; Bernhard, M.; Fish, S; Cornell, A.; Dahlum, S.; Gjerløw, H.; Glynn, A.; Hicken, A.; Krusell, J.; Lührmann, A.; Marquardt, K. L.; McMann, K.; Mechkova, V.; Medzihorsky, J.; Olin, M.;
Paxton, P.; Pemstein, D.; Pernes, J.; von Römer, J.; Seim, B.; Sigman, R.; Staton, J.; Stepanova, N.; Sundström, A.; Tzelgov, E.; Wang, Y.; Wig, T.; Wilson, S. & Ziblatt, D.
(2018) V-Dem [Country-Year/Country-Date] Dataset v8. Varieties of Democracy (V-Dem) Project. https://doi.org/10.23696/vdemcy18 [Hämtad 2018-14-12].
Dahl, R. (1971) Polyarchy: Participation and Opposition. New Haven and London: Yale University press.
Dalton, R. & Shin, T. (2006) Democratic aspirations and social modernization. Dalton, R. & Shin (red.). Citizens, democracy, and markets around the Pacific rim: congruence theory
and political culture. New York & Oxford: Oxford University Press, 75-96. E-bok.
Duverger, M. (1964) Political Parties: Their organization and activity in the modern state. 3. uppl. London: Methuen.
Easton, D. (1975) “A Re-Assessment of the Concept of Political Support”. British Journal
of Political Science 5 (4): 435-457.
http://www.jstor.org.ezproxy.its.uu.se/stable/193437.
Esaiasson, P.; Gilljam, M.; Oscarsson, H.; Towns, A. och Wängerud, L. (2017)
Metodpraktikan: Konsten att studera samhälle individ och marknad. 5 uppl. Stockholm: Wolters Kluwer.
EVS (2011) European Values Study 1981-2008, Longitudinal Data File. , Cologne: GESIS Data Archive ZA4804 Data File Version 1.0.0 (2011-04-30) doi:10.4232/1.14804. [Hämtad 2018-11-16]
EVS (2016) European Values Study 2008: Integrated Dataset (EVS 2008). Cologne: GESIS Data Archiv. ZA4800 Data file Version 4.0.0, doi: 10.4232/1.12458. [Hämtad
2018-11-16]
Gasiorowski, M. & Power, T (1998) “The structural determinants of democratic consolidation: Evidence from the third world”. Comparative Political Studies, 31(6): 740-771.
Hadenius, A. & Teorell, J. (2007) “Pathways from Authoritarianism”. Journal of
Democracy 18(1): 143-156. doi:10.1353/jod.2007.0009.
Huntington, S.P. (2011) The Clash of Civilization and the Remaking of the World Order. New York: Simon & Schuster.
Inglehart, R., C. Haerpfer, A. Moreno, C. Welzel, K. Kizilova, J. Diez-Medrano, M. Lagos, P. Norris, E. Ponarin & B. Puranen et al. (eds.). (2014) World Values Survey: Round Five -
Country-Pooled Datafile Version. Madrid: JD Systems Institute.
www.worldvaluessurvey.org/WVSDocumentationWV5.jsp [Hämtad 2018-11-16]
Klingemann, H. (1999) Mapping Political Support in the 1990s: A Global Analysis. Norris, Pippa (red.) Critical Citizen: Global Support for Democratic Government. Oxford; New York: Oxford University Press, 31-56. E-bok.
Lewis-Beck, C. & Lewis-Beck, M.S. (2015) Applied regression: an introduction. 2 uppl. Los Angeles: SAGE publications.
Lijphart, A. (1968) "Typologies of Democratic Systems". Comparative Political Studies, 1(1): 3-44. doi: 10.1177/001041406800100101.
Lijphart, A. (1975) The politics of accomodation. Pluralism and democracy in the
netherlands. 2 uppl. Berkley: University of california press.
Lijphart, A. (1999) Patterns of Democracy: Government Forms and Performance in
Thirty-Six Countries. New Haven & London: Yale University Press.
Lijphart, A. (2001). “The pros and cons—but mainly pros—of consensus democracy”.
Acta Politica, 36(2), 129-139.
Lijphart, A. (2012) Patterns of Democracy: Government Forms and Performance in
Thirty-Six Countries. 2 uppl. New Haven & London: Yale University Press. E-bok.
Lipset, S. M. (1959) “Some Social Requisites of Democracy: Economic Development and Political Legitimacy”. The American Political Science Review 53(1): 69-105. Doi:
10.2307/1951731.
Mudde, C. & Rovira Kaltwasser, C. (2012) Populism in Europe and the Americas: threat or
corrective for democracy? Cambridge & New York: Cambridge University Press. E-bok. Norris, P. (2008) Driving Democracy: Do power-sharing institutions work?. Cambride, New York, Melbourne, Madrid, Cape-town, Singapore, Sao Paulo & Delhi: Cambridge University Press.
Norris, P. (2011) Democratic deficit: critical citizens revisited. Cambridge University Press, New York. E-bok.
Oskarsson, S. & Widmalm, S. (2014) Myt eller verklighet: om samband mellan demokrati
och ekonomisk tillväxt, 2. uppl. Lund: studentlitteratur.
Pappas, T. (2016). “Modern Populism: Research Advances, Conceptual and
Methodological Pitfalls and the Minimal Definition”. Oxford Research Encyclopedia of
Political Science. Doi: 10.1093/acrefore/9780190228637.013.17
Pemstein, D.; Kyle L. M.; Eitan T.; Yi-ting W.; Joshua K. & Miri, F. (2018) The V-Dem
Measurement Model: Latent Variable Analysis for Cross-National and Cross-Temporal Expert-Coded Data. University of Gothenburg, Varieties of Democracy Institute: Working Paper 21 (3). [Hämtad 14/12-18]
Powell, B. (2000) Elections as instruments of democracy: majoritarian and proportional
visions. New Haven & London: Yale University Press.
Selway, J. & Templeman, K. (2012) "The Myth of Consociationalism? Conflict Reduction in Divided Societies". Comparative Political Studies 45 (12). 1542-1571.doi:
10.1177/0010414011425341.
Taagepera, R. (2003) "Arend Lijphart's dimensions of democracy: Logical connections and institutional design". Political Studies 51 (1): 1-19. doi: 10.1111/1467-9248.00409. Teorell, J., (2010) Determinants of democratization: explaining regime change in the
world, 1972-2006, Cambridge University Press, Cambridge.
Teorell, J.; Dahlberg, S.; Holmberg, S.; Rothstein, B.; Pachon, N. A. & Svensson, R. (2018).
The Quality of Government Standard Dataset, version Jan18. University of Gothenburg: The Quality of Government Institut. http://www.qog.pol.gu.se
doi:10.18157/QoGStdJan18 [Hämtad 2018-12-04]
Teorell, J. & Svensson, T. (2007) Att fråga och att svara: Samhällsvetenskaplig metod. Upplaga 1:4. Stockholm: Liber.
Wahman, M.; Teorell, J. & Hadenius, A. (2013) “Authoritarian Regime Types Revisited: Updated Data in Comparative Perspective”. Contemporary Politics 19(1): 19-34.Doi: 10.1080/13569775.2013.773200.
World Economic Forum. (2017). The global competetiveness report 2017-2018. World Economic Forum. <http://reports.weforum.org/global-competitiveness-index
-2017-2018/downloads/>
WVS (2015). Inglehart, R., C. Haerpfer, A. Moreno, C. Welzel, K. Kizilova, J. Diez-Medrano, M. Lagos, P. Norris, E. Ponarin & B. Puranen et al. World Values Survey: All Rounds -
Country-Pooled Datafile Version. Madrid: JD Systems Institute.
<http://www.worldvaluessurvey.org/WVSDocumentationWVL.jsp> [Hämtad
2018-11-16].