Sociologiska Institutionen
Kandidatuppsats i sociologi, 15 hp.
Inriktning: Sociologisk Samhällsanalys Vt 2020
Handledare: Rosa Weber
Medelklass och miljöaktivist?
Hur politiska sympatier och social klass relaterar till individers värdering av miljöfrågor.
Hanna Sahlin & Cecilia Wahlgren
Sammanfattning
Syftet med studien är att få en djupare förståelse för vilka individer som värderar miljöfrågor högt. En fördjupad kunskap om skillnader i miljöattityder mellan olika individer kan användas för att främja stöd för en miljövänlig politik, vilket i sin tur kan främja utvecklingen mot ett mer hållbart samhälle. De frågor som ställs är huruvida individers politiska sympatier och sociala klass relaterar till deras värdering av miljöfrågor. Politiska sympatier undersöks i studien utifrån två dimensioner, höger/vänster samt konservativ/liberal. Vidare avgränsas social klass till Pierre Bourdieus klassbegrepp med utbildning och inkomst som indikatorer. Studiens ansats är
kvantitativ och deduktiv. Fyra hypoteser härleds ur Bourdieus teori om habitus, Risk society samt New Environmental Paradigm. Det datamaterial som analyseras är hämtat från Samhälle, Opinion, Massmedia- institutets (SOM) nationella enkätundersökning vars urval omfattar ett slumpmässigt urval om 20 400 personer bosatta i Sverige.
Resultaten gällande politiska sympatier visar att individer som positionerar sig till vänster värderar miljöfrågor högre än individer som positionerar sig till höger. Resultaten visar även att individer med liberala sympatier värderar miljöfrågor högre än individer med konservativa sympatier. Vidare visar resultaten gällande social klass att högutbildade individer värderar miljöfrågor högre än lågutbildade individer. Däremot påvisar resultaten inte något samband mellan inkomstnivå och värdering av miljöfrågor. En slutsats är att politiska sympatier, i synnerhet konservativa eller liberala sådana, är av betydelse för hur högt individer värderar miljöfrågor i en svensk kontext. Det går också att konstatera att utbildningsnivå är av större betydelse för hur högt individen värderar miljöfrågor än inkomstnivå, vilket kan tolkas som att kunskap eller intresse är av större vikt än ekonomiska förutsättningar. Studien breddar
forskningsfältet genom att undersöka värdering av miljöfrågor, kopplat till social klass och politiska sympatier i en svensk kontext, då tidigare forskning på ämnet främst varit USA- centrerad. Genom att applicera ett samhällsvetenskapligt perspektiv på miljö- och klimatfrågor kan studien även bidra till en djupare förståelse för sociala aspekter av dessa frågor, vilket är viktigt för utvecklingen mot ett hållbart samhälle.
Nyckelord: Miljösociologi, attityder, politiska sympatier, social klass.
Innehållsförteckning
Del 1 - Inledning 1
1.1 Syfte och frågeställningar 2
1.2 Avgränsningar 3
1.3 Disposition 3
Del 2 - Teori och tidigare forskning 3
2.2 Habitus 3
2.3 Risk theory 4
2.4 New Environmental Paradigm 5
2.3 Tidigare forskning 6
2.3.1 Politiska sympatier och attityder 7
2.3.2 Social klass och attityder 8
2.4 Hypoteser 10
Del 3 - Data och metod 11
3.1 Datainsamlingsmetod 11
3.1.2 Svarsfrekvens och bortfall 12
3.2 Variabler och operationalisering 13
3.2.1 Beroende variabel 13
3.2.2 Oberoende variabler 13
3.2.3 Kontrollvariabler 15
3.3 Forskningsdesign 15
3.4 Validitet och reliabilitet 16
3.4.1 Validitet 16
3.4.2 Reliabilitet 17
3.5 Etiska överväganden 17
Del 4 - Resultat/analys 18
4.2 Hypotes 1 20
4.3 Hypotes 2 22
4.4 Hypotes 3 23
4.3 Hypotes 4 25
Del 5 - Avslutande diskussion 27
5.1 Politiska sympatier och attityder 29
5.2 Social klass och attityder 29
5.3 Studiens styrkor och begränsningar 30
5.4 Idéer till vidare forskning 31
Referenser 32
1
Del 1 - Inledning
Klimat- och miljöförändringar utgör en aktuell samhällsfråga - och en global utmaning år 2020.
97% av klimatforskarna är överens om att människan bidrar till klimatförändringar (Doran och Zimmerman, 2009). Världen över debatteras det vilka orsaker och effekter som ett klimat i förändring får för mänskligheten, men samhällsdebatten är polariserad, både internationellt och inom Sverige. Förenta Nationernas trettonde globala hållbarhetsmål uppmanar till brådskande åtgärder för att bekämpa klimatförändringar och dess effekter, men långt ifrån alla
medlemsländer agerar i enlighet med detta globala mål (UN, 2019). Samtidigt som den globala miljörörelsens budskap når ut till allt fler, så sprids även motsatta budskap som avfärdar behovet av miljösatsningar och samhällsomställning.
Genom att studera klimat- och miljöfrågor ur ett sociologiskt perspektiv skapas större förståelse för sociala aspekter av dessa frågor. Det kan exempelvis handla om hur samhället utformas eller vad människan producerar och konsumerar. Kunskap om dessa aspekter är i sin tur viktigt för att kunna skapa ett hållbart samhälle (Lidskog och Sundqvist, 2011: 19-20). Sociologin spelar på så sätt en viktig roll i studiet av klimat- och miljöfrågor. Ett antal sociologer argumenterar för att miljöfrågor inte kan ses som skilda från samhället (Beck, 1992: 24), utan att de skapas av och utvecklas genom kulturella värderingar, sociala sammanhang, organisationer och individers agerande (Lidskog och Sundqvist 2011: 23). För att förstå hur miljö- och klimatproblem uppstår och hur de kan lösas är det därför viktigt att analysera vilka idéer, föreställningar och värderingar människor har om miljön (Ibid., 89). Det är därmed relevant att undersöka människors attityder till miljöfrågor. Vilka är det som värderar miljöfrågor högt och vilka gör inte det? Vilken roll kan faktorer som till exempel social klass, utbildning och politiska sympatier spela för individers attityder gentemot, och värdering av, miljöfrågor?
Klimatförändringar behöver definieras och värderas som ett reellt samhällsproblem för att storskaliga miljösatsningar ska komma upp på det politiska förhandlingsbordet. På så sätt är politiska krafter som prioriterar och driver miljöfrågor avgörande för huruvida miljösatsningar ska få brett samhälleligt genomslag (Dunlap, 1975: 430, 449). Det är därmed relevant att undersöka politiska sympatier i relation till värdering av miljöfrågor. Tidigare forskning från flera europeiska länder, inklusive Sverige, anger att vänsterväljare i högre grad än högerväljare
2 tror på klimatförändringar och stödjer åtgärder för att mildra dem (Neumayer, 2004; McCright m.fl., 2016). I Samhälle, Opinion, Massmedia (SOM)- institutets senaste nationella undersökning var miljöfrågan det samhällsproblem som polariserade Sveriges befolkning mest (Martinsson och Weissenbilder, 2019: 414). Samtidigt tenderar individer som sympatiserar med en konservativ och traditionsbunden politik att värdera miljöfrågor lägre än individer med liberala sympatier (Dunlap, 1975; Hornsey m.fl., 2016). På så sätt kan både partipolitiska sympatier och
underliggande ideologi påverka individens attityder till miljöfrågor (Hornsey m.fl., 2016: 623). I denna studie undersöks dessa samband närmare i en svensk kontext.
Förutom politiska sympatier kan även ett flertal demografiska faktorer påverka individens värdering av klimat- och miljöfrågor. Forskning uppmärksammar bland annat att attityder kan påverkas av socioekonomiska skillnader. Social klass har till exempel en betydelse för individens politiska uppfattningar såväl som attityder till olika samhällsfrågor (Oskarsson, 2007: 3-5).
Individer inom en högre social klass, definierat av utbildningsnivå och inkomst, tenderar att värdera miljöfrågor högre än individer inom en lägre social klass (Arcury och Cristianson, 1993;
Dunlap och Van Liere, 1978; Fransson och Gärling, 2014; Gifford och Nilsson, 2014). Forskning visar även att västerländska miljöaktivister ofta tillhör medelklass eller övre medelklass
(Fransson och Gärling 2014: 149). Det är därmed även relevant att undersöka social klass i relation till värdering av miljöfrågor.
Sammantaget tyder detta på att individer har skilda attityder och prioriteringar gällande klimat- och miljöfrågor. Genom att undersöka både politiska sympatier och social klass skapas en bred bild av individens värderingar. En stor del av forskningen på området, både vad gäller social klass och politiska sympatier, är dock USA-centrerad eller har ett bredare europeiskt perspektiv.
I denna studie avses därför attityder och värderingar kopplade till klimat och miljö undersökas djupare i en svensk kontext.
1.1 Syfte och frågeställningar
Syftet med studien är att få en djupare förståelse för hur politiska sympatier och social klass kan relatera till individens värdering av miljöfrågor.
Utifrån studiens syfte har två frågeställningar formulerats:
● Hur är politiska sympatier relaterade till individers värdering av miljöfrågor?
3
● Hur är social klass relaterad till individers värdering av miljöfrågor?
1.2 Avgränsningar
Uppsatsen avgränsar sig till Bourdieus klassbegrepp (Bourdieu, 1994a). Social klass
operationaliseras till indikatorerna utbildningsnivå och inkomst. Politiska sympatier definieras och begränsas till subjektiv placering på en politisk höger/vänster skala samt var på en politiskt konservativ/liberal skala som det svenska riksdagsparti individen tycker bäst om placerar sig.
1.3 Disposition
Studiens syfte och frågeställningar presenterades i avsnitt 1.1. Vidare presenteras det teoretiska ramverk som används i studien, följt av tidigare forskning. Med förankring i tidigare forskning formuleras fyra hypoteser. Metodavsnittet beskriver tillvägagångssättet för studien,
datamaterialet, etiska ställningstaganden samt studiens validitet och reliabilitet. Därefter redovisas studiens resultat. Avslutningsvis diskuteras resultaten och vilka eventuella slutsatser som kan dras.
Del 2 - Teori och tidigare forskning
I följande avsnitt presenteras studiens teoretiska ramverk, följt av tidigare forskning på ämnet.
Avslutningsvis presenteras studiens fyra hypoteser.
2.2 Habitus
Med hjälp av Pierre Bourdieus klassbegrepp går det att få en djupare förståelse för varför vissa grupper är mer benägna än andra att värdera miljö- och klimatfrågan högt. Ett särskilt användbart begrepp är habitus. Begreppet syftar till något internaliserat, eller en undermedveten känsla, som påverkar individens handlingar och uppfattning av verkligheten. Konsekvenser av en individs habitus kan vara uppfattningen av vad som är sunt förnuft och vad som förväntas av hen. Ett gemensamt habitus kan även innebära att det skapas en kollektiv smak, livsstil eller
gemensamma åsikter inom en grupp eller inom en social klass (Bourdieu, 1994b: 348-349).
Genom gemensamma erfarenheter, eller genom att ett visst beteende uppmuntras inom en grupp
4 genereras ett habitus (Ibid., 354). På så sätt kan miljöengagemang eller intresse för miljöfrågor bli något klasspecifikt (Bourdieu, 1994a: 337).
Habitus är kopplat till Bourdieus klassbegrepp, där klass relaterar till flera olika typer av kapital, såsom ekonomiskt, kulturellt, socialt och symboliskt. Ekonomiskt kapital innebär ekonomiska tillgångar, kulturellt kapital syftar till exempelvis utbildning, socialt kapital handlar till exempel om sociala nätverk. Symboliskt kapital kan däremot vara något som varierar i värde beroende på kontext (Calhoun m.fl., 2012: 330). Bourdieu menar att sociala klasser endast existerar i så kallade sociala rum och att summan av individens kapital avgör dennes position i det sociala rummet. Distinktionen mellan klasser baseras på tillgången av olika kapital, men också på smak, livsstil och åsikter (Bourdieu, 1994a: 340, 343; Jones och Dunlap 1992: 33-34). De som befinner sig på liknande positioner i det sociala rummet tenderar att ha ett gemensamt habitus och därmed liknande intressen och värderingar (Calhoun m.fl., 2012: 329). Bourdieus klassbegrepp kan på så sätt med fördel användas för att analysera hur attityder och värderingar, i detta fall kopplat till miljöfrågor, är relaterade till klasstillhörighet, samt hur kollektiva attityder och värderingar skapas.
2.3 Risk theory
Sociologen Ulrich Becks riskteori kan bidra till en djupare förståelse för individens
förutsättningar att hantera risker, såsom klimatförändringar, i det moderna samhället. Beck menar att samhället håller på att utveckla sig från ett välfärdssamhälle till ett risksamhälle, ett samhälle som kännetecknas av att det producerar risker som ingen kan kontrollera (Beck, 1992).
Denna nya typ av risker får inte bara konsekvenser för sin omedelbara omgivning, utan kan gå över tid och rum. Kärnkraftsolyckor kan exempelvis få konsekvenser för barn som ännu inte är födda, och för miljön på platser långt från olycksplatsen (Ibid., 13). Klimat- och miljöproblem kan ses som ett annat exempel på den nya typen av problem som uppstått i risksamhället enligt Beck. Miljöproblem definieras i stor utsträckning i dagens samhälle som något negativt, som i viss mån går att undvika genom att fatta rätt beslut idag (Lidskog och Sundqvist, 2011: 24).
Individens möjlighet att hantera, undvika eller kompensera risker kan dock se olika ut. Sociala förutsättningar som inkomst och utbildning kan få stor betydelse (Beck, 1992: 35). Becks synsätt skiljer sig dock från Bourdieus.
5 I motsättning till Bourdieu som lägger stor vikt vid individens sociala klass, menar Beck att individen i det moderna samhället är mer frikopplad från samhällets sociala strukturer (Beck, 1992: 131). I takt med att samhället blivit allt mer individualistiskt har exempelvis familj, könsroller och klass i viss mån förlorat sin betydelse (Ibid., 92). Beck menar dock att det fortfarande är relevant att tala om dessa. Samtidigt som han menar att individens attityder eller åsikter inte är lika betingade av sociala strukturer som förr, påpekar han att individens sociala bakgrund fortfarande påverkar dennes möjligheter i livet (Ibid., 133), och som tidigare nämnts, möjligheter att hantera risker. En person med stora ekonomiska tillgångar kan exempelvis välja att bosätta sig på en plats som inte är hotad av miljökatastrofer. Även utbildning öppnar upp för nya möjligheter att förhålla sig till risker relaterade till klimat och miljö. Genom att vara utbildad och påläst går det till exempel att undvika miljö- eller hälsofarliga livsmedel (Ibid., 35). Det kan till exempel handla om att välja ekologiska produkter för att undvika bekämpningsmedel. Det finns således en viktig klassaspekt av riskhantering. Både ekonomiska tillgångar och utbildning går att relatera till Bourdieus olika kapital. Klass är därmed inte bara relevant i analysen av kollektiva attityder och värderingar, utan också i analysen av individens möjligheter att förhålla sig till risker i det moderna samhället. Beck menar även att medvetenheten om risker som miljöförstöring eller klimatförändringar medför, först uppstår när den omedelbara stressen att försörja sig är liten eller obefintlig (Ibid., 72-73). På så sätt kan klimat- och miljöfrågor bli något som främst värderas högt av medel- och överklassen.
2.4 New Environmental Paradigm
New Environmental Paradigm kan ge en djupare förståelse för människors generella attityder gentemot den naturliga miljön. Författarna Dunlap och Van Liere (1978) argumenterar för att kollektivt förändrade attityder har resulterat i ett paradigmskifte för den globala miljödebatten.
Skiftet innebär att de antropocentriska idéer som tidigare präglat samhället, allt mer ersatts av ekocentriska idéer (Ibid., 26). Det dominanta paradigmet formas av de värderingar, attityder och kunskaper som dominerar i ett samhälle under en viss tid. För miljö-paradigmet handlar det till exempel om naturens egenvärde eller människors användning av naturresurser (Ibid., 22). En individ som anser att naturen saknar ett egenvärde och kan förbrukas fritt av människan, ser generellt ett lägre behov av miljösatsningar än en individ som anser att naturen har ett egenvärde.
På detta sätt kan människors attityder gentemot den naturliga miljön påverka deras attityd gentemot, och värdering av, miljösatsningar i samhället (Ibid., 19).
6 Dunlap och Van Liere (1978: 25) argumenterar vidare kring att människors attityder gentemot miljöfrågor tenderar att relatera till politiska sympatier. Det kan dels bero på hur politiska ideologier och partier värderar tillväxt, tradition, marknaden och staten (Ibid., 25). Det är värden som kan vara olika kompatibla med miljöfrågor och som kan påverka individens syn på
samhällets potential och problem, samt vilka sakfrågor som anses viktiga. Människors inställning till statens inflytande i samhället kan till exempel påverka deras inställning till miljösatsningar om dessa förutsätter stort statligt inflytande (Dunlap, 1975: 432). Vidare kan miljösatsningar vara kostsamma och begränsa verksamheten för privata företag och industrier, vilket
högerorienterade individer kan motsätta sig i större utsträckning än vänsterorienterade (Ibid., 432, 450). Slutligen förutsätter miljösatsningar inte sällan omfattande samhällsförändringar. Det kan gälla såväl storskalig förändring av produktion och resursanvändning, som småskalig förändring av individers konsumtions- och levnadsvanor. Människors inställning till
samhällsförändring och personliga fri- och rättigheter kan därmed i förlängningen även påverka deras inställning till miljösatsningar (Ibid., 432–433). På så sätt kan politiska sympatier relateras till, men även påverka, människors värdering av miljöfrågor.
2.3 Tidigare forskning
Vad formar individers attityder och värderingar om klimat och miljö? Ett flertal studier visar att attityder till miljöfrågor påverkas av vilken typ av budskap individen är exponerad för (Cruz, 2019: 158), exempelvis genom media (Dunlap, McCright och Yarosh, 2011). Andra forskare argumenterar för att individens värderingar och agerande främst påverkas av vilken social grupp eller kultur de tillhör (Lidskog och Sundqvist, 2011: 119). Med detta synsätt betonas vikten av sociala normer snarare än intryck som individen inte kan styra över. Individen agerar inte efter vad en specifik informationskampanj pekar ut som bäst utifrån ett miljöperspektiv, utan efter vad som värderas som bäst inom den grupp eller kultur de tillhör. En viss typ av konsumtion eller livsstil blir på så sätt identitetsskapande (Lidskog och Sundqvist, 2011: 103). Glaser m.fl. (2015) menar å andra sidan att individer påverkas olika av budskap från exempelvis media, beroende på hur mottagliga de är för budskapet. En individ som i utgångsläget är positivt inställd till klimat- och miljöfrågor tar lättare åt sig av ett budskap om att till exempel ta tåget istället för flyget. På så sätt får både grupptillhörighet och mediaexponering betydelse för hur individens attityder formas. Att diskutera individers värdering av miljöfrågor i relation till sociala indelningar som klass och politiska sympatier blir därmed relevant.
7
2.3.1 Politiska sympatier och attityder
Under 2000-talet har flertalet länder, inklusive Sverige, sett en ny politisk dimension växa fram vid sidan om höger/vänster-dimensionen (Oscarsson, 2017; Svensson 2019). Det är gal/tan- dimensionen som skiljer liberala från konservativa politiska sympatier (Svensson, 2019: 118).
GAL (liberal) står för grön, alternativ och libertär medan TAN (konservativ) står för traditionell, auktoritär och nationalistisk (Oscarsson, 2017: 422). Utvecklingen mot ett tvådimensionellt politiskt system kan få betydande konsekvenser, exempelvis för vilka sakfrågor som prioriteras eller förutsättningar för partisamarbeten och regeringsbildningar (Ibid., 411, 425). Därav finns det goda anledningar att undersöka individers politiska sympatier utifrån dessa politiska dimensioner i en svensk kontext.
Enligt ett flertal studier kan politiskt liberala eller konservativa sympatier till viss del förklara individers attityder till klimatförändringar (Beiser-McGrath och Huber, 2018; Hornsey m.fl., 2016; McCright m.fl., 2016). I USA finns en tydlig skiljelinje mellan republikanska väljare, som är mer konservativa, och demokratiska väljare, som är mer liberala. Konservativa republikanska väljare är mer skeptiska till att människan orsakar klimatförändringar och tenderar att inte värdera miljöfrågor lika högt som liberala demokrater (Hornsey m.fl., 2016). Samtidigt har konservativa väljare en mer negativ attityd gentemot miljöfrågor och lägre nivå av
miljöengagemang än liberala väljare (Dunlap, 1975: 448). Liknande mönster återfinns även i andra länder. Trots att det politiska landskapet ser annorlunda ut i Sverige och flertalet andra länder, med fler än två partier och politiska plattformar, finns flera liknande tendenser. I Kanada tenderar individer med konservativa sympatier att visa mindre engagemang för miljösatsningar än individer med liberala sympatier (Hine och Gifford, 1991) och i Tyskland tenderar
konservativa individer att vara mindre benägna att stödja offentligt finansierade miljösatsningar än liberala individer (Ziegler, 2017: 151).
I en svensk kontext finner tre studier stöd för en splittring gällande attityder till olika miljöfrågor beroende på var på gal/tan-skalan individen befinner sig (Oleskog Tryggvason, 2018: 19;
Oscarsson, 2017: 424; Svensson, 2019: 123). En studie av valundersökningar inför det svenska riksdagsvalet 2018 visar att liberala väljare (MP, V, Fi) prioriterar miljöfrågor högre än
konservativa väljare (SD, M, KD) (Oleskog Tryggvason, 2018: 19). Vidare konstateras att de frågor som skiljer M- och KD-väljare, som är mer konservativa, från C-väljare, som är mer liberala, är skilda attityder gällande migration i första hand och miljöfrågor i andra hand (Ibid.,
8 12-13). Samtidigt understryker Oleskog Tryggvason (2018: 17) att de “gröna” aspekterna i gal/tan-skalan inte är lika framstående i en svensk kontext som de “alternativa” eller “libertära”
aspekterna. Nedan följer en redogörelse för individers politiska sympatier utifrån höger/vänster- skalan och attityder gentemot miljöfrågor.
En studie med individer från 45 länder, inklusive Sverige, visar att individer som identifierar sig som vänster tenderar att ha en mer positiv attityd gentemot klimat och miljö, jämfört med individer som identifierar sig som höger (Neumayer, 2004: 167). Studien visar att
vänsterorienterade individer är mer benägna att prioritera skydd och vård av miljön framför ekonomisk tillväxt, och har större förtroende för miljörörelser samt är mer benägna att ta hänsyn till miljön i sitt handlande (Neumayer, 2004: 172). Liknande resultat återfinns bland höger- och vänstersympatisörer inom Europa. I 14 västeuropeiska länder, inklusive Sverige, anger
vänsterväljare i högre grad än högerväljare att de tror på klimatförändringar samt stödjer åtgärder för att mildra dem (McCright m.fl., 2016: 338-339). En svensk studie från 2017 finner liknande skillnader bland svenska höger- och vänstersympatisörer gällande inställning till olika
miljöpolitiska åtgärder. De som placerar sig till vänster har en mer positiv inställning till miljöpolitiska åtgärder än de till höger (Harring m.fl., 2017: 9). Vidare motsätter sig
högersympatisörer i större utsträckning miljöfrågor och åtgärder som inskränker på den fria marknaden eller ekonomiska tillväxten (Harring m.fl., 2017: 3; Neumayer, 2004).
År 2018 rankades miljö som det fjärde viktigaste samhällsproblemet enligt Sveriges befolkning.
Bland Miljöpartiets sympatisörer uppgav en majoritet att miljön är det viktigaste
samhällsproblemet samma år, enligt den nationella SOM-undersökningen (Martinsson och Weissenbilder, 2019: 415). Det är visserligen väntat att de som värderar miljöfrågor högt röstar på Miljöpartiet, eftersom det är ett parti med dessa frågor högt på agendan, men även bland Vänsterpartiets sympatisörer värderas frågan högt. 32% tycker att miljö är det viktigaste samhällsfrågan. Samma siffra bland högersympatisörer är betydligt lägre. Bland Moderata sympatisörer var det 10%, och bland Kristdemokrater 6%. Det gör att miljöfrågan i Sverige är det samhällsproblem med högst grad av partipolitisk polarisering, enligt den nationella SOM- undersökningen 2018 (Ibid., 415).
2.3.2 Social klass och attityder
Flertalet studier visar att social klass har en betydelse för individens politiska uppfattningar, attityder och livsstil (Oskarson, 2007: 3-5). De två indikatorer på social klass som undersöks i
9 denna studie är utbildningsnivå och inkomst. En tredje variabel som övervägdes som indikator är yrkesgrupp, som ofta utgör en indikator på social klass. Det är däremot få studier som finner signifikanta samband mellan yrkesgrupp och värdering av miljöfrågor, vilket är varför variabeln inte inkluderas i denna studie. Desto fler studier ger stöd för att utbildningsnivå och inkomst påverkar attityder gentemot miljöfrågor i en högre grad (Gifford och Nilsson, 2014; Hornsey m.fl., 2016: 623; Laidley, 2013: 173).
Tidigare forskning ger stöd för en positiv korrelation mellan individers utbildningsnivå och attityd gentemot miljöfrågor, vilket innebär att högutbildade individer tenderar att värdera miljöfrågor högre än lågutbildade (Arcury och Cristianson, 1993; Dunlap och Van Liere, 1978;
Gifford och Nilsson, 2014; Hornsey m.fl., 2016). För att en individ ska värdera miljöfrågor högt är det sannolikt att individen besitter god kunskap kring den problematik som klimatförändringar medför (Gifford och Nilsson, 2014: 142). På liknande sätt är det sannolikt att en individ med obefintlig eller felaktig kunskap om klimat- och miljöfrågor inte värderar dessa frågor högt.
Trots att alla utbildningar inte inkluderar dessa frågor i kursplanen så ökar sannolikheten att någon gång ta del av miljökunskap ju högre nivå av utbildning en individ har (Gifford och Nilsson, 2014: 142). Högre utbildning kan även öka tillgängligheten och tillgången på vetenskaplig information om miljökunskap (Dunlap och Van Liere, 1978: 25). Vidare kan en högre utbildning gynna individens förmåga att reflektera och forma en mer fullständig bild av komplexa fenomen såsom klimatförändringar (Ibid.). Utbildningsnivå, i form av befintliga kunskaper, reflektiv förmåga och tillgång till miljökunskap, kan på så sätt påverka individens värdering av miljöfrågor (Beck, 1992: 35) och vilja att investera i ett mer miljövänligt samhälle (Arcury och Cristianson, 1993: 24).
Flera studier ger stöd för att en liknande korrelation råder mellan individers inkomstnivå och attityd gentemot miljöfrågor (Fransson och Gärling, 2014; Gifford och Nilsson, 2014). Det innebär att individer med högre inkomst tycks värdera miljöfrågor högre än individer med lägre inkomst (Gifford och Nilsson, 2014: 149). En förklaring är att höginkomsttagare har tillräckligt med ekonomiska resurser för att kunna fatta beslut utefter moral, livsstil eller värderingar snarare än utefter att uppfylla sina basala levnadsbehov (Fransson och Gärling, 2014: 372). Det finns studier som relaterar detta resonemang till Maslows behovstrappa, en modell om hur människor prioriterar sina olika behov (Maslow, 1970). Andra studier relaterar det till ett skifte från
materiella till postmateriella värden, vilket innebär att strävan efter ägande och materiell rikedom övergått till strävan efter personlig utveckling och välbefinnande (Gifford och Nilsson, 2014:
10 149). Vidare finner tidigare forskning stöd för att individer vars ekonomiska situation försämras, eller upplevs som försämrad, tenderar att nedprioritera miljöfrågor och satsningar till förmån för ekonomiska mål. Detta kan påverka hur miljöfrågor värderas inom marginaliserade och
ekonomiskt utsatta grupper i samhället i högre grad än priviligierade grupper (Jones och Dunlap, 1992: 33-34).
Sammantaget tyder resultaten på att individer inom en högre social klass, definierat av en hög utbildningsnivå och inkomst, tenderar att värdera miljöfrågor högre än individer inom en lägre social klass. Gifford och Nilsson (2014: 149) ger uttryck för detta genom påståendet att
västerländska miljöaktivister tenderar att vara medelklass eller övre medelklass. Viktigt att notera är dock att sambandet mellan social klass och värdering av miljöfrågor inte behöver vara linjärt. En studie av Arcury och Cristianson (1990) visar att låginkomsttagare i genomsnitt värderar miljöfrågor lägre än både medel- och höginkomsttagare. Skillnaden mellan medel- och höginkomsttagare verkar alltså inte vara lika stor som skillnaden mellan låg- och
medelinkomsttagare. Resultatet relaterar till Fransson och Gärlings (2014) slutsatser om att det främst är individer vars inkomst inte täcker deras basala levnadsbehov som skiljer sig från övriga inkomstgrupper. Slutligen är det även relevant att uppmärksamma korrelationen mellan
utbildningsnivå och inkomst i och med att en högre utbildning sannolikt resulterar i en högre inkomst (SCB, 2019c). Detta beaktas i studiens analyser.
2.4 Hypoteser
Med förankring i tidigare forskning formuleras följande hypoteser:
H1: Individer som positionerar sina politiska sympatier mer åt vänster värderar miljöfrågor högre än individer som positionerar sig mer åt höger.
H2: Individer med mer liberala politiska sympatier värderar miljöfrågor högre än individer med mer konservativa politiska sympatier.
H3: Högutbildade individer värderar miljöfrågor högre än lågutbildade individer.
H4: Medelinkomsttagare värderar miljöfrågor högre än hög- och låginkomsttagare.
11
Del 3 - Data och metod
I detta avsnitt redovisas först studiens datamaterial i form av insamlingsmetod, svarsfrekvens, bortfall och operationalisering av variabler. Sedan behandlas studiens forskningsdesign, validitet och reliabilitet, samt etiska överväganden.
3.1 Datainsamlingsmetod
Denna studies analyser baseras på datamaterial från den nationella SOM-undersökningen, utförd av SOM-institutet (Samhälle, Opinion, Massmedia), vid Göteborgs universitet under 2017 i samarbete med undersökningsföretaget Institutet för kvalitetsindikatorer (Indikator). Den nationella SOM-undersökningen har genomförts årligen sedan 1986. Undersökningen år 2017 genomfördes genom sex parallella enkätundersökningar, som var och en omfattar ett obundet slumpmässigt urval (OSU) om 3400 personer i hela Sverige i åldrarna 16 till 85. Totalt består urvalet av 20 400 personer som utgör ett representativt urval av populationen (Tipple, 2018:
414). De sex formulären innehåller ett stort antal gemensamma frågor och kan därför bearbetas med sexdubbel urvalsstorlek (SOM-institutet, 2018). Det är fallet i denna studie, där de sex delundersökningarna från SOM-institutet betraktas som en undersökning.
SOM-undersökningen använder sig av ett flertal datainsamlingsmetoder. Huvudsakligen består datamaterialet av insamlade postenkäter, men respondenterna hade även möjlighet att besvara enkäten på webben. Den sjunde september 2017 inleddes fältarbetet med ett utskick av
aviseringskort som informerade respondenterna om att de blivit slumpmässigt utvalda att delta i undersökningen. Enkäterna skickades ut den 14 september tillsammans med ett följebrev, ett frankerat svarskuvert, en informationsbroschyr om SOM-institutet samt en penna. Sedan följde ett flertal påminnelser per brev, sms och telefonsamtal. Totalt genomfördes elva aviseringar eller påminnelser under fältperioden som varade totalt 105 dagar och avslutades i januari 2018
(Jansson, Tipple och Weissenbilder, 2018: 8). Varje tisdag under fältperioden skickades ett tackbrev samt en belöning i form av en trisslott alternativt en Sverigecheck till värde av 50 kr (för de under 18 år) ut till de respondenter som besvarat enkäten den senaste veckan (Ibid., 9).
Denna typ av belöning har visat sig ha en positiv effekt på nettosvarsfrekvensen utan att skada datakvaliteten (Arkhede, Oscarsson och Vernersdotter, 2017).
12
3.1.2 Svarsfrekvens och bortfall
Nedanstående Tabell (1) beskriver studiens population, brutto- och nettourval, naturligt bortfall samt svarsfrekvens. Med naturligt bortfall avses okänd adress, avflyttad, bortrest under
fältperioden, bosatt/studerar/arbetar utomlands, ej svensktalande, sjuk, institutionell vård, fysiskt eller mentalt oförmögen att svara samt ej kommunicerbar (Tipple, 2018: 414).
Tabell 1: Urval och svarsfrekvenser i den nationella SOM-undersökningen 2017 Population N (16-85-
åringar boende i Sverige år 2017)
7 994 292*
Bruttourval 20 400
Naturligt bortfall 836
Nettourval 19 564
Antal svarande 10 812
Svarsandel (netto) 55%
*(SCB u.å.)
Den demografiska representationen bland respondenterna är god i de flesta avseenden (Tipple, 2018: 417). Bland kvinnor och äldre individer är svarsbenägenheten dock något högre än bland män och yngre. 58% av kvinnorna besvarade enkäten och 52% av männen. Dessa könsskillnader har varit konstanta över tid i SOM-institutets undersökningar (Ibid., 415). Detsamma gäller för yngre individer, som generellt svarar på enkäter i lägre utsträckning än äldre. Införandet av belöningar i form av trisslotter är en åtgärd som vidtagits för att hantera denna problematik utan att påverka respondenternas svar (Ibid.), då trisslotter visat sig vara en mer effektiv belöning i de yngre åldersgrupperna än i de äldre (Arkhede, Oscarsson och Vernersdotter, 2017).
Inga frågor i enkäten var obligatoriska. Respondenterna kunde därför välja att inte besvara en eller flera specifika frågor eller att ge svar som är inte gick att koda in i analysen. Detta resulterar i internt bortfall (Bryman, 2011: 192). I denna studie exkluderas alla respondenter som inte besvarat samtliga frågor som används i analyserna. Det inkluderar även respondenter som inte
13 fått en viss fråga i sin delenkät. Detta för att lättare kunna jämföra resultaten mellan modellerna.
Exkluderingen av respondenter som inte besvarat samtliga frågor resulterar i ett totalt n om 2819 personer i denna studies analyser.
3.2 Variabler och operationalisering
3.2.1 Beroende variabel
Studiens samtliga hypoteser testas med värdering av miljöfrågor som beroende variabel.
Variabeln baseras på individers inställning till samhälleliga miljösatsningar utifrån enkätfrågan:
“Vilken är din åsikt om följande förslag: Satsa mer på ett miljövänligt samhälle”. De fem svarsalternativen är: Mycket bra förslag, Ganska bra förslag, Varken bra eller dåligt förslag, Ganska dåligt förslag, Mycket dåligt förslag. Individer som tycker att det är ett bra förslag att satsa mer på ett miljövänligt samhälle antas i studien värdera miljöfrågor högt. Svarsalternativen kodas mellan 0 och 4, där Mycket dåligt förslag/mycket låg värdering kodas som 0 och tyder på att individen värderar miljösatsningar mycket lågt. Mycket bra förslag/mycket hög värdering kodas som 4 och tyder på att individen tvärtemot värderar miljösatsningar mycket högt. Alltså, ju högre värde, desto högre värdering av miljöfrågor.
3.2.2 Oberoende variabler
Politiska sympatier på en höger-vänsterskala utgår från enkätfrågan: “Man talar ibland om att politiska åsikter kan placeras in på en vänster–högerskala. Var någonstans skulle du placera dig själv på en sådan skala?” med svarsalternativen: Klart till vänster, Något till vänster, Varken till vänster eller till höger, Något till höger, Klart till höger. Svarsalternativen kodas till
dummyvariabler som analyseras separat i relation till den beroende variabeln. Variabeln utformas i avseende att besvara hypotes 1.
Politiska sympatier på en konservativ-liberal skala baseras på partipolitiska sympatier, och utgår från enkätfrågan: “Vilket parti tycker du bäst om i dag?” med tio svarsalternativ: Vänsterpartiet, Socialdemokraterna, Miljöpartiet, Centerpartiet, Liberalerna, Moderaterna, Kristdemokraterna, Sverigedemokraterna, Feministiskt initiativ, samt annat parti. Variabeln avser att besvara hypotes 2 som undersöker liberala jämfört med konservativa politiska sympatier. Enligt 2018 års
forskarantologi från SOM-institutet lägger sig respondenterna för det mesta på en ideologiskt präglad linje som matchar den partierna ofta delas in i (Martinsson och Weissenbilder 2018:
14 125). Partipolitiska sympatier är på så sätt en indikator på huruvida respondenten är konservativ, liberal eller varken eller. Därmed är enkätfrågan lämplig att använda i syfte att besvara hypotes 2.
Partierna har delats in i tre kategorier: liberala, konservativa samt varken konservativa eller liberala (se Tabell 2). Kategoriseringen baseras på gal/tan-skalan där liberal (GAL) står för grön, alternativ och libertär medan konservativ (TAN) står för traditionell, auktoritär och nationalistisk (Oscarsson, 2017: 422). En studie som undersökt valundersökningar inför riksdagsvalet 2018 illustrerar hur partisympatisörer placerar sig utifrån höger/vänster- och gal/tan-skalan (Oleskog Tryggvason, 2018). Studien uppmärksammar skillnader inom och mellan partier vad gäller placering utifrån de två politiska dimensionerna. Socialdemokratiska väljare är till exempel betydligt mer eniga på höger/vänster-skalan men utspridda på gal/tan-skalan, medan motsatt förhållande gäller för SD-väljare (Oleskog Tryggvason, 2018: 15-16). Indelningen mellan liberala och konservativa partier är därmed inte entydig vilket gav upphov till den tredje
kategorin varken liberal eller konservativ. Studiens kategorisering grundas på resultat från ovan nämnda valundersökningsstudie samt statistik från Chapel Hill Expert Survey gällande de svenska riksdagspartiernas placering på gal/tan-skalan år 2018 (Oleskog Tryggvason, 2018: 15- 16; Svensson, 2019: 123-124). Indelningen illustreras i Tabell 2 nedan.
Tabell 2: De nio svenska riksdagspartierna år 2017 kategoriserade enligt politiskt konservativa respektive liberala sympatier, utan inbördes ordning.
Partier som i studien klassas som konservativa (tan)
Partier som i studien klassas varken konservativ eller liberal
Partier som i studien klassas som liberala (gal)
Sverigedemokraterna Kristdemokraterna Moderaterna
Liberalerna
Socialdemokraterna
Miljöpartiet Centerpartiet Vänsterpartiet Feministiskt initiativ
Variabeln har sedan kodats om till dummyvariabler. På så sätt kan vardera kategori analyseras för sig, vilket gör det lättare att jämföra dem med varandra.
Vidare berör hypotes 3 och 4 social klass. Social klass är ett komplext teoretiskt begrepp som kan förstås och definieras på olika sätt (Oskarson, 2007: 4). I denna studie definieras social klass
15 utifrån utbildningsnivå och inkomst, som undersöks separat i hypotes 3 respektive 4, baserat på Bourdieus klassbegrepp. Möjligheten att skapa ett index för social klass undersöktes, men på grund av ett lågt värde på Cronbachs alpha (0,6) för ett index bestående av utbildningsnivå och inkomst ströks det alternativet.
Variabeln utbildningsnivå baseras på enkätfrågan: “Vilken skolutbildning har du? Om du ännu inte avslutat din utbildning, markera den du genomgår för närvarande”. Utbildningsnivå har kategoriserats enligt SOM-institutets kodningsguide (Oskarson, 2007: 52). Variabeln har fyra kategorier: Låg nivå (grundskola eller motsvarande), medellåg nivå (gymnasium, folkhögskola eller motsvarande), medelhög nivå (eftergymnasial utbildning, men ingen examen från
högskola/universitet) samt hög nivå (examen från högskola/universitet). Variabeln har kodats till dummyvariabler, för att möjliggöra separata analyser av de olika kategorierna.
Hushållsinkomst baseras på enkätfrågan: “Vilken är den ungefärliga sammanlagda årsinkomsten i kronor för samtliga personer i ditt hushåll före skatt (pension, studiemedel etc. räknas in)?”
Sammanlagd årsinkomst i hushållet har kategoriserats utifrån SOM-institutets kodningsguide, med tre alternativ (Oskarson, 2007: 53): Låg inkomst (mindre än 300 000 kr), medelinkomst (300 100 - 700 000 kr) samt hög inkomst (mer än 700 100 kr). Variabeln har kodats till
dummyvariabler, för att möjliggöra separata analyser av kategorierna.
3.2.3 Kontrollvariabler
Ålder och kön har inkluderats i analyserna som kontrollvariabler. Ålder är en kontinuerlig variabel som varierar mellan 16 och 85. Variabeln kön har tre alternativ, kvinna, man och annat/ickebinär. Då de olika värdena inte har någon inneboende rangordning har variabeln kodats till en dummyvariabel. Ålder och kön är två relevanta kontrollvariabler då forskning visar att kvinnor och yngre individer tenderar att värdera miljöfrågor högre (Gifford och Nilsson, 2014; Hornsey m.fl., 2016: 263).
3.3 Forskningsdesign
Studien antar en deduktiv ansats, vilket innebär att den är hypotesprövande och grundad på relevanta teorier (Bryman, 2011: 26). Hypoteserna härleds ur teorierna Habitus, Risk theory samt New Environmental Paradigm samt tidigare forskning på ämnet. Det datamaterial som ligger till grund för studien är hämtat från den nationella SOM-undersökningen år 2017. Datan analyseras
16 inledningsvis i en frekvenstabell (Tabell 3) som utöver frekvenser även redovisar centralmått och standardavvikelse för samtliga variabler. För att testa om hypoteserna i studien stöds utförs sedan ett antal analyser. Hypoteserna undersöks separat genom multivariata linjära regressionsanalyser vars resultat redovisas i tabellerna 4, 5, 6 och 7. Linjär regressionsanalys visar hur den beroende variabeln i genomsnitt förändras med en enhets ökning i den oberoende variabeln. Då studiens beroende variabel är kontinuerlig anses detta vara en lämplig metod för att besvara studiens frågeställningar (Djurfeldt m.fl., 2017: 311). Kön och ålder inkluderas som kontrollvariabler i samtliga analyser, då tidigare forskning visat att dessa faktorer kan påverka individens värdering av miljöfrågor (Gifford och Nilsson, 2014; Hornsey m.fl., 2016: 263). I analysen av hypotes 1 testas variabeln ålder för ett icke-linjärt samband. I analysen av hypotes 4 undersöks även möjligheten för multikollinearitet mellan variablerna inkomst och utbildningsnivå.
Signifikansnivåer redovisas genom p-värden som redovisas i samtliga tabeller. Studien godtar signifikansnivåer högre än 95% (p<0,05), vilket innebär en sannolikhet att maximalt fem fall av 100 stickprov uppvisar tecken på ett samband som inte återfinns i populationen. Vid 99%
signifikansnivå (p<0,01) gäller ett fall av 100, och vid 99,9% (p<0,001) ett fall av 1000 (Bryman, 2011: 334). Slutligen redovisas determinationskoefficienten, eller 𝑅2-värden, som indikerar andelen förklarad varians i den beroende variabeln av samtliga variabler som analysen testar (Ibid., 329). Alternativt hade justerat 𝑅2 kunnat tolkas, som korrigerar för antalet variabler i analysen. Då justerat 𝑅2 och 𝑅2 skilde sig minimalt i studiens analyser tolkas endast 𝑅2.
3.4 Validitet och reliabilitet
3.4.1 Validitet
Validitet går ut på att bedöma om de slutsatser som dras i en undersökning hänger ihop eller ej, om studien mäter det den anses mäta (Bryman, 2011: 50). För att stärka studiens validitet är variablerna som används operationaliserade utifrån tidigare forskning, vilket redovisas i avsnitt 3.2. Samtliga variabler i studien utgår från enkätfrågor med fasta svarsalternativ, vilket minskar utrymmet för subjektiva tolkningar eller missuppfattningar av frågan. Detta kan i sin tur
motverka risken att svaren mäter något annat än vad som frågan avser att mäta (Ibid., 245).
Genom att analysera och jämföra variabler som fångar olika aspekter av begreppen politiska sympatier och social klass kan studiens validitet ytterligare stärkas (Ibid., 159).
17 En aspekt som kan påverka den externa validiteten negativt är ett skevt urval eller ett stort
bortfall (Bryman, 2011: 50-51). I SOM-undersökningen, vars data används i denna studie, har ett flertal åtgärder tagits för att motverka ett stort bortfall och för att uppnå ett representativt urval.
Både följebrev samt påminnelser har skickats ut, liksom belöningar i form av exempelvis trisslotter (se avsnitt 3.1), vilket har en påvisad positiv effekt på svarsfrekvensen (Ibid., 231).
Respondenterna valdes ut genom ett obundet slumpmässigt urval (OSU), vilket är en fördelaktig metod för att generera ett representativt urval (Ibid., 183). Samtliga analyser i studien redovisar signifikanstest för att säkerställa att eventuella samband inte beror på slumpen. Jämförelser mellan urvalets och populationens demografiska sammansättning visar även att undersökningens respondenter kan representera Sveriges population på ett tillfredsställande sätt, trots en viss överrepresentation av kvinnor och personer över 55 år (Jansson, Tipple och Weissenbilder, 2018:
22-26). Resultatet kan således tolkas som representativt för svenskar mellan 16 och 85 år.
3.4.2 Reliabilitet
Reliabilitet syftar till frågor som berör måttens och mätningarnas pålitlighet. En studie med god reliabilitet kan upprepas vid ett annat tillfälle och resultera i liknande resultat (Bryman, 2011:
160-162). Då studien bygger på ett befintligt datamaterial som är jämförbart över tid och tillgängligt för andra forskare så finns goda möjligheter att replikera studien. Vidare är
enkätundersökningar med fasta svarsalternativ enkla att replikera förutsatt att studiens variabler, kodning och metod redovisas på ett transparent sätt. För varje år bearbetas SOM-undersökningen för att minska svarsbortfallet och säkerställa god kvalitet och jämförbarhet över tid (Jansson, Tipple och Weissenbilder, 2018: 1). Dessutom genomförs minst ett mindre experiment varje år i samband med undersökningen i syfte att optimera studiens tidsplan, datakvalitet och upplevelsen för respondenterna (Ibid., 27). Användandet av trisslotter är ett exempel på ett sådan experiment överförts i praktiken. På detta sätt skapas en hög pålitlighet, samtidigt som risken att slumpen påverkar datamaterialet minimeras. Studiens datamaterial anses därav ha hög pålitlighet.
3.5 Etiska överväganden
Det grundläggande individskyddskravet kan delas in i fyra allmänna huvudkrav på forskningen:
informationskrav, samtyckeskrav, nyttjandekrav samt konfidentialitetskrav (Vetenskapsrådet, 2002: 5-6). Respondenterna informerades om SOM-undersökningens syfte, vad datan används till samt villkoren för deras deltagande i de informationsbroschyrer och följebrev som skickades ut i samband med enkätundersökningarna (Tipple, 2018: 411-414), därmed uppfylls
18 informationskravet. Respondenternas medverkan i SOM-undersökningen bygger på frivillighet och respondenterna hade möjligheten att avbryta sin medverkan när som helst under fältperioden (Jansson, Tipple och Weissenbilder, 2018: 8), vilket gör att kravet på samtycke uppfylls.
Studiens datamaterial beställdes från Svensk Nationell Datatjänst (SND) via ett
beställningsformulär som innehöll studiens syfte och projektbeskrivning underskrivet av
uppsatsens författare och handledare. Nyttjandekravet uppfylls i och med godkännande från SND för att använda datamaterialet inom ramarna för denna studie. Konfidentialitetskravet uppfylls genom att datamaterialet var anonymiserat när det tillhandahölls samt att det har behandlats konfidentiellt genom studiens gång, då endast behöriga haft tillgång till materialet.
19
Del 4 - Resultat/analys
I följande avsnitt presenteras studiens resultat. I tabellen nedan redovisas studiens samtliga variabler i en frekvenstabell. Sedan redovisas analyser och resultatet för var och en av studiens fyra hypoteser.
Tabell 3: Variabelöversikt över samtliga inkluderade variabler.
Variabel Mätvidd/frekvens (%) Centralmått n
Värdering av miljöfrågor
Mycket lågt: 17 (0,6%) Ganska lågt: 64 (2,3%) Varken högt/lågt: 343 (12,2%) Ganska högt: 1107 (39,3%) Mycket högt: 1288 (45,7%)
Typvärde:
Mycket högt.
2819
Höger/vänster Klart till höger: 286 (10,1%) Något till höger: 795 (28,2%)
Varken till höger/vänster: 825 (39,3%) Något till vänster: 641 (22,7%) Klart till vänster: 272 (9,6%)
Typvärde:
Varken till höger/vänster
2819
Konservativ/
liberal
Konservativ (tan): 975 (34,6%)
Varken konservativ/liberal: 1090 (38,7%) Liberal (gal): 754 (26,7%)
Typvärde:
Varken konservativ /liberal
2819
Utbildning Låg utbildning: 603 (14,2%) Medellåg utbildning: 780 (27,7%) Medelhög utbildning: 653 (23,2%) Hög utbildning: 986 (35%)
Typvärde:
Hög utbildning
2819
Hushålls- inkomst Låg inkomst: 603 (21,4%) Medel inkomst: 1288 (45,7%) Hög inkomst: 928 (32,9%)
Typvärde:
Medel inkomst
2819
Ålder 16-85 år Medelvärde: 52
Median: 53
2819
Kön Annat/Ickebinär: 5 (0,2%) Kvinna: 1421 (50,4%) Man: 1390 (49,3%)
Typvärde:
Kvinna
2819
Urvalet är begränsat till de respondenter som besvarat samtliga frågor som används i studien, vilket resulterat i ett urval om 2819 personer. I studiens datamaterial är kvinnor något
överrepresenterade. Sveriges befolkning består till 49,6% av kvinnor (SCB 2019d), medan 50,4% är kvinnor i det datamaterial som analyseras. Även äldre individer är något
överrepresenterade. Generellt är den demografiska representationen dock god (Tipple, 2018:
417). Värt att notera är att en majoritet, 85% av alla respondenter, svarat att de värderar
20 miljöfrågor “högt” eller “mycket högt”. Det är alltså mycket få individer som värderar
miljöfrågor lågt, vilket tyder på att det finns en enad bild bland den svenska befolkningen om av miljöfrågor är viktiga.
4.2 Hypotes 1
Tabell 4: Linjär regressionsanalys gällande värdering av miljöfrågor som beroende variabel och höger/vänster som oberoende variabel, samt kontrollvariabler kön och ålder.
Modell: (1) (2) (3)
Höger-vänsterskala (ref. kat. varken till vänster/höger) Klart till höger Något till höger Något till vänster Klart till vänster
-0,325***
-0,018 0,216***
0,493***
-0,311***
-0,004 0,226***
0,468***
-0,310***
-0,003 0,226***
0,468***
Kön
(ref. kat. kvinna) Man
Annat/ickebinär
-0,247***
0,163
-0,247***
0,160
Ålder -0,004*** -0,007
Ålder kvadrerad 2,191
Intercept 3,213*** 3,561*** 3,610***
𝑅2 0,064 0,097 0,097
n 2819 2819 2819
*95 % signifikansnivå= p<0,05. **99% signifikansnivå=p<0,01.
***99,9% signifikansnivå=p<0,001.
Regressionsmodellen undersöker hypotes 1: Individer som positionerar sina politiska sympatier mer åt vänster värderar miljöfrågor högre än individer som positionerar sig mer åt höger. I modell 1 undersöks sambandet mellan miljövärderingar och individens placering på en politisk
21 höger/vänster-skala. Då höger/vänster är en kategorisk variabel undersöks de två politiska inriktningarna separat, med varken höger eller vänster som referenskategori. B-värdet för klart till höger är negativt (-0,325), vilket innebär att individer som positionerar sina politiska
sympatier klart åt höger värderar miljöfrågor lägre än personer som varken är höger eller vänster i genomsnitt. Sambandet är statistiskt signifikant på 99,9% signifikansnivå. Något till vänster och klart till vänster har positiva b-värden (0,216 respektive 0,493). Detta innebär att individer som positionerar sina politiska sympatier åt vänster värderar miljöfrågor högre än de som varken är höger eller vänster, i genomsnitt. Det innebär även att de som positionerar sig klart åt vänster värderar miljöfrågor högre än de som är något åt vänster, i genomsnitt. Dessa tre samband är statistiskt signifikanta på 99,9% signifikansnivå. Resultatet för individer som positionerar sina politiska sympatier något åt höger är inte statistiskt signifikant. Det går därför inte att utesluta att sambandet beror på slumpen. Regressionskoefficienten, eller 𝑅2-värdet, är 0,064 i modell 1 vilket indikerar att variabeln höger/vänster kan förklara 6,4% av variansen inom den beroende variabeln (Bryman, 2011: 239). Detta kan anses vara relativt lågt, då värden som är långt ifrån 𝑅2=1 indikerar att värdena är spridda kring regressionslinjen, och att det därmed finns en osäkerhet i prediktionen (Djurfeldt m.fl., 2017: 160-161). Resultatet går i linje med hypotes 1.
I modell 2 inkluderas kön och ålder som oberoende kontrollvariabler. Sambanden som
upptäcktes i modell 1 kvarstår konstanthållet för kön och ålder, och är statistiskt signifikanta på 99,9% signifikansnivå. Sambanden mellan individers positionering på den politiska
höger/vänster-skalan och värdering av miljöfrågor kan således inte förklaras av kön och ålder.
Kön undersöks med kvinna som referenskategori. B-värdet för man är negativt (-0,247), vilket innebär att män i genomsnitt värderar miljöfrågor lägre än kvinnor, konstanthållet för övriga variabler. Sambandet är statistiskt signifikant på 99,9% nivå. Variabeln annat/ickebinär får inte ett statistiskt signifikant värde. Det går därmed inte att säga något om riktningen på detta samband. Det kan bero på att det är mycket få respondenter i denna kategori (se Tabell 3). B- värdet för ålder är negativt (-0,004), vilket innebär att yngre individer värderar miljöfrågor högre än äldre individer i genomsnitt, konstanthållet för övriga variabler. 𝑅2-värdet i modell 2
indikerar att höger/vänster, ålder och kön tillsammans kan förklara 9,7% av variansen inom den beroende variabeln. Resultaten stödjer hypotes 1. I modell 3 inkluderas även ålder kvadrerad för att kontrollera för icke-linjära samband. Då variabeln inte fick ett statistiskt signifikant resultat utesluts denna möjlighet.
22
4.3 Hypotes 2
Tabell 5: Linjär regressionsanalys gällande värdering av miljöfrågor som beroende variabel och konservativ/liberal som oberoende variabel, samt kontrollvariabler.
Modell: (1) (2)
Konservativ/liberal (ref. kat. varken
konservativ eller liberal) Konservativ
Liberal
-0,315***
0,257***
-0,309***
0,218***
Kön
(ref. kat. kvinna) Man
Annat/ickebinär
-0,220***
-0,023
Ålder -0,004***
Intercept 3,312*** 3,643***
𝑹𝟐 0,078 0,104
n 2819 2819
*95 % signifikansnivå= p<0,05. **99% signifikansnivå=p<0,01.
***99,9% signifikansnivå=p<0,001
Denna regressionsanalys undersöker hypotes 2: Individer med mer liberala politiska sympatier värderar miljöfrågor högre än individer med mer konservativa politiska sympatier. I modell 1 testas sambandet genom en bivariat regressionsanalys. Varken konservativ eller liberal är referenskategori. B-värdet för konservativ är -0,315 vilket påvisar ett negativt samband mellan att ha konservativa politiska sympatier och att värdera miljöfrågor högt. Sambandet är signifikant på 99,9% signifikansnivå. B-värdet för liberal är 0,257 vilket påvisar ett positivt samband mellan att ha liberala politiska sympatier och att värdera miljöfrågor högt. Även detta samband är signifikant på 99,9% signifikansnivå. Resultaten visar att individer med liberala politiska sympatier värderar miljöfrågor högre än individer med konservativa politiska sympatier i
23 genomsnitt, vilket går i linje med hypotesen. I modell 1 är 𝑅2-värdet 0,078 vilket indikerar att konservativ/liberal kan förklara 7,8% av variansen inom den beroende variabeln.
I modell 2 är kontrollvariablerna kön samt ålder inkluderade. Det negativa sambandet mellan konservativa politiska sympatier och värdering av miljöfrågor kvarstår på 99,9%
signifikansnivå, konstanthållet för kön och ålder. Detsamma gäller det positiva sambandet mellan liberala politiska sympatier och värdering av miljöfrågor. Sambanden är något svagare i denna modell. Det indikerar att ålder och kön förklarar en marginell del av sambanden i modell 1. För variabeln kön är kvinna referenskategori. B-värdet för man är negativt och statistiskt signifikant på 99,9% nivå. Sambandet innebär att män i genomsnitt värderar miljöfrågor lägre än kvinnor, kontrollerat för konservativ/liberal och ålder. B-värdet för annat/ickebinär är inte statistiskt signifikant. Vidare påvisar ålder ett negativt samband som är statistiskt signifikant på 99,9% nivå. Det innebär att äldre individer i genomsnitt värderar miljöfrågor lägre än yngre individer, kontrollerat för konservativ/liberal och kön. Tillsammans kan variablerna
konservativ/liberal, kön och ålder förklara 10,4% av variansen inom den beroende variabeln.
Resultatet i modell 2 ger stöd för hypotes 2.
24
4.4 Hypotes 3
Tabell 6: Linjär regressionsanalys gällande värdering av miljöfrågor som beroende variabel och utbildningsnivå som oberoende variabler, samt kontrollvariabler kön och ålder.
Modell: (1) (2)
Utbildningsnivå (ref. kat. låg) Medellåg Medelhög Hög
0,126**
0,266***
0,429***
0,062 0,196***
0,337***
Kön
(ref. kat. kvinna) Man
Annat/ickebinär
-0,247***
-0,088
Ålder -0,003***
Intercept 3,025*** 3,361***
𝑹𝟐 0,038 0,064
n 2819 2819
*95 % signifikansnivå= p<0,05. **99% signifikansnivå=p<0,01.
***99,9% signifikansnivå=p<0,001
Regressionsanalysen undersöker hypotes 3: Högutbildade individer värderar miljöfrågor högre än lågutbildade individer. Med låg utbildningsnivå avses grundskola eller motsvarande,
medellåg avser gymnasie- eller folkhögskoleexamen eller motsvarande, medelhög avser eftergymnasial utbildning och hög utbildningsnivå avser examen från högskola/universitet. I modell 1 testas sambandet genom en bivariat regressionsanalys. Låg utbildningsnivå är
referenskategori. Alla tre samband mellan utbildningsnivå och värdering av miljöfrågor i modell 1 är positiva och signifikanta på 99 respektive 99,9% signifikansnivå. Analysen visar även att ju högre utbildningsnivå, desto högre B-värde. Det vill säga desto starkare effekt på värdering av miljöfrågor. Sammantaget visar modell 1 att ju högre utbildningsnivå en individ har, desto högre värderar denne miljöfrågor i genomsnitt. 𝑅2-värdet i modell 1 indikerar att utbildningsnivå kan
25 förklara 3,8% av variansen inom den beroende variabeln, värdering av miljöfrågor. Resultaten går i linje med hypotesen.
I modell 2 inkluderas kontrollvariablerna kön och ålder. Sambanden mellan medelhög samt hög utbildningsnivå och värdering av miljöfrågor är fortfarande positiva och signifikanta på 99,9%
signifikansnivå, konstanthållet för kön och ålder. B-värdena för dessa variabler är lägre än i föregående modell, vilket innebär att kön och ålder kan förklara en del av de samband som återfanns i modell 1. Sambandet mellan medellåg utbildningsnivå och den beroende variabeln är inte statistiskt signifikant. Resultatet tyder på att variablerna kön och ålder förklarar en del av de samband som konstaterades i modell 1. Liksom i tidigare analyser (se Tabell 4 och 5) återfinns ett negativt samband mellan kön och värdering av miljöfrågor. Även för ålder är resultatet liknande det i föregående analyser. Det innebär att män och äldre i genomsnitt värderar
miljöfrågor lägre än kvinnor och yngre, konstanthållet för utbildningsnivå. 𝑅2-värdet i modell 2 indikerar att utbildningsnivå, kön och ålder tillsammans förklarar 6,4% av variansen inom den beroende variabeln. Resultatet stödjer hypotes 3.
26
4.3 Hypotes 4
Tabell 7: Linjär regressionsanalys gällande värdering av miljöfrågor som beroende variabel och hushållsinkomst som oberoende variabler, kontrollvariabler kön, ålder, och utbildningsnivå.
Modell: (1) (2) (3)
Hushållsinkomst (ref. kat. medel inkomst) Låg inkomst Hög inkomst
0,016 0,138***
0,014 0,121**
0,069 0,057 Kön
(ref. kat. kvinna) Man
Annat/ickebinär
-0,285***
-0,021
-0,246***
0,079
Ålder -0,003*** -0,003**
Utbildningsnivå (ref. kat. låg) Medellåg Medelhög Hög
0,070 0,203***
0,341***
Intercept 3,223*** 3,543*** 3,315***
𝑹𝟐 0,006 0,043 0,065
n 2819 2819 2819
*95 % signifikansnivå= p<0,05. **99% signifikansnivå=p<0,01.
***99,9% signifikansnivå=p<0,001
I denna regressionsanalys undersöks hypotes 4: Medelinkomsttagare värderar miljöfrågor högre än hög- och låginkomsttagare. Medelinkomsttagare används som referenskategori. Resultatet i modell 1 visar att höginkomsttagare värderar miljöfrågor högre än medelinkomsttagare i genomsnitt. Sambandet är signifikant på 99,9% signifikansnivå. Det går däremot inte att säga något om låginkomsttagares värdering av miljöfrågor, då detta samband inte är statistiskt
