I tabell 5.5 vil modell 6 av flernivåanalysen presenteres sammen med modell 4, fordi den er en naturlig fortsettelse av modell 4. Modell 4 er som tidligere gjort rede for bygd opp med individvariablene og årvariabelen på landnivå. I modell 6A legges det til et samspillsledd mellom det å ha stemt høyrepopulistisk og år. Videre i modell 9A inkluderes det et variansestimat for å ha stemt høyrepopulistisk, som gjør det mulig å se hvordan effekten av å ha stemt høyrepopulistisk varierer mellom land (nivå 2-enhetene). I modell 6B undersøkes samspillsleddet mellom politisk tillit og år. Her er variansestimatet for politisk tillit inkludert. I modell 6C undersøker jeg samspillet mellom år og utdanningsnivå, og her er variansestimatet for utdanning lagt til i modellen.
62
Tabell 5.5 Effekten av tid på individvariabler.
Modell: 4 6A 6Ax 6B 6Bx 6C 6Cx
Konstantledda 2.229 (.053) *** 2.237 (.055) *** 2.073 (.048) *** 2.238 (.052) *** 2.097 (.049) *** 2.233 (.049) *** 2.185 (.045) ***
Nivå 1 (individer)
Stemt høyrepopulistisk2 .374 (.023) *** .245 (.064) *** .340 (.064) *** .371 (.023) *** .371 (.023) ***
Politisk tillit1 -.040 (.003) *** - .038 (.003) *** - .044 (.007) *** -.061 (.006) *** -.038 (.003) ***
Arbeidsledig2 -.002 (.028) - .003 (.028) - .002 (.028) .001 (.028)
Utdanning, middels2 -.080 (.015) *** - .082 (.015) *** - .084 (.015) *** -.105 (.026) *** -.088 (.027) ***
Utdanning, høy2 -.261 (.016) *** - .262 (.016) *** - .258 (.016) *** -.247 (.037) *** -.258 (.034) ***
Kjønn2 -.053 (.011) *** - .053 (.011) *** - .053 (.011) *** -.052 (.011) ***
Alder1 .002 (.000) *** .002 (.000) *** .002 (.000) *** .002 (.000) ***
Innvandrer2 -.191 (.017) *** - .191 (.017) *** - .194 (.017) *** -.190 (.017) ***
År (0=2008, 1=2016)2 -.082 (.032) ** - .097 (.011) *** - .104 (.011) *** - .088 (.011) *** .086 (.009) *** -.089 (.021) *** -.097 (.015) ***
Samspill År*Stemt h.pop. .165 (.048) *** .176 (.049) ***
År*Tillit .013 (.006) ** -.002 (.004)
År*Utdanning, middels .035 (.027) .042 (.021) **
Åt*Utdanning, høy -.046 (.029) -.069 (.023) ***
Variansestimater
Residual, nivå 1 .899 (.007) *** .900 (.007) *** .927 (.007 *** .899 (.007) *** .951 (.006) *** .902 (.007) *** .957 (.006) ***
Konstantledd, nivå 2 .034 (.014) ** .036 (.015) ** .029 (.012) ** .033 (.013) ** .030 (.012) ** .036 (.014) ** .025 (.010) **
År, nivå 2 .012 (.005) **
Stemt h.pop, nivå 2 .025 (.014) * .025 (.014) *
Tillit, nivå 2 .001 (.000) ** .0003 (.000) **
Utdanning (M), nivå 2 .004 (.003) .007 (.003) **
Utdanning (H), nivå 2 .012 (.006) ** .012 (.005) **
- 2LL 84426 84454 87454 84446 136877 84449 140936
Forbedring 135 -28 -20 -23
N (51.938) 30417 30417 31182 30417 48659 30417 49989
Signifikant på * 90-prosentnivå, ** 95-prosentnivå, *** 99-prosentnivå. Standardfeil oppgis i parentes.
a: avhengig variabel (velferdssjåvinisme 0-4), 1: Totalsentrert, 2: Dikotom variabel.
Dataene er vektet. Missing er tatt ut. Estimeringsmetode ML
63
5.3.1 Stemt høyrepopulistisk
Modell 4 er allerede kommentert i del 5.2, og vil derfor ikke kommenteres igjen her, men er inkludert i tabellen siden modell 6 er en direkte fortsettelse av modell 4. Videre vil også modell 7, 8 og 9 være hver for seg en direkte fortsettelse av modell 4. Effektestimatene på individnivå, vil ikke forklares ytterligere i dette kapitlet, men jeg vil kommentere de som har endringer fra modell 4. Dette betyr at dersom effektestimatet ikke er kommentert i den følgende analysen, er det relativt små eller ingen endringer fra modell 4.
I modell 6A hvor samspillet mellom år og ha stemt høyrepopulistisk undersøkes har variabelen for å stemme høyrepopulistisk fått en redusert effekt. Denne reduksjonen skyldes at deler av forklaringskraften til variabelen er flyttet til samspillsleddet. Årvariabelen har ikke en sterk endring i effekt, men som modell 6A viser er estimatet blitt mer signifikant siden modell 4.
Styrkingen av effektestimatet henger trolig sammen med at denne nå representerer endringen mellom årene for alle respondentene med unntak av de som sympatiserer med høyrepopulistiske partier. De har sin effekt av år ved å legge sammen samspillsleddet og årvariabelen. Konstantleddet er relativt det samme, og har også beholdt sin signifikans. Når det gjelder det tillagte samspillsleddet i modell 6A, er dette signifikant på 99-prosentnivå og estimeres på 0,165 skalaenheter. Dette betyr at endringen mellom 2008 og 2016 for de som sympatiserer med høyrepopulistiske partier er 0,06848 skalaenheter i økning, mens de som ikke sympatiserer med høyrepopulistiske partier har en reduksjon i velferdssjåvinismenivået på 0,097 skalaenheter. Dette er fremstilt grafisk i figur 5.3 under.
Figur 5.3 Velferdssjåvinismeutvikling 2008-2016 med og uten sympatisering for høyrepopulistiske partier
48 0,165-0,097=0,068
2,237
2,14
2,482 2,55
2 2,2 2,4 2,6
2008 2016
Velferdssjåvinismeutvikling 2008-2016
Sympatiserer ikke med et høyrepopulistisk parti Sympatiserer med et høyrepopulistisk parti
64
Figuren demonstrerer tydelig at respondenter som sympatiserer med høyrepopulistiske partier har hatt en økning i velferdssjåvinismenivået mellom 2008 og 2016, mens de som ikke sympatiserer med disse partiene har hatt en reduksjon i sitt velferdssjåvinismenivå, ved alt annet likt. Figuren demonstrerer også at velferdssjåvinisme er et fenomen som er blitt mer polarisert fra 2008 til 2016. Dette kommer til syne ved at avstanden mellom de som sympatiserer med høyrepopulistiske partier og de som ikke sympatiserer med disse partiene har økt fra 2008 til 2016. Utgangspunktet for de som sympatiserer med høyrepopulistiske partier var nesten midt mellom kravet om at innvandrere skal arbeide og betale skatt i et år og kravet om statsborgerskap før rettighetsoppnåelse i velferdsstaten på linje med de innfødte. I 2016 har det bevegd seg nærmere kravet om statsborgerskap. For de som ikke sympatiserer med høyrepopulistiske partier var utgangspunktet i 2008 nærmere kravet om arbeid og skattebetaling i et år før rettighetsoppnåelse på linje med de innfødte, og har bevegd seg nærmere dette kravet i 2016. Denne utviklingen som analysen i modell 6A demonstrerer er med å gi støtte til hypotese H1C som antar at velferdssjåvinisme har blitt er mer polarisert fenomen der det skilles mellom de som sympatiserer med høyrepopulistiske partier, og de som ikke sympatiserer med disse partiene.
Jeg har i tillegg til modell 6A estimert en alternativ modell, som kan leses i modell 6Ax. I denne alternative modellen er alle andre forklaringsvariabler tatt ut av modellen, for utenom stemt høyrepopulistisk, år og samspillsleddet. Dette er gjort for å robusthetsteste signifikansnivåene, så vel som effektestimatene. Som modellen viser beholdes signifikansnivået til effektestimatene, og sett bort fra stemt høyrepopulistisk er effektestimatene relativt sett de samme. Dette taler for at modell 6A presenterer en sannsynlig sammenheng.
5.3.2 Politisk tillit
I modell 6B hvor samspillet mellom år og politisk tillit undersøkes har variabelen for politisk tillit økt noe i effekt. Denne økningen skyldes at dette leddet nå også tar hensyn til år, som er lagt til i samspillsleddet. Årvariabelen har ikke en sterk endring i effekt, men som modell 6B viser er estimatet blitt mer signifikant enn i modell 4. Styrkingen av effektestimatet henger trolig sammen med at denne nå representerer endringen mellom årene for alle respondentene med unntak av de som ikke har gjennomsnittlig tillit49. De har sin effekt av år ved å legge sammen samspillsleddet og årvariabelen. Konstantleddet er relativt det samme, og har også
49 Politisk tillit er totalsentrert, verdien 0 representerer gjennomsnittet i utvalget (appendiks A3).
65 beholdt sin signifikans. Når det gjelder det tillagte samspillsleddet i modell 6B, er dette signifikant på 95-prosentnivå og estimeres på 0,013 skalaenheter. Dette betyr at endringen mellom 2008 og 2016 for de som har en skalaenhet høyere tillit enn gjennomsnittet har 0,07550 skalaenheter i reduksjon, mens de med gjennomsnittlig tillit har en reduksjon på 0,088 skalaenheter. I figur 5.4 under fremstilles endringen fra 2008 til 2016 for respondenter med fullstendig tillit, gjennomsnittlig tillit og absolutt ingen tillit51.
Figur 5.4 Endring i velferdssjåvinisme for ulike politiske tillitsnivåer
Figuren er behjelpelig når estimatet av samspillsleddet skal tolkes. Som figuren viser så er betydningen av effektestimatet at de som har gjennomsnittlig tillit har hatt en endring lik årvariabelen. De med høyere tillit har hatt en endring som er svakere fra 2008 til 2016.
Respondenter med lavere tillit har hatt en større reduksjon fra 2008 til 2016. Dette kan sies på følgende måte: Desto lavere politisk tillit respondenten har, desto større er effekten av tid for velferdssjåvinismenivået. Der vi i modell 6A kunne se at forskjellen mellom de som sympatiserer og ikke sympatiserer med høyrepopulistiske partier har økt fra 2008 til 2016, kan vi se det motsatte hva gjelder respondenter med lavere og høyere tillit i modell 6B. Dette viser at politisk tillit har blitt mindre polariserende for velferdssjåvinisme.
Som i modell 6A, har jeg også for modell 6B estimert en alternativ modell, som kan ledes i modell 6Bx. I denne alternative modellen er de øvrige forklaringsvariablene tatt ut av modellen.
50 -0,088+0,013=-0,075
51 Variabelen for politisk tillit strekker seg fra -4,29 til 5,71 etter totalsentrering av variabelen (Appendiks A3).
2,42676
66
Dette for å kunne undersøke robustheten til signifikansnivåene og effektestimatene. Modellen viser at det signifikansnivåene er stabile, utenom samspillsleddet, som mister sin signifikans uten kontroll for andre variabler. Dette taler for at signifikansen er mindre robust og mer følsom for kontrollvariabler. Effektestimatene endrer seg ikke nevneverdig, der estimatet til tillit har økt noe, ellers er det lite endringer.
5.3.3 Utdanningsnivå
I modell 6C hvor samspillet mellom år og utdanningsnivå undersøkes har variabelen for høyt utdanningsnivå redusert noe i effekt. Denne økningen henger sammen med at dette leddet nå også tar hensyn til år, som er lagt til i samspillsleddet. Årvariabelen har ikke en sterk endring i effekt, men som modell 6C viser er estimatet blitt mer signifikant siden modell 4. Styrkingen av effektestimatet henger trolig sammen med at denne nå representerer endringen mellom årene for alle respondentene med unntak av de som har høyt og middels utdanningsnivå. De har sin effekt av år ved å legge sammen samspillsleddet og årvariabelen. Konstantleddet er ontrent det samme, og har også beholdt sin signifikans. Når det gjelder de tillagte samspillsleddene i modell 6C, er disse ikke signifikante, således vil ikke effektestimatene i modellen kommenteres.
Som i modell 6A og 6B, har jeg også for modell 6C estimert en alternativ modell, (modell 6Cx).
I denne alternative modellen er de øvrige forklaringsvariablene tatt ut av modellen. Dette for å kunne undersøke robustheten til signifikansnivåene og effektestimatene. I denne modellen er samspillsleddene av år og utdanningsnivå blitt signifikante på 95-prosentnivå for medium utdanningsnivå og 99-prosentnivå for høyt utdanningsnivå. De øvrige variablene beholder sin signifikans fra modell 6C. Denne endringen taler for at sammenhengen som kommer til syne i modell 6Cx er ivaretatt i modell 6C i andre variabler. Basert på funnene i modell 6Cx presenteres ulikheten mellom utdanningsnivåene i figur 5.5 under.
Figur 5.5 viser utviklingen i velferdssjåvinismenivå for ulike utdanningsnivå, uten kontroll for andre variabler. Som vi kan se av figuren er velferdssjåvinismenivået til de med middels utdanningsnivå nesten uendret fra 2008 til 2016. De med lavt utdanningsnivå har en noe større endring, mens de med høyt utdanningsnivå har en større endring igjen. Avstanden mellom de med høyt utdanningsnivå og lavt utdanningsnivå har økt med 0,06952 skalaenheter fra 2008 til 2016. Dette kan uttrykke at for personer som kan defineres i en utsatt gruppe er
52 2,185-1,927=0,258, 2,088-1,761=0,327, 0,327-0,258=0,069.
67 velferdssjåvinisme blitt et mer polarisert fenomen fra 2008 til 2016. Men usikkerheten er knyttet til at det er først uten andre kontrollvariabler at denne ulikheten blir signifikant.
Figur 5.5 Utvikling i velferdssjåvinismenivå for ulike utdanningsnivå.
Det er i tillegg modellert en modell 6D som undersøker effekten av år for respondenter som er arbeidsledig. Det er verken med eller uten kontrollvariabler funnet en signifikant sammenheng.
Koeffisienten til arbeidsledig er heller ikke signifikant i denne modellen. Denne er derfor valgt å ikke presentere i analysen.