Kjønnskvotering i politikken – et utbredt, men kontroversielt tiltak

Mari Teigen, Sebastian T. Nygård og Ragni Hege Kitterød

Innledning

Kjønnskvotering vil si at det innenfor et område etableres regler for å sikre kjønnsbalanse (Teigen, 2003). I Norge er kjønnsbalanse i politikk og næringsliv et politisk mål i seg selv. Det kommer til uttrykk i politiske partiers regler for nominasjon til verv i folkevalgte og interne styringsorganer, i en tverrpolitisk praksis for sammensetning av norske regjeringer, og i lovbestemmelser om sammensetningen av offentlige nedsatte styrer, råd og utvalg, av styrene i statseide og samvirkeeide bedrifter og av styrene i allmennaksjeselskaper.

Kvoteringsordninger blir ofte oppfattet som kontroversielle fordi de berører spørsmål om hva som er demokratisk, rimelig og rettferdig, og særlig hva som er grensene for normer om likebehandling. Kjønnskvotering begrunnes ofte med argumenter om rettferdighet, ressurser/nytte eller interesser (Hernes 1982; 1987). Rettferdighetsargumenter for kjønnskvotering har for eksempel handlet om at kjønnsbalanse må reguleres for å sikre retten til lik deltakelse, og at kjønnskvotering er nødvendig for å veie opp for en ubevisst tendens til å prioritere menn eller for tidligere forskjellsbehandling av kvinner. Ressurs- eller nytteargumentet for kjønnskvotering går typisk ut på at samfunnet går glipp av det underrepresenterte kjønnets erfaringsgrunnlag og kompetanse. En variant av dette argumentet handler om at kjønnsbalanse vil sikre at begge kjønns erfaringer blir representert (typisk i politikken). En annen variant går ut på at kjønnsbalanse vil sikre at den samlede talentreserven i befolkningen utnyttes på best mulig måte (typisk i næringslivet). Interesseargumentet vektlegger at menn og kvinner kan ha ulike og motsetningsfylte interesser, og at en jevn kjønnsrepresentasjon vil sikre at ulike interesser blir bedre representert.

Motstanderne av kjønnskvotering tar gjerne utgangspunkt i de samme normative posisjonene som tilhengerne av kvotering, men med en annen argumentasjon. Rettferdighetsargumentet mot kjønnskvotering går for eksempel ut på at slike ordninger bryter med prinsipper om ikke-diskriminering og likebehandling ved at de innebærer en urimelig favorisering ut fra gruppetilhørighet, som i praksis innebærer en diskriminering av de som ikke tilgodeses. Ressurs- eller nytteargumentet mot kjønnskvotering har vært formulert som argumenter om at slike ordninger vil føre til at det ikke er de best kvalifiserte som blir rekruttert, at kvotering kan virke mot sin hensikt ved at de som kvoteres inn, «stemples» som mindre dyktige, eller at kvotering vil virke demotiverende på dem som opplever at deres sjanser svekkes fordi kvoteringen omfatter andre grupper enn den de selv tilhører.

I de senere årene har det blitt veldig populært med kvoteringsregler for å fremme kjønnsbalanse i politiske beslutningsfora, og omkring 150 land verden over har innført en eller annen form for kjønnskvotering (Hughes, Krook & Paxton, 2015). Det er imidlertid stor variasjon i type ordninger, som nasjonale bestemmelser om lik representasjon av kvinner og menn, reserverte seter til det underrepresenterte kjønnet, eller mer frivillige ordninger hvor politiske partier har regler om kjønnsbalanse.

I Norge har mange politiske partier hatt kvoteringsordninger i flere tiår.[1] Venstre var først ute med vedtak om kjønnskvotering allerede i 1974, Sosialistisk Venstreparti (SV) fulgte like etter i 1975, deretter kom Arbeiderpartiet i 1983, Senterpartiet i 1989, Kristelig Folkeparti (KrF) i 1993, Rødt i 2007 og Miljøpartiet De Grønne (MDG) i 2010. Blant partiene som er representert på Stortinget, skiller Høyre og Fremskrittspartiet (FrP) seg ut ved at de ikke har vedtatt regler om kjønnskvotering, verken ved sammensetning av valglister eller i partiinterne styringsorganer.

De politiske partienes kvoteringsregler har bidratt til at kjønnsfordelingen i nasjonal- og lokalpolitikken har blitt mer balansert over tid, selv om anledningen til å gi personstemmer kan påvirke kjønnsfordelingen i lokalpolitikken (Seegaard, Kjær & Saglie, 2022). Det er imidlertid vanskelig å si hvor stor betydning kvoteringsordningene har hatt. Kjønnsfordelingen blant representantene har i hovedsak blitt jevnere, også i ett av partiene som ikke har regler om kjønnskvotering. I dag er kjønnsfordelingen blant Høyres stortingsrepresentanter 50/50, mens FrP har kun 10 prosent kvinner blant sine representanter.

Det overordnede bildet er med andre ord at kvinner har erobret en stor del av den politiske makten som representasjon på Stortinget innebærer, nesten på linje med menn (se figur 1). Samtidig viser analyser at både de horisontale og vertikale maktstrukturene på Stortinget er kjønnsskjeve. Kjønnssammensetningen i stortingskomiteene (horisontal) og i Stortingets ulike lederposisjoner (vertikal) viser at kvinner er sterkere representert enn menn i justis-, sosial-, kirke- og undervisningskomiteene, og at menn er sterkere representert enn kvinner i finans- og næringskomiteene og noe sterkere representert i lederposisjonene på Stortinget (Allern, Karlsen & Narud, 2019).

Figur 1

Oversikt over kjønnsfordelingen blant stortingsrepresentanter siden andre verdenskrig.

Kilde: Stortinget. Kjønn (stortinget.no)

I dette notatet undersøker vi befolkningens holdning til kjønnskvotering i politikken, basert på et spørsmål stilt i CORE SURVEY 2022 ‒ likestillingsundersøkelsen (se tekstboks om datagrunnlag).

Spørsmålet var formulert som følger: «Er du enig eller uenig i at det bør finnes regler som sikrer at det er omtrent like mange kvinner og menn på Stortinget?»

Svaralternativene var som følger: (1) Helt enig, (2) Delvis enig, (3) Verken eller, (4) Delvis uenig, (5) Helt uenig, (6) Vet ikke.

Svarene måler altså i hvilken grad folk gir sin tilslutning til kjønnskvotering i politikken, nærmere bestemt på Stortinget.[2] I analysene omtaler vi dette som holdning til kvotering i politikken.

Stor uenighet om kjønnskvotering i politikken

Svarfordelingen på spørsmålet om holdning til kjønnskvotering i politikken viser at befolkningen er ganske delt i synet på dette (se figur 2).[3] I befolkningen sett under ett er det flere som er enige i at det bør være kvotering i politikken, enn som er uenige, men motstanderne utgjør også en betydelig andel. Mens 41 prosent er enten helt eller delvis enige i at det bør være kvotering til Stortinget, er 32 prosent helt eller delvis uenige i dette. Bare 13 prosent er imidlertid helt enige i at det bør være kvotering, og en tilsvarende andel er helt uenige. 22 prosent har valgt det nøytrale svaralternativet «verken eller», mens 4 prosent har svart «vet ikke». Samlet sett har altså omtrent en av fire i befolkningen ikke en klar oppfatning om hvorvidt det bør være kjønnskvotering til Stortinget.

Det er store kjønnsforskjeller i synet på kvotering i politikken. Langt flere kvinner enn menn mener det bør være kvotering til Stortinget. Over halvparten av kvinnene (54 prosent) er enten helt eller delvis enige i at det bør være slik kvotering, mens bare 22 prosent er helt eller delvis uenige i dette. Blant menn er de tilsvarende andelene henholdsvis 30 og 43 prosent. Blant kvinner er det altså flere som støtter opp om kvotering i politikken, enn som er motstandere av dette, mens det blant menn er flere motstandere enn tilhengere av slik kvotering.

Figur 2

Det bør innføres regler som sikrer at det er omtrent like mange kvinner og menn på Stortinget. Oppslutning i befolkningen i alderen 18–79 år.

N = 4 013 (alle) / 2 154 (kvinner) / 1 859 (menn).
Note: Vi har snudd om på svaralternativene i forhold til det som ble angitt i spørsmålet, slik at de vises i rekkefølge fra «helt uenig» til «helt enig».

Tabell 1 viser oppslutningen om kvotering i politikken blant ulike grupper i befolkningen. Vi viser andelene som er helt eller delvis enige i at det bør finnes regler som sikrer at det er omtrent like mange kvinner og menn på Stortinget, og vi ser på forskjeller etter alder, utdanningsnivå (høyeste fullførte utdanning)[4], geografisk bosted og partipreferanse, målt ved stemmegivning ved siste stortingsvalg (i 2021). Andelene vises for alle og separat for kvinner og menn.

Tabell 1

Andel som er helt eller delvis enig i at det bør innføres regler som sikrer at det er omtrent like mange kvinner og menn på Stortinget. Prosent.

Note: Tallene gjelder for respondenter i alderen 18–79 år.

For befolkningen sett under ett (venstre kolonne i tabell 1) er det kun små forskjeller mellom aldersgrupper i oppslutningen om kvotering i politikken, og det er også beskjedne forskjeller mellom personer bosatt i ulike deler av landet. De som har kortest utdanning (grunnskole), slutter imidlertid opp om kvotering i politikken i mindre grad enn grupper med lengre utdanning, og, som vi kunne vente, er det klare politisk skillelinjer. Størst oppslutning om kvotering i politikken ser vi blant velgerne til Rødt og SV (58 og 57 prosent), og lavest oppslutning ser vi blant velgerne til FrP og KrF (24 og 28 prosent). Kvinner er mer positive til kvotering i politikken enn menn i samtlige grupper, men gruppeforskjellene er til dels litt forskjellige. Blant kvinner er det for eksempel de to midtre aldersgruppene (30–44 år og 45–66 år) som er mest positive til kvotering i politikken, mens det blant menn er de eldste (67–79 år) som er mest positive. De politiske skillelinjene er i stor grad sammenfallende for kvinner og menn.

Analyser av betydningen av flere faktorer samtidig

Oversikten i tabell 1 viser altså hvordan oppslutningen om kvotering i politikken varierer med én og én faktor (alder, utdanning, bosted og partipreferanse). For å få en bedre forståelse av sammenhengen mellom synet på kvotering i politikken og de ulike faktorene, har vi inkludert flere faktorer i samme analyse. Vi kan da isolere betydningen av enkeltfaktorer. For eksempel kan vi se på forskjeller mellom aldersgrupper, gitt at de har samme kjønn, utdanning og bosted.

Analysemetode

Synet på kvotering i politikken er altså den avhengige variabelen i disse analysene. Vi har laget en dummyvariabel (med verdier 0/1), der 1 reflekterer at man er helt eller delvis enig i at det bør være slik kvotering, mens de som har valgt et av de andre svaralternativene, har fått verdien 0 (helt eller delvis uenig, verken eller, vet ikke). Kjønn, alder, utdanning, bosted og partipreferanse utgjør de uavhengige variablene i analysene. Deskriptiv statistikk for de uavhengige variablene vises i vedleggstabell 1.

Som analyseteknikk bruker vi en lineær sannsynlighetsmodell. For hver faktor, eller uavhengige variabel, har vi definert en referansegruppe som de øvrige gruppene sammenlignes med. Regresjonskoeffisienten kan da tolkes som forskjeller i sannsynligheten for å ha verdien 1 (enig) sammenlignet med verdien 0 (uenig, verken eller, vet ikke) på den avhengige variabelen mellom ulike kategorier innenfor de uavhengige variablene (kjønn, alder, utdanning, bosted og partipreferanse). Hver kategori sammenlignes da med referansekategorien (Hellevik, 2009; Mood, 2010).

Resultatene vises som plott som angir relative forskjeller mellom de ulike gruppene i sannsynligheten for å være enig i at det bør innføres regler som sikrer at det er omtrent like mange kvinner og menn på Stortinget (se figur 3 og 4). Hver gruppe sees altså i forhold til referansekategorien. Plott til høyre for den vertikale linjen betyr større oppslutning om / enighet i kvotering i politikken enn referansekategorien, mens plott til venstre for den vertikale linjen betyr at en gruppe slutter mindre opp om slik kvotering enn det referansekategorien gjør. Referansekategoriene innenfor hver uavhengige variabel (kjønn, alder, utdanning, bosted og partipreferanse) er plottene som ligger på den vertikale linjen. Plottene som ikke ligger på linjen, viser relative forskjeller innenfor hver variabel. De horisontale strekene viser 90 prosent (tykk strek) og 95 prosent (tynn strek) konfidensintervall. Dersom konfidensintervallene ikke overlapper hverandre eller referansekategorien (den vertikale linjen), foreligger det statistisk signifikante forskjeller mellom ulike grupper for en gitt variabel. For grupper/kategorier med forholdsvis få observasjoner (for eksempel utdanning på grunnskolenivå – se vedleggstabell 1) blir det gjerne stor usikkerhet ved estimatene og dermed brede konfidensintervaller.

Resultater

Analysene for hele befolkningen sett under ett (figur 3, venstre plott) viser at kvinner klart oftere enn menn støtter kvotering i politikken. Dette er det samme mønsteret som vi så i figur 2, og kjønnsforskjellen er altså markant også når vi justerer for alder, utdanning og bosted. For øvrig ser vi at personer i aldersgruppen 45–66 år støtter opp om kvotering i politikken i litt større grad enn den yngste aldersgruppen (18–29 år), og at de som har utdanning på grunnskolenivå, er mindre tilbøyelige til å støtte opp om kvotering i politikken enn de som har allmennfaglig videregående utdanning (referanse). Det er ingen klare forskjeller mellom personer bosatt i ulike deler av landet i oppslutningen om kvotering i politikken.

Figur 3

Det bør innføres regler som sikrer at det er omtrent like mange kvinner og menn på Stortinget. Resultater fra multivariate analyser for alle og separat for kvinner og menn. Betydningen av alder, utdanning og bosted.

Note: Analysene er gjennomført med lineære sannsynlighetsmodeller.
Konstantledd = 0,259 (alle) / 0,447 (kvinner) / 0,321 (menn).
N = 4 013 (alle) / 2 154 (kvinner) / 1 859 (menn).

Analysen for kvinner (figur 3, midtre plott) og analysen for menn (figur 3, høyre plott) viser til dels litt ulike gruppeforskjeller. Blant kvinner er det mer støtte til kvotering i politikken i aldersgruppene 30–44 år og 45–66 år enn i den yngste aldersgruppen (referanse), mens det blant menn er den eldste aldersgruppen som skiller seg klart fra den yngste aldergruppen, med høyere oppslutning om kvotering i politikken. Dette er omtrent det samme mønsteret som vi så i de bivariate analysene i tabell 1, og det gjelder altså også når vi tar høyde for utdanning og bosted. For øvrig ser vi i figur 3 at kvinner med høyere utdanning og kvinner med yrkesfaglig videregående utdanning er mer tilbøyelige til å støtte kvotering i politikken enn kvinner med allmennfaglig videregående utdanning (referanse). Dette mønsteret ser vi ikke for menn. Her er de med grunnskoleutdanning i mindre grad positive til kvotering i politikken enn de som har allmennfaglig videregående utdanning (referanse), men utover dette er det ingen klare forskjeller mellom utdanningsgrupper blant menn. Verken for kvinner eller for menn ser vi klare forskjeller i oppslutning om kvotering i politikken etter hvor de er bosatt i landet.

Figur 4 viser resultatene av analyser av betydningen av politisk ståsted. Vi har definert dem som stemte Arbeiderpartiet ved siste stortingsvalg, som referanse. Også alder, utdanning og bosted inngår i analysene, men vi viser kun resultater for partipreferanse samt for kjønn.[5] Analysene for alle sett under ett (venstre plott) viser at velgerne til Rødt og SV er mer tilbøyelige enn Arbeiderparti-velgerne til å støtte opp om kvotering i politikken, mens velgerne til KrF, Høyre og FrP i mindre grad støtter opp om slik kvotering. Det er noe overraskende at KrF-velgerne i mindre grad støtter kvotering, gitt partiets retningslinjer for kjønnsbalanse på valglistene og i interne styringsorganer. Vi ser også at de som stemte på andre partier og lister enn dem som er definert i analysen, samt de som ikke stemte ved sist stortingsvalg, i mindre grad er positive til kvotering i politikken enn velgerne til Arbeiderpartiet. Det ser altså ut til å være klare politiske skillelinjer i synet på kvotering i politikken, noe vi også så i de bivariate analysene i tabell 1. Mønsteret for betydningen av partipreferanse er omtrent det samme i analysen for kvinner (midtre plott) som i analysen for menn (høyre plott).[6] Selv om mønstrene langt på vei er sammenfallende for kvinner og menn, er det viktig å huske på at oppslutningen om kvotering i politikken er høyere blant kvinner enn blant menn.[7]

Vi kan ellers legge merke til at også denne analysen viser en klar kjønnsforskjell i oppslutningen om kvotering i politikken (figur 4, venstre plott). Også når vi tar hensyn til at kvinner og menn har litt ulike partipreferanser, er kvinner altså oftere enn menn positive til at det bør innføres regler som sikrer at det er omtrent like mange kvinner og menn i politikken.

Figur 4

Det bør innføres regler som sikrer at det er omtrent like mange kvinner og menn på Stortinget. Resultater fra multivariate analyser for alle og separat for kvinner og menn. Betydningen av partipreferanse.

Note: Analysene er gjennomført med lineære sannsynlighetsmodeller. Det er kontrollert for alder, utdanning og bosted.
Konstantledd = 0,284 (alle) / 0,443 (kvinner) / 0,348 (menn)
N = 4 013 (alle) / 2 154 (kvinner) / 1 859 (menn).

Avslutning

Analysene viser at befolkningen som helhet er ganske delt i synet på kjønnskvotering i politikken. Særlig blant menn er det mange som er uenige i at det bør være regler som sikrer at det er omtrent like mange kvinner og menn på Stortinget. Det er også verdt å legge merke til at det er relativt mange som har svart «verken eller» eller «vet ikke». En grunn til at befolkningen er ganske delt i synet på kjønnskvotering i politikken, kan rett og slett være at partipolitikken oppfattes som allerede ganske likestilt og kjønnsbalansert, og at det derfor er flere som syns at det er unødvendig med regler som sikrer kjønnsbalanse. På den andre siden er det overraskende at uenigheten er såpass stor med tanke på at de fleste politiske partiene, med unntak av Høyre og FrP, har slike regler i sine vedtekter. Det er imidlertid ikke sikkert at disse reglene er allment kjent. KrF-velgerne er særlig interessante i denne sammenhengen. De er blant dem som oftest er uenige, noe som er overraskende gitt at partiet lenge har hatt regler for kjønnsbalanse. Det er imidlertid ikke gitt at velgerne mener det samme som partimedlemmer og ledelsen i et politisk parti i alle spørsmål. La oss også knytte en siste kommentar til spørsmålsformuleringen. Vi har spurt om det bør innføres regler som sikrer at det er omtrent like mange kvinner og menn på Stortinget. Spørsmålet kunne vært stilt på en annen måte, gitt at de fleste partiene vedtok slike regler allerede for flere tiår siden. Disse reglene er ikke nødvendigvis godt kjent, men spørsmålsformuleringen kan likevel ha skapt forvirring. Spørsmålet kunne ha vært mer presist, for eksempel ved at vi hadde spurt om oppfatninger om de ordningene som flere av de politiske partiene allerede praktiserer, eller ved at vi hadde spurt mer generelt om i hvilken grad respondentene mener det er viktig eller ikke viktig med en jevn kjønnsrepresentasjon i politiske beslutningsfora.

Litteratur

Allern, E. H., Karlsen, R. & Narud, H. M. (2019). Kvinnerepresentasjon og parlamentariske posisjoner. Tidsskrift for kjønnsforskning, 43(3), 230–245. https://doi.org/10.18261/issn.1891-1781-2019-03-07

Hellevik, O. (2009). Linear versus logistic regression when the dependent variable is a dichotomy. Quality & Quantity, 43(1), 59–74. https://doi.org/10.1007/s11135-007-9077-3

Hernes, H. (1982). Staten – kvinner ingen adgang! Oslo: Universitetsforlaget.

Hernes, H. (1987). Welfare State and Woman Power: Essays in State-Feminism. Oslo: Universitetsforlaget.

Hughes, M. M., Krook, M. L. & Paxton, P. (2015). Transnational Women’s Activism and the Global Diffusion of Gender Quotas. International Studies Quarterly, 59(2), 357–372.https://doi.org/10.1111/isqu.12190

Mood, C. (2010). Logistic Regression: Why We Cannot Do What We Think We Can Do, and What We Can Do About It. European Sociological Review, 26(1), 67–82. https://doi.org/10.1093/esr/jcp006

Seegaard, S. B., Kjær, U. & Saglie, J. (2022). Why Norway has more local councillors than Denmark: a crack in the Nordic gender equality model? West European Politics, 46(2), 401–424. https://doi.org/10.1080/01402382.2022.2050590

Teigen, M. (2003). Kvotering og kontrovers. Om likestilling som politikk. Oslo: UniPax.

Vedlegg

Vedleggstabell 1

Deskriptiv statistikk for analyseutvalget. Vektet. Prosent.

Fotnoter

1. I figur 2 har vi snudd om på svaralternativene i forhold til det som ble angitt i spørsmålet, slik at de vises i rekkefølge fra «helt uenig» til «helt enig».

2. Dette er basert på opplysninger fra respondentene, lagret i GallupPanelet. Vi skiller mellom grunnskoleutdanning, videregående allmennfaglig utdanning, videregående yrkesfaglig utdanning/fagskole, universitets-/høgskoleutdanning inntil 4 år (høyere utdanning, kort) og universitets-/høgskoleutdanning av minst 5 års varighet (høyere utdanning, lang). Som fagskole regnes her yrkesrettet utdanning av ½–2 års varighet som bygger på yrkesfaglig utdanning.

3. Variablene alder, utdanning og bosted har omtrent samme betydning i disse analysene som i analysene vist i figur 3, men det er noen endringer. Forskjellen mellom kvinner med høyere utdanning (kort eller lang) er ikke statistisk signifikant når det justeres for politisk stemmegivning, og for menn er det ingen signifikante forskjeller mellom utdanningsgrupper i den utvidede modellen.

4. Disse analysene viser imidlertid litt færre signifikante forskjeller enn analysen for alle sett under ett (venstre plott), noe som blant annet bunner i at analysene er basert på færre respondenter, og at det dermed er større usikkerhet ved estimatene.

5. Konstantleddet er derfor høyere i analysen for kvinner enn i analysen for menn (se note til figur 4).

6. Venstre har kun kvotering for interne styringsorganer, mens kandidatkvotering (som som oftest vil si at det praktiseres annenhver mann og kvinne) er reguleringer som er vedtektsfestet i partiene Rødt, SV, Arbeiderpartiet, Senterpartiet og KrF.

7. Vi har ikke undersøkt holdninger til ulike former for kvotering i politikken, for eksempel om det skal være lovregulering av kjønnsfordelingen på Stortinget eller som nå, med at partiene selv har vedtatt regler for kjønnssammensetning.