Kommunestyre- og fylkestingsvalget, velgerundersøkelsen

Stemmerett ved stortingsvalg har norske statsborgere som fyller 18 år innen utgangen av valgåret. I kommunestyre- og fylkestingsvalget har i tillegg nordiske statsborgere stemmerett dersom de ble registrert som bosatt i Norge senest 30. juni i valgåret. Andre utenlandske statsborgere har stemmerett dersom de har stått innført i folkeregisteret som bosatt sammenhengende de siste tre årene før valgdagen.

Politisk interesse

Spørsmålene er stilt som følger: Hvor interessert i er du i politikk generelt?

Svært interessert, ganske interessert, lite interessert, helt uinteressert. I tabellene viser vi andelen som har svart Svært interessert eller ganske interessert.

Personstemmer

Det kan være mange grunner til at man gir personstemmer. Hvilken rolle spilte følgende grunner til at du ga personstemme ved kommunevalget?

Spilte en stor rolle, Spilte en viss rolle, Spilte ingen rolle I tabellene viser vi andelen som har svart Spilte en stor rolle eller Spilte en viss rolle.

Årsaker til ikke å stemme

Det kan være mange grunner til at folk ikke stemmer ved et kommunevalg. Merk av i hvilken grad følgende grunner var viktige for at du ikke stemte ved dette kommunevalget: Svært viktig, Nokså viktig, Mindre viktig, Ikke viktig. I tabellene viser vi andelen som har svart Svært viktig eller Nokså viktig.

Standard for utdanningsgruppering (NUS)

Standard for gruppering av personer etter innvandringsbakgrunn

Standard for kommuneklassifisering

Navn: Kommunestyre- og fylkestingsvalget, velgerundersøkelsen
Emne: Valg

Seksjon for befolkningsstatistikk

Kommunestørrelse

Hvert 4. år (valgår)

Ikke relevant

Alle kjennetegn som kan identifisere enkeltpersoner blir fjernet fra datamaterialet. Anonymiserte mikrodata lånes ut til forskning gjennom NSD.

Formålet er å beskrive, analysere og lage statistikk om ulike gruppers deltakelse i valget. Sentrale problemstillinger er: I hvilken grad partivalg varierer med bakgrunns kjennetegn som kjønn, alder, utdannelse og innvandringsbakgrunn. Hvilke årsaker oppgir de som ikke stemte i valget for å ikke stemme. Hvor aktive er velgerne i å diskutere valget. Hvilke informasjonskanaler var viktige i valgkampen. Hvilke nivåer i politikken som kommune, fylkes og rikspolitikk opptar folk. Hvilke grunner oppga de velgerne som endret stemmeseddelen til å gjøre det (f.eks kandidatens standpunkt, personlig kjennskap, kjønn, etnisitet).

SSB gjennomførte den første kommunevalgsundersøkelsen i 1971. Men først i 1995, etter initiativ og finansiering fra Institutt for samfunnsforskning (ISF), ble den neste gjennomført. I 2019, og mellom 1995-2007, har SSB og ISF samarbeidet om undersøkelsen. Fra 1987 til 2011 ble det gjennomført egne velgerundersøkelser blant utenlandske statsborgere og innvandrere i forbindelse med lokalvalgene.

I 2019 og 2015 er det samme skjemaet benyttet til alle stemmeberettigede. Det er trukket tilleggsutvalg av innvandrere, barn av innvandrere og utenlandske statsborgere med stemmerett.

Journalister i lokale- og riksmedier er viktige brukere. De politiske partiene og interesseorganisasjoner er andre viktige brukergrupper. Studenter og skolelever, bloggere, forskere og generelt politisk interesserte borgere er andre brukergrupper.

Ingen eksterne brukere har tilgang til statistikk før den er publisert samtidig for alle kl. 08.00 på ssb.no etter forhåndsvarsling senest tre måneder før i Statistikkalenderen Dette er et av de viktigste prinsippene i SSB for å sikre likebehandling av brukerne. likebehandling av brukerne.

Adgang til tallene før publisering:

Som en del av samarbeidet om produksjonen mottar ISF avidentifiserte og anonyme datasett. SSB publiserer statistikk fra undersøkelsen samtidig som ISF publiserer sine analyser.

Statistikken publisert av SSB inngår i et valgstatistisk system sammen med statistikk for stortingsvalg, sametingsvalg og lokale folkeavstemninger. Dette inngår i SSBs personstatistikk sammen med blant annet befolkningsstatistikk og levekårsstatistikk med felles begreper og definisjoner.

Frivillig samtykkebasert, Statistikkloven § 4 og 10

Ikke relevant

Statistikken omfatter ett utvalg av alle med stemmerett og er representativ for både norske og utenlandske borgere med stemmerett.

I henhold til Statistikkloven leverer Valgdirektoratet administrative registerdata over manntallet til SSB. SSB mottar administrative data over manntallet før valget. SSB kopler disse opplysningene sammen ved hjelp av en unik identifikasjonsnøkkelen for hver person i manntallet til SSBs befolkningsregister. Hele manntallet er trekkgrunnlag for utvalget.Formålet med velgerundersøkelsen er å beskrive, analysere og lage statistikk om ulike gruppers deltakelse i valget. En sentral problemstilling er: I hvilken grad partivalg varierer med bakgrunns kjennetegn som kjønn, alder, utdannelse og innvandringsbakgrunn. I 2023 har vi et representativt utvalg på 5 450 velgere som har svart på spørsmål om stemmegivning i 2023.

Lokalvalgsundersøkelsen har flere formål, i noen av analysene vil en være spesielt opptatt av forskjeller mellom kommunene. Folketallet i norske kommuner varierer mellom rundt 200 og over en halv million. Hvis formålet er å studere norske velgeres atferd og ta hensyn til bosettingsmønster etc vil utvalget gjerne bli for lite i de kommunene det ikke bor så mange. I lokalvalgene har også utenlandske statsborgere stemmerett, myndighetene som er ansvarlige for integrering i samfunnet finansierer et utvalg med innvandrerbakgrunn i undersøkelsen.

Svarandelen i bruttoutvalget, blant dem som stemte ved valget i 2023, er 67 prosent. I tillegg har vi et utvalg på 1 970 velgere med innvandrerbakgrunn. Svarutvalget er justert etter andelene i manntallet for variablene: kommunestørrelse, andel førstegangsvelgere, kjønn, aldersgrupper og utdanningsnivå. Svarutvalget er også kalibrert etter partienes oppslutning i kommunestyrevalget. Opplysningene er ajourholdt mot valgdeltakelse i register.

I analysene av velgervandringene mellom to valg benytter vi paneldata, der vi intervjuer de samme velgerne ved to valg. Dette motvirker feilen som kan oppstå når noen ikke husker hvilket parti de stemte på for fire år siden, eller av andre grunner oppgir feil parti. Ved de siste valgene har panelutvalget økt sammenliknet med tidligere. For å studere velgervandringene mellom 2019 og 2023 har vi et utvalg på 2 760. Vi har også nå langt bedre data om hjemmesittergruppen.

Datainnsamlingen i 2019 for utvalg 1 og utvalg 3 ble foretatt ved selvutfylling på web. I utvalg 2 ble det benyttet både web og telefon. Skjemaet tok i gjennomsnitt 25 minutter å besvare. Feltperioden var fra 10/09 til 05/11 – 2021. De som ikke svarte (frafallet) ble bedt om å fylle ut et kort skjema på 5 minutter.

Respondentene kunne velge om de ville svare på norsk, engelsk, polsk, litauisk, urdu eller somali.

Svarprosent i 2019 for de ulike utvalgene

Utvalg_1: 35 prosent, Utvalg_2: 54 prosent: Utvalg_3: 35 prosent

Resultatene som viser partivalg etter bakgrunnskjennetegn kommer fra hovedundersøkelsen eller fra oppfølgingsundersøkelsen blant frafallet. Disse estimatene baserer seg derfor på flere observasjoner enn de øvrige tabellene.

I resultatene fra undersøkelsen er det tatt hensyn til ulik trekksannsynlighet etter kommunestørrelse og innvandringskategori, samt ulik svarvillighet etter en rekke kjennetegn SSB har tilgang til for hele utvalget (registerkjennetegn). Estimatene fra undersøkelsen er vektet/ kalibrert etter kjennetegn i populasjonen som kommunestørrelse, kjønn, alder, utdannelse, stemt – ikke stemt, innvandringsbakgrunn, landbakgrunn og i visse tilfeller partivalg.

Se for øvrig Rapporter 2020/47, eller dokumentasjonsrapporter for undersøkelsene

https://www.ssb.no/valg/artikler-og-publikasjoner/_attachment/438967?_ts=1763bf2ab40

https://www.ssb.no/valg/artikler-og-publikasjoner/_attachment/455108?_ts=179d0ee74d8

Ikke relevant

Prikking ved mindre en 25 enheter.

Sammenlignbar med tidligere velgerundersøkelser i forbindelse med lokalvalg.

Som en del av kvalitetskontrollen av undersøkelsen sammenliknes estimater fra undersøkelsen med offisiell valgstatistikk. Vi kan blant annet sammenlikne partifrekvensen i utvalget med det offisielle valgresultatet for partiene. Slike avvik mellom svarene fra undersøkelsen og offisiell valgstatistikk kan skyldes ulike typer målefeil (innsamlingsfeil og bearbeidingsfeil), skjevhet innført ved frafall og utvalgsvarians.

Målefeil

Målefeil er avviket mellom den sanne verdi og den målte verdi. I mange tilfeller vil det by på store problemer å definere hva som er en sann verdi, spesielt i måling av holdninger, ønsker og liknende. Målefeil er gjerne den feilkilden som gjør mest skade på resultatet av statistiske undersøkelser. Men de er gjerne vanskelige å avdekke med mindre de er helt åpenbare. Feil kan oppstå i det intervjuet foretas, altså i møte mellom intervjuer og respondent. Målefeil kan komme av at intervjupersonen avgir feil svar. Det kan skyldes vansker med å huske forhold tilbake i tiden. Det kan også skyldes misforståelser av spørsmål. Når det blir spurt om forhold som folk erfaringsmessig finner kompliserte, må en regne med å få en del feilaktige svar. Virkningen av feil kan være av betydning i noen tilfeller. Det gjelder særlig hvis feilen er systematisk, det vil si at den samme feilen gjøres relativt ofte. Tilfeldige feil har forventningen 0, og medfører ikke skjevhet i estimatene. En tenker seg at feil som ikke er systematiske trekker like mye i hver retning, og at de derfor har svært liten effekt.

I valgundersøkelsene spør vi om respondentene stemte i valget. Vi innhenter også opplysninger om respondentene har stemt eller ikke fra manntallskontorene. Ved å kombinere disse to kildene kan vi estimere målefeilen for denne variabelen. Analyser viser at det gir samsvar mellom de to kildene i om lag 95 prosent av tilfellene. Mellom 4-5 prosent oppgir at de har stemt uten at registeret kan bekrefte dette, mens det er under 1 prosent hvor det er merket av i registeret fra manntallskontoret at respondentene har stemt mens de selv sier de ikke har stemt. Dette fenomenet er velkjent fra metodelitteraturen og kalles en tendens til å svare sosialt ønskelig. Siden det foreligger en slags norm i samfunnet at man bør delta i valget, er det en tendens til noen av de som takker ja til å være med i undersøkelsen som av ulike grunner ikke har deltatt i valget allikevel hevder de har gjort det. Vi ser her altså et eksempel på en målefeil som er relativ liten og som i de fleste tilfeller vil ha liten betydning for analyser av valgadferd. Samtidig så er det et eksempel på en målefeil som ikke jevner seg ut på det aggregerte nivået siden det er en klar retning i feilen. Denne feilen retter vi imidlertid opp ved å kun ta med dem som faktisk har stemt i analysene.

Målefeil kan komme av at intervjupersonen avgir feil svar. Det kan skyldes vansker med å huske forhold tilbake i tiden. Det kan også skyldes misforståelser av spørs­mål. Når det blir spurt om forhold som folk erfaringsmessig finner kom­pliserte, må en regne med å få en del feilaktige svar. Be­ar­bei­dingsfeil er avvik mellom den verdien som registreres inn og den verdien som til slutt rapporteres ut. Gjennom ulike kontroller har man søkt å finne feil og rette dem opp.

Når en har rettet opp feil så langt som det er mulig, er erfaringen at de statistiske resultatene i de fleste tilfeller påvirkes forholdsvis lite av både innsamlingsfeil og bearbeidingsfeil. Virkningen av feil kan likevel være av betydning i noen tilfeller. Det gjelder særlig hvis feilen er systematisk, det vil si at den samme feilen gjøres relativt ofte. Tilfeldige feil har forventningen 0, og medfører ikke skjevhet i estimatene. En tenker seg at feil som ikke er systematiske trekker like mye i hver retning, og at de derfor har svært liten effekt.

Frafallsfeil

I utvalgsundersøkelser er det frafall, dvs. at det er noen – ofte mange – som ikke svarer på undersøkelsen. Dersom personer med bestemte kjennetegn deltar systematisk mindre enn andre, oppstår en systematisk skjevhet. Systematiske skjevheter vil føre til at de som er intervjuet ikke er representative for den populasjonen man er ute etter å undersøke. Av den grunn er det viktig å ha oversikt over frafallet, slik at man får kjennskap til hvor skjevt utvalget er i forhold til populasjonen. Det gjør det også mulig å korrigere utvalget for kjente skjevheter.

Frafall fører til at vi mister kontroll over trekkemekanismen eller seleksjons-mekanismen, dermed blir trekksannsynligheten ukjent. Frafall fører til en del praktiske problemer, det kan føre til at estimatene blir skjeve og det kan føre til at de statistiske usikkerhetsmålene vi benytter blir feil. Noen ganger er frafall en alvorlig utfordring for kvaliteten på statistikken andre ganger ikke. Lite frafall og høy svarprosent er i seg selv ikke en tilstrekkelig indikasjon på perfekt eller høy datakvalitet. Sammenhengen mellom frafall og den skaden den gjør på kvaliteten av statistikken er kompleks og kan variere fra en undersøkelse og undergruppe til en annen. Den vil også variere mellom variabler og undergrupper innenfor samme undersøkelse.

I metodelitteraturen er det vanlig å operere med tre forskjellige scenarioer eller «idealmodeller» for frafallet

(1) MCAR Missing Completely at Random ingen skjevhet i frafallet, helt tilfeldig hvem som deltar og ikke deltar i undersøkelsen.

(2) MAR Missing-at-random frafallet kan tilbakeføres til en observerbar variabel vi har tilgang til som gjør at vi kan rette opp skjevheten innført ved frafall.

(3) NMAR Not-Missing-At-Random frafallet fører til skjevhet vi ikke har kontroll over. Denne feil mekanismen er i realiteten ukjent og det anbefales derfor at man undersøker effekten av frafallet under de ulike scenarioene.

Vi ser gjennomgående at svarprosenten er høyere for dem som deltok i valget sammenliknet med dem som ikke deltok i valget. Dette har blitt påvist helt siden SSB begynte med velgerundersøkelser i 1969.

Vi har også observert fra analyser av frafallet i tidligere valgundersøkelser at det er en korrelasjon mellom å delta i undersøkelsen og kjennemerker som kjønn, aldersgruppe og utdanning. Menn deltar gjerne litt mer enn kvinner, de yngste deltar litt mindre enn de middelaldrende og de eldste.

Dersom personer med bestemte kjennetegn deltar systematisk mindre enn andre, oppstår en systematisk skjevhet. Systematisk skjevheter kan være uheldige fordi de fører til nettoutvalget (de som er intervjuet) ikke er representativt for den populasjonen man er ute etter å undersøke. Vi klarer å rette opp noe av denne skjevheten ved å vekte/kalibrere etter de variablene vi har tilgang til for hele populasjonen. Estimatene fra undersøkelsen er kalibrert etter kjennetegn i populasjonen som kjønn, alder, utdannelse, innvandringsbakgrunn, landbakgrunn, stemt – ikke stemt og partivalg.

For oversikt over frafall i velgerundersøkelsene se Rapport 2020/47 og dokumentasjon for de enkelte årgangene.

Utvalgsvarians

Det er en rekke feilkilder som kan få estimatet fra en undersøkelse til å avvike fra den sanne verdien i populasjonen. Det er som regel ikke mulig å beregne effekten av disse feilene. Prinsippene bak statistisk usikkerhet og beregning av feilmarginer ved enkel tilfeldig trekking gir allikevel en god illustrasjon på hvordan en skal tenke rundt slutninger fra utvalg til populasjonen

Utvalget til velgerundersøkelsen er trukket tilfeldig fra manntallet. Gjennom utvalgsundersøkelser kan vi anslå forekomsten av ulike fenomener i en stor gruppe (populasjonen) ved å måle forekomsten bare i et mindre utvalg som er trukket fra populasjonen. Det gir store besparelser sammenlignet med om vi skulle gjennomført målingen i hele populasjonen, men samtidig får vi en viss usikkerhet i anslagene. Denne usikkerheten kan vi beregne når vi kjenner sannsynligheten for at hver enkelt enhet i populasjonen skal bli trukket til utvalget.

Metoden som brukes til å beregne et anslag (estimatet), kalles en estimator. Det er to aspekter ved en estimator som er viktige. For det første bør estimatoren gi omtrent korrekt verdi ved gjentatte forsøk. Det vil si at den ”treffer målet” i den forstand at ved gjentatt trekking av utvalg, vil gjennomsnittsverdien av estimatene være sentret rundt den sanne populasjonsverdien; estimatoren er forventningsrett. I tillegg trenger vi et mål på hvor stor variasjon rundt populasjonsverdien estimatene har ved gjentatt trekking av utvalg. Det er denne variasjonen som er den statistiske usikkerheten til estimatet, og det vanlige målet er standardfeilen, SE (fra det engelske begrepet ”standard error”), til estimatet.

SE er definert som det estimerte standardavviket til estimatoren. SE forteller dermed hvor mye et anslag i gjennomsnitt vil avvike fra den sanne verdien.

Som en illustrasjon: La oss si vi ønsker å estimere prosentandelen kvinner, P₀,i en befolkning (populasjon) med størrelse N. Anta utvalget av størrelse n er trukket tilfeldig, det vil si at alle enheter har samme sannsynlighet n/N for å bli med i utvalget. La P være prosentandelen kvinner i utvalget. Da er P en forventningsrett estimator for P₀ og standardfeilen er gitt ved:

Estimeringsfeilen vi begår er forskjellen mellom P og P₀. Denne er selvfølgelig ukjent, men vi kan gi et anslag, feilmarginen, på hvor stor den med en gitt sannsynlighet kan være. Feilmarginen er definert som 2·SE. Intervallet

(P – 2·SE, P + 2·SE)

er et 95 prosent konfidensintervall. Det betyr at sannsynligheten for at intervallet dekker den sanne verdien P₀ er 0,95 (95 prosent). Eller sagt på en annen måte, ved gjentatte utvalg, så vil 95 prosent av intervallene dekke den sanne verdien P₀. Vi sier da et det er 95 prosent sikkerhet for at det beregnede intervallet dekker den sanne verdien.

I de fleste utvalgsundersøkelsene i SSB utgjør utvalget en svært liten del av populasjonen. Undersøkelsene tar sikte på å dekke store populasjoner, som for eksempel alle norske velgere. Utvalgene som skal dekke disse populasjonene er små i forhold til populasjonsstørrelsene. Det betyr at utvalgsandelen n/N er neglisjerbar i formelen for SE, og vi kan benytte formelen

SE = Rot(P(100-P)/n

Konfidensintervallets størrelse er avhengig av størrelsen på utvalget, men ikke av populasjonen. Standardfeilen blir mindre dess flere som er med i utvalget, og sammenhengen mellom størrelsen på standardfeilen og n er ikke lineær. For å få standardfeilen halvert, med samme verdi av P, så må utvalgsstørrelsen firedobles. Standardfeilen er størst når utvalgsresultatet er 50 prosent, og avtar symmetrisk etter hvert som prosentandelen nærmer seg 0 og 100.

Tabell A.1 Standardfeil i prosentpoeng for observerte prosentandeler ved ulike utvalgsstørrelser, for enkelt tilfeldig utvalg.

Et utvalgsresultat på 40 prosent fra enkelt tilfeldig utvalg med 1000 enheter har en standardfeil på 1,5 prosentpoeng. Dvs. at feilmarginen er 3 prosentpoeng og 95 prosent konfidensintervall er (37 - 43) prosent. Vi kan anslå med 95 prosent sikkerhet at andelen i populasjonen ligger mellom 37 og 43 prosent.

Det er vanlig å operere med et sikkerhetsnivå på 95 prosent, men konfidensintervall kan konstrueres for andre sikkerhetsnivå. Da må standardavviket multipliseres med et annet tall enn 2.

Ofte er det ønskelig å sammenligne prosenttall for flere grupper. Når to usikre tall sammenlignes, vil usikkerheten på forskjellen mellom dem vanligvis bli større enn usikkerheten knyttet til hvert enkelt tall. Standardfeilen til forskjeller mellom to prosenttall er lik kvadratroten av summen av kvadratene av standardfeielene til enkelttallene. Når en har anslag for standardavvikene til slike forskjeller, kan en konstruere konfidensintervall for den sanne verdi på samme måte som beskrevet ovenfor.

Ikke relevant