Oppgrader til nyeste versjon av Internet eksplorer for best mulig visning av siden. Klikk her for for å skjule denne meldingen
Ikke pålogget
{{session.user.firstName}} {{session.user.lastName}}
Du har tilgang til Idunn gjennom , & {{sessionPartyGroup.name}}

Diskriminering i arbeidslivet - Resultater fra randomiserte felteksperiment i Oslo, Stavanger, Bergen og Trondheim

Fafo, NTNU

Fafo

Høgskolen i Oslo og Akershus

Universitetet i Oslo

Politihøgskolen i Oslo

  • Side: 352-382
  • Publisert på Idunn: 2014-12-03
  • Publisert: 2014-12-03

Ved hjelp av randomiserte felteksperiment undersøkes utbredelsen av diskriminering i arbeidsmarkedet i fire byer: Oslo, Stavanger, Bergen og Trondheim. Felteksperimentene er basert på likelydende jobbsøknader med typisk pakistansk og typisk norsk navn, og responsen fra arbeidsgiverne dokumenterer systematisk forskjellsbehandling i favør av søkere med norsk navn, men forskjellene er mindre enn en tidligere norsk studie fant. I motsetning til vår utgangshypotese fant vi noe mindre diskriminering i Stavanger, Bergen og Trondheim enn i Oslo, men forskjellen er relativt liten og ikke statistisk signifikant.

Nøkkelord: Diskriminering, arbeidsmarked, felteksperiment, minoriteter

Discrimination in the labor market Results from randomized field-experiments in Oslo, Stavanger, Bergen and Trondheim

Building on randomized field-experiments in the Norwegian labor market this study documents the prevalence of discrimination in four Norwegian cities: Oslo, Stavanger, Bergen and Trondheim. Using a typical Pakistani name and a typical Norwegian name we have sent identical job applications to publically advertised jobs, and the call-backs from the employers’ reveal systematic discrimination in favor of the applicants with Norwegian name, yet the overall level of discrimination is lower than found in a previous study. Contrary to our expectations, we found less discrimination in the cities outside Oslo, yet the differences are small and not statistically significant.

Keywords: Discrimination, labor market, field experiment, ethnic minorities.

Diskriminering er en hindring for integrasjon av innvandrere og etterkommere av innvandrere i arbeidsmarked og samfunnsliv (OECD 2013). Politisk er likebehandling en viktig verdi i moderne samfunn, og forskjellsbehandling på grunn av etnisitet, religion eller livssyn er forbudt i henhold til diskrimineringsloven om etnisitet (2013, § 6). Likhet for loven er imidlertid en nødvendig men ikke tilstrekkelig betingelse for likebehandling, og flere studier tyder på at det foregår diskriminering i arbeidslivet, særlig i den første fasen av ansettelsesprosessen (Birkelund et al., 2014 Midtbøen, 2013; Midtbøen og Rogstad, 2012a; Pager og Shepherd, 2008; Bertrand og Mullainathan, 2004; Riach og Rich, 2002; Rogstad, 2001 og 2006; Petersen, Saporta og Seidel, 2000). Dette er problematisk både for dem det angår og for samfunnet som helhet, fordi tilgang til jobb er viktig for individers velferd, integrering og selvfølelse, og høy arbeidsmarkedsdeltakelse er samfunnsøkonomisk nødvendig for å opprettholde et høyt velferdsnivå.

Ved inngangen til 2013 utgjorde innvandrerbefolkningen 14 prosent av den samlete befolkningen i Norge: Nærmere 600 000 innvandrere, og 117 000 norskfødte personer med to innvandrere som foreldre (Høydal, 2014). En holdningsundersøkelse blant ikke-vestlige innvandrere viste at nærmere 20 prosent hadde opplevd diskriminering i arbeidslivet (IMDi-rapport 2008: figur 5:1). Mens innvandrere ofte har hatt problemer med å bli integrert i arbeidslivet – blant annet på grunn av språkvansker – er etterkommerne deres vokst opp i Norge, og de fleste har utdanning fra norske utdanningsinstitusjoner. Mange etterkommere etter innvandrere er i dag i ferd med å innta arbeidsmarkedet. Lakmustesten på integrering knyttes derfor i første rekke til hvilke muligheter disse gruppene får (Henriksen, 2007). Norske studier tyder på at mange etterkommere etter innvandrere har høy utdanningsmotivasjon og gjør det bedre enn antatt når vi tar hensyn til deres utgangspunkt, som ofte kan være foreldre med lav eller liten utdanning (Birkelund og Mastekaasa, 2009). Derfor er det ekstra viktig å undersøke om etterkommere etter innvandrere blir usaklig forskjellsbehandlet når de går ut i arbeidslivet.

Forskjeller mellom innvandrere, etterkommere etter innvandrere og majoritetsbefolkningen kan skyldes en rekke forhold, både ting vi kan observere, for eksempel utdanning, og uobserverte forhold, som for eksempel innsatsvilje. Det er derfor vanskelig å måle diskriminering (se under). En anerkjent fremgangsmåte er å bruke randomiserte felteksperiment (Bovenkerk, 1992; OECD, 2013), og denne artikkelen presenterer nye resultater fra to norske felteksperiment. Vi har undersøkt hvordan arbeidsgivere i Oslo responderer på jobbsøknader fra fiktive personer sammenlignet med arbeidsgivere i Stavanger, Bergen og Trondheim. Undersøkelsene våre bygger på Midtbøen og Rogstad (2012a) sin studie av diskriminering i Oslo-området fra 2009–2010. Vi bidrar med nye empiriske funn som kan supplere tidligere resultater og dokumentere eventuelle forskjeller mellom regionale arbeidsmarked i Norge. Oslo er befolkningsmessig mer heterogen enn andre byer i Norge, og holdningsundersøkelser tyder på at respondenter i Oslo og Akershus er noe mer liberale til innvandring enn i andre landsdeler (Blom, 2013: 30). Dette kan innebære mindre diskriminering i Oslo. Men etterspørselssiden i det regionale arbeidsmarkedet er også viktig, og spørsmålet er om det er regionale forskjeller i arbeidsledighet.

Figur 1. Registrerte arbeidsledige 15–74 år, etter geografi (prosent) Kilde: www.ssb.no/statistikkbanken. Tabell 04471.

Regionale arbeidsmarked

Vi gjennomførte felteksperimentene høsten 2011 i Oslo, og vår/sommer 2012 i Stavanger, Bergen, Trondheim og områdene rundt byene. Figur 1 viser arbeidsledighetsstatistikk for de fire byene på samme tid. Oslo hadde en arbeidsledighet på rundt 3 prosent, mens Stavanger lå lavest med ca. 1,5 prosent. Sammenlignet med andre land er dette svært lave tall, men arbeidsledigheten er høyere i Oslo, noe som tilsier at vi kan forvente noe lavere etterspørsel – og kanskje mer diskriminering – i Oslo enn i de øvrige byene.

Det er altså regionale variasjoner i arbeidsmarkedene selv om de er små. I felteksperimentene har vi valgt å bruke pakistanske navn fordi dette er den største etterkommergruppen etter innvandrere fra ikke-vestlige land i Norge.1 Vi kan belyse to forskningsspørsmål: (i) Diskriminerer arbeidsgivere mot jobbsøkere med et typisk pakistansk navn? (ii) I så fall, er det forskjell mellom Oslo og andre norske byer (Stavanger, Bergen, Trondheim) med hensyn til grad av diskriminering?

Metodiske utfordringer

Det er vanskelig å måle diskriminering, fordi det ofte er mange forskjellige årsaker til at en arbeidsgiver foretrekker en person fremfor en annen. Selv-rapporterte data kan være problematiske. Diskriminering er ulovlig juridisk, så det er lite sannsynlig at intervju med arbeidsgivere gir et dekkende bilde selv om de kan bidra med relevant informasjon om vurderinger og valg under ansettelsesprosessen. Men dersom man vil måle omfanget av diskriminering i arbeidsmarkedet, vil arbeidsgiverintervjuer være en lite egnet metode.

Intervju med jobbsøkere kan også gi et skeivt bilde av situasjonen, ettersom disse vanligvis ikke har oversikt over hvem de konkurrerer mot. Derfor kan jobbsøkere som tapte konkurransen fordi en annen var bedre kvalifisert, anvende det Goffman kaller secondary gains: «The stigmatized individual is likely to use his stigma for `secondary gains', as an excuse for ill success that has come his way for other reasons» (Goffman, 1963: 20). I så fall benyttes en antatt negativ egenskap som forklaring på mangel på suksess: Jeg fikk ikke jobben fordi jeg er kvinne, eller fordi jeg er innvandrer. Dette kan, men behøver ikke, være korrekt.

Randomiserte felteksperiment er en bedre metode for å kartlegge omfanget av diskriminering. Felteksperimentene innebærer at vi sender to likeartete søknader til offentlig utlyste jobber. Vi har brukt typisk pakistanske og typisk norske navn. ‘Kontrollgruppen’ i denne type felteksperiment er tilbakemeldingene til søkerne med typisk norske navn, og den gjennomsnittlige forskjellen mellom de to gruppene i respons fra arbeidsgiverne gir et mål på diskriminering av den ene gruppen søkere, sannsynligvis søkere med typisk pakistanske navn.2 I henhold til innarbeidet konvensjon (se Bovenkerk et al., 1994) har vi i hvert felteksperiment sendt nærmere 600 søknader, dvs. vi har søkt på ca. 300 utlyste stillinger. Felteksperimentene er blitt gjennomført i to faser. Første fase, 28.09.11 til 6.01.12, omfattet 289 jobber i Oslo. Andre fase, 7.02.12 til 18.09.12, omfattet 298 jobber i Stavanger, Bergen og Trondheim og områdene rundt byene (særlig Sandnes-regionen). Vi sendte likelydende jobbsøknader, enten fra to menn eller fra to kvinner. Søknadene var utstyrt med CV-er som viste samme type og samme lengde utdanning og lik arbeidserfaring. For å unngå at arbeidsgiverne skulle mistenke at de ble utsatt for et eksperiment, randomisere vi hvor formelt søknadene ble skrevet (se appendiks B). Eventuell betydning av formell/mer uformell stil i søknaden skal vi senere teste separat. Deretter registreres om arbeidsgiverne tar kontakt (i faglitteraturen omtalt som call-back). I søknadene er det oppgitt både e-postadresse og mobiltelefonnummer, og dermed kunne vi registrere hvilke søknader som fikk call-back: begge, bare en, eller ingen. Det kan også registreres om arbeidsgiverne tar kontakt fordi de ønsker å kalle søkerne inn til intervju, eller om de ber om mer informasjon. Forskjell i call-back er et valid mål på diskriminering, fordi med dette designet er det kun navnet som er opphav til eventuell forskjellsbehandling.3 Midtbøen og Rogstad (2012a) gjennomførte den første norske felteksperimentstudien i arbeidsmarkedet.4 De søkte på offentlig utlyste jobber i Oslo-området og fant en overordnet call-back rate på 1,67 for menn og 1,20 for kvinner, noe som tyder på klar urettmessig forskjellsbehandling av særlig mannlige jobbsøkere med typisk pakistansk navn. Det er altså ingen grunn til å betvile at etniske minoriteter (i alle fall personer med pakistansk opprinnelse) har vanskeligheter i den første fasen av ansettelsesprosessen.

Komparative studier

Felteksperiment i arbeidsmarkedet er gjennomført i en rekke land (se appendiks A). I korte trekk dokumenterer alle studiene diskriminering, men i ulik grad. En studie fra Stockholm og Göteborg-regionen fikk en call-back rate på 1,5 – navn fra Midtøsten (Carlsson og Rooth, 2007). En annen svensk studie (fra Stockholm-regionen) fant en call-back rate på 1,8 – østafrikanske og arabiske navn (Bursell, 2014). Flere studier i USA dokumenterer call-back rater mellom 1,46 og 1,49 – navn som konnoterer rase (Jaquemet og Yannelis, 2012; Bertrand et al., 2004 og 2005). En fransk studie fant call-back rater mellom 1,55 og 2,77 – marokkanske navn (Duguet, 2010). Canada fant en call-back rate på 1,46 – kinesiske navn (Oreopoulos, 2009), og i Australia fikk man en call-back rate på 1,67 – også kinesiske navn (Booth et al., 2012). Alle studier bruker typiske navn fra majoritetsbefolkningen som referansegruppe. En fersk studie fra Nederland basert på et elektronisk jobbsøkernettsted viser at arbeidsgiverne i større grad sjekket CV-ene til dem som hadde et ikke-fremmedklingende navn (Blommaert, Coenders og Tubergen, 2014).

Det er selvsagt fristende å konkludere at det er mer diskriminering i ett land enn i et annet, men både eksperimentenes forskningsdesign og kontekstuelle forhold gjør det problematisk å sammenligne dem direkte. Ofte har man sett på ulike yrker, stillingstyper og bransjer, undersøkelsene er utført på forskjellig tidspunkt slik at etterspørsel etter arbeidskraft kan variere, og land varierer også med hensyn til ansettelsesregler og -kontrakter.

Teoretiske perspektiver

Hvorfor forekommer diskriminering? På individnivå er det vanlig å skille mellom to hovedforklaringer: diskriminering basert på fordommer/preferanser, og diskriminering basert på mangel på informasjon. Et tredje perspektiv, institusjonell diskriminering, er mer strukturelt fundert. Det er ikke mulig å skille empirisk mellom disse forklaringene ved hjelp av våre data, så vi vil kun gjengi kort hva som er hovedargumentet i hvert perspektiv.

Fordommer kan forårsake diskriminering og bidra til å opprettholde sosial ulikhet (Allport 1954). Fordommer er basert på følelser og holdninger – positive eller negative – som individer har mot ut-grupper. Teorien om preferansebasert diskriminering (Becker, 1971; Arrow, 1972) tar utgangspunkt i eksogent gitte fordommer for å forstå rasediskriminering i USA. Arbeidsgiver kan la være å ansette den mest produktive jobbsøker på grunn av egen eller andres (kolleger, kunder/klienter) fordommer. Man kan ha fordommer mot en bestemt gruppe, for eksempel pakistanske jobbsøkere, eller man ha fordommer mot alle som ikke er fra majoritetsbefolkningen, dvs. alle innvandrere og deres etterkommere. Mens det første er diskriminering av en bestemt ut-gruppe, er det andre uttrykk for inn-gruppe favorisering. Sistnevnte perspektiv er mye brukt både for å forklare diskriminering mot kvinner, minoriteter, eldre og andre. En variant av dette perspektivet vektlegger menneskers tendens til ikke-kognitiv, automatisk inn- og utgruppeklassifisering, også kalt implisitt bias (Greeenwald et al., 1998; Reskin, 1999; Waldinger og Lichter, 2003; Jost et al., 2009), hvor andre individ enten klassifiseres en av oss eller som en av dem. I motsetning til diskriminering basert på fordommer/preferanser er ikke arbeidsgiverne klar over sin egen implisitte bias, som likefullt kan tenkes å prege deres beslutninger. Midtbøen og Rogstad (2012a) mener arbeidsgiverne har implisitte forestillinger om kulturelle verdier på arbeidsplassen, og klassifiserer hvem av jobbsøkerne som passer inn i den norske væremåten.

Diskriminering basert på informasjonsmangel tar utgangspunkt i at arbeidsgivere ikke har spesielle preferanser for eller mot bestemte grupper. Men det antas at de har begrenset informasjon om jobbsøkerne, slik at de er usikre på hvor produktive søkerne vil være hvis de får jobben (Phelps, 1972; Arrow, 1972). Ut fra dette perspektivet bygger arbeidsgiver sin avgjørelse på gjennomsnittvurderinger knyttet til søkernes gruppeegenskaper. Hvis disse vurderingene bygger på korrekt informasjon, kalles dette statistisk diskriminering (hvis de bygger på feilaktig informasjon, er grensene mellom dette og preferansebasert diskriminering mer flytende). En arbeidsgiver kan for eksempel anta at en arbeidssøker med et fremmedklingende navn er dårlig i norsk. Risikoaversjon og kostnader forbundet med å kontakte en søker man er usikker på, er også viktig for arbeidsgivers valg. Dette er altså en bevisst håndtering av en situasjon hvor man ikke har tilstrekkelig informasjon. Arbeidsmarkedet fungerer derfor sub-optimalt på grunn av mangel på informasjon om karakteristika til jobbsøkerne (Phelps, 1972: 659).

Mens de ovenfor nevnte perspektivene på diskriminering knytter an til arbeidsgivers beslutninger, vektlegger den siste typen mer strukturelle forhold (OECD, 2013). Et eksempel kan være kravet om sikkerhetsklarering for visse typer av stillinger, hvor mange med minoritetsbakgrunn ikke kan kvalifisere seg. Dette vil neppe gjelde for etterkommere generelt, men det kan tenkes å ha betydning for noen grupper. I den grad kravet er for strengt, kan dette omtales som institusjonell diskriminering.

Det er verdt å merke seg at alle perspektivene legger opp til selvoppfyllende profeti (Merton, 1968 [1948]).5 Hvis en arbeidsgiver ikke ansetter en person fordi han/hun har fordommer/negative preferanser mot vedkommende, vil ikke vedkommende få vist hva han/hun duger til. Hvis diskriminering bunner i implisitt inn-/utgruppeklassifisering, vil dette også bety mindre kontakt og dårligere muligheter for å bli kjent. Det samme hvis arbeidsgiver diskriminerer på grunn av mangel på individuell informasjon.

Data og metode

Britiske sosiologer gjennomførte de første felteksperimentene på slutten av 1960-tallet.6 Det er to typer felteksperiment som er vanlig innenfor samfunnsvitenskapelig forskning: situasjonstesting og korrespondanseanalyse. Ved situasjonstesting (også kalt audit studies) sendes to testpersoner (ofte studenter) med forskjellig etnisk bakgrunn til jobbintervju med reelle arbeidsgivere. Siden de fiktive jobbsøkerne faktisk møter arbeidsgivere ansikt til ansikt, blir det essensielt at kandidatene er så like som overhodet mulig når det gjelder klesstil, personlighet, vekt, høyde osv. Med dette designet kan man måle eventuell diskriminering også i denne fasen av ansettelsesprosessen. Men en opplagt innvending er at det er umulig å vite om arbeidsgiverne responderer på etnisk bakgrunn, eller om det er andre egenskaper ved personene som påvirker resultatene (Heckman, 1998). I tillegg er det problematisk å beslaglegge så mye av arbeidsgiveres tid, og i verste fall går arbeidsgiver glipp av andre kandidater fordi han/hun er interessert i å ansette en av ‘skuespillerne’.

Det er mindre problematisk, både forskningsmessig og etisk, å benytte korrespondanseanalyse, noe vi har gjort i denne studien. Denne metoden består i å sende parvise, fiktive søknader på faktisk utlyste jobber, hvor det kun er navnet på kandidatene som signaliserer etnisk bakgrunn. Testen blir avsluttet med en gang arbeidsgiver tar kontakt (for intervjuinnkalling eller ønske om mer informasjon), og arbeidsgiver bruker derfor forholdsvis lite tid på de fiktive søknadene.7 En annen fordel med korrespondanseanalyse er at man med dette analysedesignet har kontroll over alle uobserverbare karakteristikker, slik at eventuelle forskjeller i call-back mellom minoritets- og majoritetskandidaten kun kan tilskrives etnisitet. En svakhet med metoden er at forskerne ikke vet hvem som faktisk blir ansatt. Fokus er i stedet rettet mot hvem som blir viet interesse fra arbeidsgiverne i første fase av rekrutteringsprosessen, en fase der sannsynligvis brorparten av arbeidslivsdiskrimineringen foregår (OECD, 2013).

Det er flere forskningsetiske innvendinger som kan reises mot bruk av slike eksperiment, først og fremst at metoden innebærer et brudd med idealet om fritt samtykke. Den nasjonale forskningsetiske komité (NESH) ga tillatelse til DISCRIM-prosjektets bruk av metoden i 2011 etter en inngående diskusjon som konkluderte med at metoden gir gode data om et viktig samfunnsfenomen. Denne informasjonen vurderes som så viktig at det overgår ulempene eksperimentet påfører den enkelte arbeidsgiver.8

Sentrale avgrensninger

Vi har sendt søknadene parvis (to menn eller to kvinner) på annonserte jobbutlysninger. De fiktive søkerne er like gamle, har like kvalifikasjoner, og har all sin utdanning og yrkeserfaring fra Norge. Begge søkerne gis kompetanse som tilsvarer kompetansekravene til den utlyste stillingen. Vi har sendt ut 578 og 596 søknader til henholdsvis 289 og 298 jobber innen seks forskjellige fagfelt, slik at vi kan undersøke om det er forskjell i diskriminering mellom jobber med ulike kompetansekrav i ulike deler av arbeidsmarkedet. Vi er interessert i å se nærmere på om det er forskjeller i betydningen av utdanning og fagfelt mellom de regionale arbeidsmarkedene. Tabell 1 nedenfor gjengir de fagfelt vi har søkt jobber innenfor, med eksempler på typiske yrker.

Tabell 1. Liste over fagfelt og typiske yrker det er sendt søknader til
FagfeltTypiske yrker
Helse/sosialSykepleier, miljøterapeut, vernepleier
Økonomi/regnskapRegnskapsmedarbeider, regnskapsfører, økonomimedarbeider
Administrasjon/forvaltningKonsulent, veileder, saksbehandler
UndervisningPedagogisk leder, lærer, førskolelærer, barnehageassistent
Transport/lagerarbeidLagermedarbeider, sjåfør, lastebilsjåfør
Media/ITKommunikasjonsrådgiver, systemutvikler, webutvikler

Til jobbene innen helse- og sosialsektoren har vi kun sendt søknader fra kvinner. Det samme gjelder jobber innen undervisning. Til jobber innen transport og lager har vi kun sendt søknader fra menn. Til de tre andre fagfeltene, økonomi og regnskap, administrasjon og forvaltning og media/IT, har vi sendt søknader fra både mannlige og kvinnelig par. Dette er gjort fordi arbeidsmarkedet er kjønnsdelt, og vi ville unngå at betydningen av kjønn skulle konfundere betydningen av minoritetsbakgrunn. Dersom for eksempel et mannlig par søkte en stilling i en barnehage, der menn er særlig ettertraktet, kunne resultatet blitt at begge ble favorisert fremfor andre kandidater. Da ville vi målt betydningen av kjønn fremfor betydningen av minoritetsbakgrunn. Motsatt effekt er også mulig – at begge kandidater kunne bli diskriminert, basert på kjønn. Vi har stort sett søkt på jobber som krever fullført videregående utdanning eller bachelorgradsutdanning,9 men vi har også søkt jobber innen transport/lager og som hjelpepleier og barnehageassistent, hvor vi har oppgitt lavere kompetanse.

Andre faktorer som kan ha betydning for call-back

En rekke forhold kan ha betydning for sannsynligheten for å få call-back: offentlig /privat sektor, bedriftsstørrelse, om minoriteter oppmuntres til å søke, hvem som er kontaktperson, om det er en midlertidig-, deltids- eller heltidsstilling som er lyst ut, og om søknaden som sendes er formelt eller mer uformelt skrevet. Søknadsprosessen foregår nesten utelukkende elektronisk, og store deler av søknadene blir formidlet via bemanningsbyråer. Vi skal undersøke om dette har betydning for call-back.

Operasjonalisering

Avhengig variabel i de kommende analysene er call-back, dvs. om søkerne har blitt kontaktet (over e-post eller telefon) av arbeidsgiver. Kontakt innebærer innkalling til intervju, (tapt) anrop på mobiltelefon og/eller beskjed til søker om å ta kontakt med arbeidsgiver. Søkere som har blitt kontaktet får koden 1, søkere som ikke har blitt kontaktet får koden 0.

Som mål på diskriminering benytter vi call-back rate. Raten sammenligner call-back for norske (N) og pakistanske (P) søkere:

Call-back rate = call-backN/call-backP

Dersom call-back raten er 1,0, blir søkere med norsk og pakistansk navn behandlet identisk. Dersom call-back raten er større enn 1,0, blir søkere med typisk norsk navn foretrukket, og dersom raten er mindre enn 1,0, blir søkere med typisk pakistansk navn favorisert. Hvis call-back raten er 1,5, betyr det at mens en søker med norsk navn gjennomsnittlig må sende ti søknader før han/hun kan regne med å bli kontaktet av en arbeidsgiver, må en minoritetssøker med samme kompetanse i snitt sende 15 søknader.

Netto diskrimineringsrate er et uttrykk for hvor stor sannsynlighet det er for at arbeidsgiver tar kontakt med minoritetskandidaten sammenlignet med majoritetskandidaten:

Netto diskrimineringsrate= (call-backN – call-backP)/call-back(N+P)

I de kommende analysene vil et knippe uavhengige variabler bli benyttet. Pakistansk navn har koden 1, norsk navn 0. Dummyvariabelen Oslo indikerer om søknaden er sendt til jobber i Oslo (1), eller til de andre byene (0). Kvinnelige søkere får koden 1 på kvinne, menn = 0. Bachelorgradsutdanning får koden 1 på høyere utdanning, mens andre utdanningskvalifikasjoner (lavere enn bachelor, videregående skole eller lavere) får koden 0. Alle søknader som er sendt til en bedrift med mindre enn 50 ansatte, får koden 1 på variabelen bedriftsstørrelse (0 ellers). Jobber som er utlyst via bemanningsbyrå får koden 1 (og 0 ellers). Oppmuntring (= 1) hvis minoritetskandidater oppmuntres til å søke på stillingen (kode 0 hvis det ikke forekommer slik oppmuntring). Stillinger i privat sektor får koden 1 (offentlig = 0), og heltidsstillinger får koden 1 (mens deltid, engasjement, vikariat = 0). Et ikke-norskklingende navn på kontaktperson i stillingsutlysningen gir kode 1 på ikke-norsk kontaktperson (ellers kode 0). Variabelen uformell søknad har koden 1 for uformell (0 for formell).

Vi gjengir først en oversikt over de to felteksperimentene, presenterer call-back for de to undersøkelsene og tester om forskjellene mellom Oslo og de andre byene er signifikante.

Til slutt undersøker vi, ved hjelp av en lineær probabilitetsmodell, hvilke faktorer som har betydning for call-back. Lineær probabilitetsmodell benyttes i stedet for logistisk fordi resultatene er mye enklere å tolke, og fordi det er vansker med hensyn til å sammenligne estimater på tvers av modeller, grupper og utvalg i logistisk regresjonsanalyse (Mood, 2010).10

Deskriptiv statistikk

Tabell 2 gjengir deskriptiv statistikk for de to felteksperimentene. Det er litt flere kvinnelige kandidater i fase 1 (48,1 %) enn i fase 2 (43 %). Det fremgår også at vi har søkt flere stillinger som krevde bachelorutdanning i Oslo (82 % av tilfellene) enn i de andre byene (57,4 %), og flere stillinger som krever fullført allmennfaglig utdanning i Stavanger, Bergen og Trondheim (29,5 %) enn i Oslo (0 %). Når det gjelder andel heltidsstillinger, er det også forskjeller mellom det første (72,3 %) og det andre felteksperimentet (65,1 %). Dette gjenspeiler regionale forskjeller i etterspørsel i arbeidsmarkedet. Under begge felteksperimentene ble det søkt på jobber i privat sektor i rundt 70 % av tilfellene. Ca. 20 prosent av stillingene vi søkte ble formidlet via bemanningsbyrå i begge eksperimentene. Oppmuntring til minoriteter i stillingsannonser er ganske sjelden: 6,2 % i Oslo, og 2,7 % i de andre byene. Det er sjelden at en person med ikke-norskklingende navn står oppført som kontaktperson: 6,9 % i Oslo, og 3,4 % i de øvrige byene.

Det er to viktige forskjeller mellom de to felteksperimentene. For det første, alderen til de fiktive kandidatene ble endret fra 25 år i første eksperiment til 23 år i andre eksperiment. Dette er uheldig når man ønsker å holde alt annet likt for å kunne sammenligne de to felteksperimentene. Nedjusteringen i alder skyldes to forhold: En del stillinger i Oslo, spesielt innenfor offentlig administrasjon, krever ganske mye arbeidserfaring, og for at våre kandidater skulle være konkurransedyktige, måtte de være gamle nok til å oppfylle kompetansekravene. Ettersom det var færre stillinger som krevde høyere utdannelse og/eller mye arbeidserfaring i de andre byene, justerte vi ned alderen til 23 år i fase 2. Det er enklere å konstruere CV-er for en 23-åring enn en 25-åring, og vi var ofte nervøse for at arbeidsgiverne skulle avsløre oss, for eksempel ved å ta kontakt med en bedrift vi hadde ført opp som referanse for en tidligere jobb. Dette skjedde da også ved et par tilfeller i Oslo, og vi vurderte det som mer sannsynlig at det kunne skje i fase 2 med mindre befolkningsgrunnlag. Betydningen av aldersjusteringen er vanskelig å fastslå, men vi tror en 23-åring er like attraktiv på arbeidsmarkedet som en 25-åring.

Tabell 2. Deskriptiv statistikk (prosent)
Fase 1: OsloFase 2: Andre byer
Kjønn (1=jente)48,143,0
Utdanningskvalifikasjoner
Bachelorgradsutdanning82,057,4
1–2 års høyskoleutdanning 0,3 4,0
Fagbrev 7,3 2,3
Allmennfaglig VGS-29,5
Ikke fullført VGS10,4 6,7
Totalt100100
Andre variableBemanningsbyrå (ja/nei) 21,5 23,2
Oppmuntring (ja/nei) 6,2 2,7
Privat sektor (0=offentlig sektor)69,267,4
Ikke-norsk kontaktperson (ja/nei) 6,9 3,4
Heltidsstilling (ja/nei)72,365,1
Uformell søknad (ja/nei)50,050,0
Alder2523
Opplyst om fødestedNeiJa
N289298

For det andre, vi har lagt inn opplysning om fødested (by i Norge) i det andre felteksperimentet. Dette var det ikke opplyst noe om i det første eksperimentet. Etter offentliggjøringen av Midtbøen og Rogstads rapport i januar 2012, ble det påpekt av en representant fra NHO at arbeidsgiverne kunne misforstå og tro at søkerne med pakistansk navn var førstegenerasjonsinnvandrere. Selv om det fremgår av CV-ene at søkerne med pakistansk navn har all sin utdanning og yrkeserfaring fra Norge, kunne arbeidsgiver likevel tro at vedkommende var en innvandrer fra Pakistan, med antatt dårlige språkkunnskaper. Hvis dette er riktig, får vi ikke testet det vi ønsker å teste, nemlig situasjonen på arbeidsmarkedet for etterkommerne etter innvandrere fra Pakistan. For å understreke dette, presiserte vi i CV-ene til både søkerne med typisk pakistansk og søkerne med typisk norsk navn at de var født i Norge. Siden denne innvendingen fra NHOs representant kom etter at våre Oslo-data var samlet inn, er dette ikke gjort i det første felteksperimentet. Det er altså to forhold som skiller de to felteksperimentene fra hverandre: vi har endret alder på søkerne, og vi har oppgitt at de er født i Norge i fase 2. Begge disse endringene kan ha betydning for sammenligning av resultatene fra de to felteksperimentene. Informasjon om fødeland kan bety mindre diskriminering i fase 2. Dette må vi ta hensyn til i tolkningen. Med disse forehold, la oss nå se på hvilke resultater vi fikk i de to felteksperimentene.

Regionale arbeidsmarkedsforskjeller

Dersom det er store regionale forskjeller når det gjelder etterspørselen etter arbeidskraft, kan dette ha betydning for utfallet av felteksperimentene våre. Tabell 3 viser overordnet call-back for Oslo og de andre byene:

Tabell 3. Call-back etter geografi (antall og prosent)
GeografiAntallProsent
Oslo26145,2
Stavanger, Bergen, Trondheim26945,1

Som vi ser er den overordnede call-back i Oslo og de andre byene helt lik (45 %).11 En relativt høy overordnet call-back tyder på at det er et stramt arbeidsmarked i Norge. Det er altså ikke merkbare regionale forskjeller i etterspørsel etter arbeidskraft som kan påvirke resultatene våre (signifikanstester i tabell A1, appendiks C).

Tabell 4. Call-back, call-back rate og netto diskrimineringsrate
OsloAndre byer
Call-back
Norsk50,948,7
Pakistansk39,441,6
Call-back rate
Kvinner1,241,19
Menn1,421,16
Totalt1,301,18
Netto diskrimineringsrate
Kvinner18,814,6
Menn25,813,4
Totalt21,514,1

Tabell 4 viser at 51 prosent av jobbsøkere med norske navn fikk respons i Oslo, sammenlignet med 39 prosent av jobbsøkere med pakistanske navn. Denne forskjellen er statistisk signifikant (Kji-kvadrat = 7,608, p = 0,006). I Stavanger, Bergen, Trondheim fikk 49 prosent av jobbsøkere med norsk navn respons, sammenlignet med 42 prosent av jobbsøkere med pakistansk navn. Også denne forskjellen er (marginalt) signifikant (Kji-kvadrat = 2,988, p = 0,084). Den første konklusjonen er derfor at det er systematiske forskjeller i call-back i favør av søkere med norsk navn i begge felteksperimentene.

Call-back rate er 1,30 i Oslo og 1,18 i de øvrige byene. Dette tyder på mer diskriminering i Oslo. Fordelt på kjønn finner vi en call-back rate for kvinner på 1,24 i Oslo og 1,19 i de øvrige byene. For menn er call-back rate 1,42 i Oslo og 1,16 i de øvrige byene. Netto diskrimineringsrate er 21,5 prosent i Oslo og 14,1 prosent i de øvrige byene (Midtbøen og Rogstad (2012a) fant en netto diskrimineringsrate på 24,3 prosent). Signifikanstesting viser at sammenlignet med Oslo er det mindre diskriminering av mannlige søkere med pakistansk navn i de andre byene (se tabell A2 og A3 i appendiks B). Dette ser ut til å skyldes høyere etterspørsel i Stavanger, Bergen og Trondheim innen jobber i media og kommunikasjon, og administrasjon og forvaltning (se under). Spørsmålet er om denne forskjellen er sterk nok til at vi kan konkludere med at det er regionale forskjeller i call-backs.

Mer diskriminering i Oslo enn i andre norske byer?

Vi har slått sammen data fra de to felteksperimentene for å teste et samspill mellom søkernes navn og region, og for å undersøke dette benytter vi denne formelen:

y = ? 0 + ?1*Pa + ? 2*Os + ? 3[Pa *Os] + ?

hvor y er en dummy som har verdien 1 hvis søkeren har fått call-back (0 hvis søkeren ikke har fått call-back). Pa er 1 for søkere med pakistansk navn (0 for søkere med norsk navn). Os er 1 hvis jobben er utlyst i Oslo (0 hvis jobben er utlyst i andre norske byer). Parameteren til samspillsleddet, [Pa*Os], ?3, viser om det er signifikante forskjeller i diskriminering mellom Oslo og de øvrige byene.

Tabell 5 Call-back etter pakistansk/norsk navn og region. Lineær probabilitetsregresjon
Modell AModell BModell C
BSEBSEBSE
Konstant.497***.020.497***.025.487***.029
Pakistansk -.092**.029-.092**.029-.070*.041
Oslo .000.029.022.041
Pakistansk x Oslo-.044.058
Justert R2 .008.007.006
N1174
Signifikansnivå*** = 0.01 ** = 0.05 * = 0.1 NS/(tom) = > 0.1

I modell A viser konstantleddet den gjennomsnittlige call-back for søkere med norsk navn. ‘Pakistansk’ viser signifikant lavere call-back for søkere med pakistansk navn. Introduksjon av ‘Oslo’ i modell B utgjør ingen forskjell som man skulle forvente, gitt randomiseringen. Når vi i modell C introduserer samspillsleddet, ser vi at det ikke er signifikant. Dette betyr at Oslo ikke skiller seg ut fra resten av landet når det gjelder grad av diskriminering, selv om call-back-raten for søkere med pakistansk navn er noe lavere enn i de andre byene.

Fagfelt og kjønn

Ser vi nærmere på de enkelte fagfelt, finner vi interessante nyanser. Tabell 6 gjengir hovedfunnene. Se også figur 2.

Tabell 6. Call-back, etter navn, region og fagfelt (prosent)
Fagfelt
Helse/sosialØk./regn.Adm.Underv.Transport/lagerMedia/IT
Oslo
Norsk72,50 44,44 22,58 86,36 45,65 35,71
Pakistansk52,5036,1116,13 79,55 19,5732,14
N 40 72 31 44 46 56
Andre byer
Norsk57,6946,0329,41 59,18 46,0048,00
Pakistansk63,4638,1029,41 38,78 28,0048,00
N 52 63 34 49 50 50

Vi får lav N når vi splitter opp felteksperimentene på denne måten, men gruppene er store nok til at vi får signifikante utslag. Det er svært høy call-back generelt for helse/sosial og undervisning, og lavere call-back innen administrasjon/forvaltning og lager/transport. Høy call-back er tegn på stor interesse fra arbeidsgivernes side, ofte på grunn av mangel på kompetent arbeidskraft – slik situasjonen er innen barnehagene i Oslo, som har mangel på kvalifiserte barnehagepedagoger. Lav call-back skyldes nok det omvendte: innen administrasjon/forvaltning er det neppe mangel på kvalifiserte søkere.

Signifikanstestene (tabell A4 i appendiks C) viser statistisk signifikant diskriminering av pakistanske søkere innenfor transport/lager (p-verdi på 0,007) og helse/sosial (p-verdi på 0,066) i Oslo, og innen transport/lager (p-verdi på 0,063) og undervisning (p-verdi på 0,063) i de andre byene. Dette er fagfelt hvor det var lave krav til formell kompetanse for alle eller noen av jobbene vi søkte på. Diskriminering kan skyldes overflod av jobbsøkere, men det kan også skyldes at det er mer utbredt med nettverksrekruttering i jobber hvor kompetansekravene er lave (Sollund, 2004). Dessuten kan erfaringene med minoritetsarbeidskraft variere mellom de ulike fagfeltene, og/eller fordommer og negative holdninger kan være mer utbredt. Vi har ikke søkt jobber innen taxinæringen, hvor mange innvandrere arbeider. Det eneste tilfellet hvor vi ser antydning til positiv diskriminering, hvor pakistanske søkere foretrekkes fremfor norske, er innen helse/sosial i andre norske byer, men forskjellen er ikke stor nok til å være signifikant.12 Kvinner i Oslo har høyere sannsynlighet for å bli kontaktet enn kvinner i de andre byene, mens dette er omvendt for menn. En viktig årsak til dette er høy etterspørsel i undervisningssektoren i Oslo (typiske kvinnejobber).

Figur 2. Call-back etter fagfelt, etnisitet og geografi (prosent)

Type kontakt

Arbeidsgivere som trenger mer informasjon kan ta kontakt med søkerne på e-post eller mobil uten å kalle dem inn til intervju umiddelbart. Hvis det er forskjeller i type call-back, kan det gi ulike muligheter for å møte opp på intervju. Tabell 7 gir oversikt over type kontakt etter fagfelt og region.

Tabell 7. Type kontakt, etter navn, fagfelt og region (prosent)
Fagfelt
Helse/sos.Øk./regn.Adm.Underv.Transport/lagerMedia/IT
Jobbintervju
Oslo
Norsk70,0031,9422,58 79,55 32,6126,79
Pakistansk47,5029,1716,13 77,27 10,8723,21
N 40 72 31 44 46 56
Andre byer
Norsk46,1519,0523,53 44,90 20,0028,00
Pakistansk46,1514,2923,53 28,57 8,0024,00
N 52 63 34 49 50 50
Tapt anrop/beskjed om å ta kontakt
Oslo
Norsk2,5012,50- 6,82 13,048,93
Pakistansk5,006,94- 2,27 8,708,93
N407231 44 4656
Andre byer
Norsk11,5426,985,88 14,29 26,0020,00
Pakistansk17,3123,815,88 10,20 20,0024,00
N526334 49 5050

I Oslo ble søkerne med norsk navn i større grad enn søkerne med pakistansk navn kalt inn til intervju. Denne forskjellen er imidlertid bare signifikant innen helse/sosial og transport/lager. Tabell 7 viser også at det var høyere sannsynlighet for at en arbeidsgiver tok kontakt for å skaffe mer informasjon i de andre byene enn i Oslo.13 I tillegg ble søkerne behandlet mer likt i de andre byene med hensyn til innkalling til intervju, og der det var forskjeller, slik som innen utdanning og transport/lager, er de ikke signifikante.

Hvilke faktorer har betydning for call-back?

Til slutt skal vi se nærmere på hvilke faktorer som har betydning for call-back. Ettersom testene våre samlet kun omfatter rundt 600 søknader, skal vi gjennomføre enkle tri-variate regresjonsanalyser. Vi inkluderer informasjon om utdanning, arbeidstid, bedriftsstørrelse, offentlig/privat sektor, om det ble brukt bemanningsbyrå, om søknaden var skrevet formelt/uformelt, om minoriteter ble oppfordret til å søke, og om kontaktpersonen hadde et utenlandskklingende navn.14 Vi skal undersøke to spørsmål: (i) hvilke variable har betydning for call-back, og (ii) hvilke variable har ulik betydning for pakistanske og norske søkere (samspill). Tabell 8 under gjengir resultatene. Signifikante resultater er uthevet. Når koeffisienten for den enkelte variabel er signifikant men samspillsleddet ikke er det, betyr dette at variabelen har lik betydning for norske og pakistanske søkere. Vi gjengir først analysene for Oslo-eksperimentet og eksperimentet i de andre byene hver for seg. Deretter har vi slått sammen de to eksperimentene (såkalt pooled data), hvor vi skiller mellom menn og kvinner.

Tabell 8. Call-back etter utdanning, heltidsstilling, bedriftsstørrelse, sektor, bemanningsbyrå, type søknad, oppmuntring, kontaktperson. Tri-variat probabilitetsregresjon
OsloAndre byerPooled: mennPooled: kvinner
BSEBSEBSEBSE
Høyere utdanning.057.075-.058.058-.064.060-.011.070
Pakistansk x Høyere utdanning.189*.106.207**.082.161*.085.219**.099
Heltidsstilling-.030.064-.094.060-.151**.067.018.058
Pakistansk x Heltidsstilling.057.092.084.085.057.094.074.082
Bedriftsstørrelse.107.069.073.061.004.081.093**.041
Pakistansk x Bedriftsstørrelse.050.098-.048.087-.031.115--
Privat sektor-.012.063-.012.061.351**.118-.002.056
Pakistansk x Privat sektor-.084.089-.089.087-.216.167-.097.079
Bemanningsbyrå-.050.071.159**.068.227***.062-.175**.060
Pakistansk x Bemanningsbyrå-.084.100-.059.096-.062.087--
Uformell søknad.020.059.026.058-.033.060.075.056
Pakistansk x Uformell søknad-.070.083-.027.082.092.085-.178**.079
Oppmuntring-.187.120-.243.178-.194.175-.226*.121
Pakistansk x Oppmuntring.122.170.072.252.222.248.040.171
Kontaktperson-.063.115.014.160.017.150.078.118
Pakistansk x Kontaktperson.123.163.073.227.189.212.044.167
N578596534640
Signifikansnivå*** = 0.01 ** = 0.05 * = 0.1

Det er svært få signifikante samspillsledd. Men for utdanning er det en merkbar forskjell: søkere med pakistansk navn har klart større sannsynlighet for call-back når de har høyere utdanning. Dette gjelder i Oslo og i de andre byene, og det gjelder både for kvinner og for menn. Utdanning lønner seg, særlig for minoriteter (Birkelund, Rogstad og Heggebø, 2013). Dessuten «taper» kvinner med pakistansk navn på å skrive en uformell søknad. For øvrig viser analysene små forskjeller. Bruk av bemanningsbyrå øker sjansen for call-back i Stavanger, Bergen og Trondheim. Når vi slår sammen data, ser vi at bemanningsbyrå ser ut til å favorisere menn på bekostning av kvinner, at arbeidsgivere i privat sektor i større grad kaller inn menn, at menn i mindre grad kalles inn til heltidsstillinger, mens kvinner i mindre grad kalles inn til stillinger hvor det er lagt inn en oppmuntring for minoriteter til å søke.

Når vi her har diskutert hvilke forhold som kan ha betydning, bør det understrekes at vi kun har sett på den første respons fra arbeidsgiverne. Vi vet derfor ikke hvem som til syvende og sist ble tilbudt jobb.

Diskusjon

Randomiserte felteksperiment av denne type er velegnet til å kartlegge diskriminering i arbeidsmarkedet. Vi har søkt på jobber som er utlyst, enten på finn.no eller gjennom NAV. Vi har sendt søknader fra fiktive personer til utlyste stillinger i helse- og sosialsektoren, økonomi og regnskap, administrasjon og forvaltning, undervisning, transport og lagerarbeid og jobber innen media og IT. Felteksperimentene er utført i Oslo høsten 2011, og i de tre byene Stavanger, Bergen og Trondheim (og omegn) vår/sommer 2012. Vi kan sammenfatte våre hovedfunn i tre punkter.

For det første: Undersøkelsene dokumenterer systematisk diskriminering av jobbsøkere med pakistanske navn. For det andre: Vi fant ikke merkbare forskjeller i diskriminering mellom Oslo og de andre byene. For det tredje: Vi fant mindre diskriminering enn vi hadde regnet med på forhånd. Vi sendte ut nærmere 600 søknader, og vi fikk respons fra arbeidsgiverne på 45 prosent av dem. Det er viktig å være klar over at våre randomiserte felteksperiment er foretatt i en periode hvor arbeidsmarkedet i Norge var stramt, slik at våre tall ikke kan si noe om hvordan situasjonen er i økonomiske nedgangstider.

Ser vi mer detaljert på resultatene, er det et par funn som er viktige å nevne. Midtbøen og Rogstad fant betydelige forskjeller etter kjønn (diskrimineringsrater på 1,67 for menn og 1,20 for kvinner), mens vi fant mindre kjønnsforskjeller (henholdsvis 1,42 for menn og 1,24 for kvinner i Oslo, og 1,16 for menn og 1,19 for kvinner i de andre byene). Vi fant mest diskriminering i ufaglærte jobber, særlig innen lager- og transportarbeid. For mannlige søkere i Oslo med pakistansk navn fikk vi en samlet call-back rate på 1,42, et klart tegn på usaklig og urimelig forskjellsbehandling. Vi har også funnet at høyere utdanning lønner seg for søkerne med pakistansk navn, og dette gjelder både for kvinnelige og mannlige søkere.

Vi har kort drøftet ulike perspektiv på diskriminering, og pekt på at en empirisk kartlegging av omfanget av diskriminering ikke er særlig godt egnet til å belyse hvorfor diskriminering forekommer. Vi har to ytterligere kommentarer: For det første, mange arbeidsgivere diskriminerer ikke. Dette kan skyldes mangel på kvalifiserte jobbsøkere. Det kan også skyldes at arbeidsgiverne ikke ønsker å forskjellsbehandle. For det andre, vi inkluderte informasjon om at søkerne var født i Norge i fase 2 for å fjerne usikkerhet om søkerne med pakistansk navn var norskfødte etterkommere av innvandrere. Det er noe mindre diskriminering i fase 2 enn i fase 1, og dette indikerer at teorien om statistisk diskriminering kan være en plausibel forklaring. Men det kan også skyldes et strammere arbeidsmarked i byene utenfor Oslo.

Samlet sett har vi dokumentert mer diskriminering i Oslo, særlig for menn, men de regionale forskjellene er små. Randomiserte felteksperiment isolerer effekten av etnisitet fordi arbeidsgivernes forskjellsbehandling kun skyldes ulikt navn, ikke forskjeller i kompetanse og andre forhold. Undersøkelsene våre dokumenterer systematisk og urimelig forskjellsbehandling i arbeidslivet i favør av søkere med typisk norsk navn. Særlig for ufaglærte menn med typisk pakistansk navn som søker jobber innen transport og lagerarbeid, har vi funnet klare tegn på diskriminering i Oslo og de andre byene. Den gode nyheten er at det ikke er klare tegn på systematisk og urimelig forskjellbehandling blant jobbsøkere med høyere utdanning innen økonomi og regnskap, administrasjon og forvaltning, undervisning og media/IT-jobber i hovedstaden, og heller ikke innen helse/sosial, økonomi og regnskap, administrasjon og forvaltning og media/IT-jobber i de øvrige byene. For både kvinner og menn, i Oslo og de andre byene, er det helt klart at utdanning er nøkkel til call-back for jobbsøkere med typisk pakistansk navn.

Om artikkelen

Denne artikkelen er skrevet som en del av DISCRIM-prosjektet, finansiert av VAM-programmet i Norges forskningsråd (prosjekt nummer 202479). En tidligere versjon ble presentert på VAMs Midtveis-konferanse 30. mars 2013. Vi takker John Eriksen, Annette L. Hammersgård, Mats Lillehagen, Anniken Lund, Torkild Lyngstad, Ferdinand A. Mohn og Torgeir Mortensen for kommentarer. Vi takker også Erika Sterri og Maricel Knechtel for hjelp under datainnsamlingen. Innholdet her står imidlertid for vår egen regning.

Om forfatterne

Gunn Elisabeth Birkelund, dr.polit., sosiologi 1993, Universitetet i Bergen. Professor ved Institutt for sosiologi og samfunnsgeografi, Universitetet i Oslo. Epost: g.e.birkelund@sosgeo.uio.no

Jon C. Rogstad, dr.polit., sosiologi 2000, Universitetet i Oslo. Forskningsleder ved Fafo, professor ved NTNU. Epost: jon.rogstad@fafo.no

Kristian Heggebø, master i sosiologi 2012, Universitetet i Oslo. Ph.d.-stipendiat ved Høgskolen i Oslo og Akershus. Epost: kristian.heggebo@hioa.no

Tove Mogstad Aspøy, master i sosiologi 2011, Universitetet i Oslo. Forsker og ph.d.-stipendiat ved Fafo. Epost: tove.mogstad.aspoy@fafo.no

Heidi Fischer Bjelland, master i sosiologi 2011, Universitetet i Oslo. Forsker og ph.d.-stipendiat ved Politihøgskolen i Oslo. Epost: heibje@phs.no

Appendiks A

Appendiks B

Vi gjengir to eksempler på søknadstekst og CV som har blitt brukt i studien. Arbeidsgiver er anonymisert.

Appendiks C

Tabell A1. Pearson Kji-kvadrat-test av call-back
GeografiVerdiP
Oslo vs. andre byer0,0000,994
Oslo vs. Stavanger1,2360,266
Oslo vs. Bergen0,0980,754
Oslo vs. Stavanger/Bergen0,3770,539
Oslo vs. Trondheim0,7320,392
Oslo vs. Diverse1,2120,271
Tabell A2. Call-back, etter etnisitet, geografi og kjønn
OsloAndre byer
Call-backMajoritetMinoritetMajoritetMinoritet
Kvinner62,050,748,240,6
Menn38,827,349,243,0
Tabell A3. Pearsons Kji-kvadrat-test av call-back etter etnisitet
Norsk vs. pakistanskOsloAndre byer
VerdipVerdip
Totalt7,6080,0062,9880,084
Kvinner3,9160,0482,0130,156
Menn4,1590,0411,0060,316
Tabell A4. T-test av call-back etter etnisitet og fagfelt – Oslo og andre byer
Fagfelt
Helse/sosialØk.Adm.Utd.TransportIT/kom.
Oslo1,864p=0,0661,016p=0,3110,635p=0,5280,844p=0,4012,748p=0,0070,396p=0,693
Andre byer-0,597 p=0,5520,898p=0,3710,000p=1,0002,043p=0,0441,878p=0,0630,000p=1,000

Referanser

Allport, G. W. 1954. The Nature of Prejudice. Cambridge, Massachusets, Perseus Books.

Andersson, L., Jacobsson, N. og Kotsadam, A. (2012) ’A Field Experiment of Discrimination in the Norwegian Housing Market: Gender, Class, and Ethnicity’. Land Economics88(2), 233–240.

Arrow, K. J. (1972) ‘Models of job discrimination’. I Pascal, A. H. (red.) Racial Discrimination in Economic Life (s. 83–102). New York: Lexington Books.

Becker, G. S. (1971) The Economics of Discrimination. Chicago: University of Chicago Press.

Bertrand, M. og Mullainathan, S. (2004) ‘Are Emily and Greg More Employable than Lakisha and Jamal? A Field Experiment on Labor Market Discrimination’. American Economic Review, Vol. 94: 991–1013.

Bertrand, M., Chugh, D. og Mullainathan, S. (2005) ‘Implicit Discrimination’. American Economic Review, Vol. 95: 94–98.

Birkelund, G. E. og Mastekaasa, A. (red.) (2009) Integrert? Innvandrere og barn av innvandrere i utdanning og arbeidsliv. Oslo: Abstrakt forlag.

Birkelund, G. E., Rogstad, J. og Heggebø, K. (2013) ’Høy utdannelse – ingen diskriminering’. Kronikk, Aftenposten, 20.03.13.

Birkelund, G. E., Lillehagen, M., Ekre, V. P. og Ugreninov, E. (2014) ’Fra utdanning til sysselsetting. En forløpsanalyse av indiske og pakistanske etterkommere i Norge’. Tidsskrift for samfunnsforskning (kommer i nr 4, 2014).

Blom, S. (2013) Holdninger til innvandrere og innvandring 2013. Oslo: Statistisk sentralbyrå. Rapport 64/2013.

Blom, S. og Henriksen, K. (2008) Levekår blant innvandrere i Norge 2005/2006. Oslo: Statistisk sentralbyrå. Rapport 2008/5.

Blommaert, L., Coenders, M. og Tubergen, F. (2014) ‘Discrimination of Arabic-Named Applicants in the Netherlands: An Internet-Based Field Experiment Examining Different Phases in Online Recruitment Procedures’. Social Forces, Vol. 92: 957–982. doi: 10.1093/sf/sot124

Booth, A. L., Leigh. A. og Varganova, E. (2012) ‘Does Ethnic Discrimination Vary Across Minority Groups? Evidence from a Field Experiment’. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, Vol. 74: 547–573.

Bovenkerk, F. (1992) A Manual for International Comparative Research on Discrimination on the Grounds of «Race» and Ethnic Origin. Geneva: ILO.

Bovenkerk, F., Gras, M. J. I. og Ramsoedh, D. (1994) ‘Discrimination against Migrant Workers and Ethnic Minorities in Access to Employment in the Netherlands’. International Migrantion Papers. Geneva: Employment Department, International Labour Office.

Brochmann, G. (2003) Innvandring og innvandrere på 1970-tallet. Norsk innvandringshistorie. Bind 3: I globaliseringens tid 1940–2000. Oslo: Pax.

Bursell, M. (2014) ‘The Multiple Burdens of Foreign-Named Men – Evidence from a Field Experiment on Gendered Ethnic Hiring Discrimination in Sweden’. European Sociological Review, doi: 10.1093/esr/jcu047. First published online: March 27, 2014.

Carlsson, M. og Rooth, D. O. (2007) ‘Evidence of Ethnic Discrimination in the Swedish Labour Market Using Experimental Data’. Labour Economics, Vol. 14: 716–729. Daniel, W. W. (1968) Racial Discrimination in England: Based on the PEP Report. London: Penguin.

Duguet, E. et al. (2010) ’Are Young French Jobseekers of Ethnic Immigrant Origin Discriminated against? A Controlled Experiment in the Paris Area’. Annals of Economics and Statistics/Annales d'Économie et de Statistique, No. 99/100: 187–215.

Goffman, E. (1963) Stigma: Notes on the Management of Spoiled Identity. London: Penguin Books.

Greenwald, A. G., D. E. McGhee, J. L. K. Schwartz. 1998. “Measuring individual differences in implicit cognition: The implicit association test.” Journal of Personality and Social Psychology 74: 1464–1480.

Hagelund, A. og G. Brochmann (2011) ‘Migrants in the Scandinavian Welfare State – the Emergence of a Social Policy Problem’. Nordic Journal of Migration Research, Vol. 1: 13–24.

Heckman, J. (1998) ‘Detecting Discrimination’. Journal of Economic Perspectives, Vol. 12: 101–116.

Henriksen, K. (2007) Fakta om 18 innvandrergrupper i Norge. Oslo: Statistisk sentralbyrå. Rapport 2007/29.

Høydahl, E. (red.) (2014) Innvandrere og norskfødte med innvandrerforeldre i 13 kommuner. Oslo: SSB Rapport 2014/23.

IMDi-rapport (2008) Integrert, men diskriminert ? en undersøkelse blant innvandrere fra Afrika, Asia, Øst-Europa og Sør- og Mellom-Amerika. IMDi-rapport 9-2008.

Jaquemet, N. og Yannelis, C. (2012) ‘Indiscriminate Discrimination: A Correspondence Test for Ethnic Homophily in the Chicago Labour Market’. Labour Economics, Vol. 19: 824–832.

Jost, J. T., Rudman, L.-A., Blair, I. V., Carney, D. R., Dasgupta, N., Glaser, J. Hardin, C. D. (2009) ‘The Existence of Implicit Bias is beyond Reasonable Doubt: A Refutation of Ideological and Methodological Objections and Executive Summary of Ten Studies that no Manager should Ignore’. Research in Organizational Behavior, Vol. 29: 39–69.

Jowell, R. og Prescott-Clarke, P. (1970) ‘Racial Discrimination and White-Collar Workers in Britain. Race & Class, Vol. 11, 4: 397–417.

Merton, R. K. (1968 [1948]) ‘The Self-Fulfilling Prophecy’. I Social Theory and Social Structure. Enlarged Edition. New York: Free Press.

Midtbøen, A. H. (2013) ‘The Invisible Second Generation? Statistical Discrimination and Immigrant Stereotypes in Employment Processes in Norway’. Journal of Ethnic and Migration Studies, DOI: 10.1080/1369183X.2013.847784

Midtbøen, A. H. og J. Rogstad (2012a) Diskrimineringens omfang og årsaker. Etniske minoriteters tilgang til norsk arbeidsliv. Oslo: ISF-rapport 1, 2012.

Midtbøen, A. H. og J. Rogstad (2012b) ’Discrimination. Methodological Controversies and Sociological Perspectives on Future Research. Nordic Journal of Migration Research, Vol. 2: 203–212.

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, Vol. 26, 1: 67–82.

OECD (2013) ‘Discrimination against Immigrants – Measurement, Incidence and Policy Instruments’. I International Migration Outlook 2013. OECD Publishing. http://dx.doi.org/10.1787/migr_outlook-2013-7-en

Oreopoulos, P. (2009) ‘Why Do Skilled Immigrants Struggle in the Labor Market? A Field Experiment with Six Thousand Resumes’. NBER Working Paper No. 15036.

Pager, D. og Shepherd, H. (2008) ‘The Sociology of Discrimination: Racial Discrimination in Employment, Housing, Credit, and Consumer Markets’. Annual Review of Sociology, Vol. 34: 181–209.

Petersen, T., Saporta, I. og Seidel, M. D. L. (2000) ‘Offering a Job: Meritocracy and Social Networks’. American Journal of Sociology, Vol. 106: 763–816.

Phelps, E. S. (1972) ‘The Statistical Theory of Racism and Sexism’. The American Economic Review, Vol. 62: 659–661. Article Stable URL: http://www.jstor.org/stable/1806107.

Reskin, B. (1999) ‘The Proximate Causes of Employment Discrimination’, Contemporary Sociology, Vol. 29: 319–328. Article Stable URL: http://www.jstor.org/stable/2654387

Riach, P. A. og Rich, J. (2002) ‘Field Experiments of Discrimination in the Market Place’. The Economic Journal, Vol. 112 (483): F480–F518.

Rogstad, J. (2001) Sist blant likemenn? Synlige minoriteter på arbeidsmarkedet. Oslo: Unipax.

Rogstad, J. (2006) Usaklige hindringer for ikke-vestlige minoriteter på arbeidsmarkedet. Oslo: Institutt for samfunnsforskning.

Sollund, R. (2004) Rammer, rom og mobilitet. Oslo: Unipax.

Waldinger, R. og Lichter, M. I. (2003) ‘How the Other Half Works: Immigration and the Social Organization of Labor’. Berkeley: University of California Press.

1De første pakistanske innvandrere kom til Norge på 1960–1970-tallet (Brockmann, 2003), hovedsakelig som arbeidsinnvandrere. Innvandringen fra Pakistan ble senere mer preget av familiegjenforening og familieetableringer (Henriksen, 2007).
2Flertallet av pakistanere i Norge er muslimer (Blom og Henriksen, 2008), og de fleste bruker navn som konnoterer dette.
3Vi har aldri selv tatt kontakt med arbeidsgiverne for å forhøre oss om søknadene vi har sendt. I den virkelige verden kan en jobbsøker selvsagt ringe til arbeidsgiver, noe som kan bety at arbeidsgiver blir mer interessert.
4Se Andersson, Jacobsson og Kotsadam (2012) for en felteksperimentstudie av boligmarkedet.
5Merton (1968: 475–490) skriver blant annet om ekskludering av svarte fra fagforeninger i USA fordi man tror de er streikebrytere.
6Se Daniel (1968) for den første situasjonstesten og Jowell og Prescott-Clarke (1970) for den første korrespondansetesten.
7Arbeidsgiver vil riktignok bruke tid på å lese gjennom CV-er og søknadsbrev og vurdere de fiktive søknadene opp mot andre kandidater. Men tidsbelastningen er uansett mye mindre enn ved situasjonstesting, der arbeidsgiver også bruker tid på å planlegge og gjennomføre jobbintervju.
8Se også Midtbøen og Rogstad (2012b).
9Det er ikke sendt søknader til stillinger som krever mastergrad eller andre stillinger hvor det kreves at søkeren legger ved vitnemål.
10Vi har kjørt logistisk regresjonsanalyse med de samme variablene som en sensitivitetstest, og resultatene er praktisk talt identiske.
11Dersom vi ser på byene hver for seg (ikke vist her), er det høyest call-back i Stavanger (49,3 %), etterfulgt av Oslo (45,2 %), Bergen (43,8 %) og Trondheim (40,4 %).
12Dette forekom særlig på stillinger som sykepleier, miljøterapeut og vernepleier.
13Analysene av forskjellige typer call-back for hele utvalget (både majoritets- og minoritetssøkere) er tilgjengelig på forespørsel.
14Hvem som har beslutningsmyndighet hos arbeidsgiveren, har sannsynligvis betydning. Hvis personen tilhører samme gruppe som jobbsøkeren kan det være utslagsgivende, men ikke hvis vedkommende har utenlandsk bakgrunn fra et annet land.

Idunn bruker informasjonskapsler (cookies). Ved å fortsette å bruke nettsiden godtar du dette. Klikk her for mer informasjon