En mye brukt spørsmålsform i intervjuundersøkelser er påstander som respondenten skal si seg enig eller uenig i. Det er imidlertid et problem, kalt ja-siing, knyttet til denne spørsmålstypen som mange ikke synes å være klar over. I den senere tid har faren for ja-siing skapt debatt om hva resultatene av meningsmålinger egentlig forteller om opinionen. Et eksempel er en undersøkelse av folks oppfatninger om forskning, der negativt formulerte påstander ga et inntrykk av lav tiltro som det ble hevdet var misvisende (Hellevik, 2017). Et annet eksempel er en omdiskutert tolking av svarene på en påstand om intelligensforskjeller mellom folkegrupper, som ble sett som tegn på rasistiske holdninger (Hellevik, 2019a; 2019b). Når medier offentliggjør meningsmålinger om politiske stridsspørsmål, er det ikke uvanlig at disse består av en enkelt påstand de intervjuede skal si seg enig eller uenig i. Ja-siing kan da resultere i et skjevt bilde av opinionen.

Hva er ja-siing?

Ja-siing er et kjent og veldokumentert fenomen knyttet til intervjuundersøkelser (Krosnick, 1999; Krosnick & Fabrigar, 2001).1 Det oppstår når det brukes påstander som respondenten skal besvare ved å si seg enig eller uenig (eller eventuelt, som navnet henspiller på, ved å svare ja eller nei). Da kan det hende at noen velger å svare enig (ja), selv om de egentlig ikke har noen mening om påstandens innhold. Det «riktige» svaret for dem hadde derfor vært «vet ikke», «umulig å svare» eller tilsvarende for å tilkjennegi at de ikke har noen oppfatning om saksforholdet.

Ja-siing innebærer at et enig-svar kan bety to kvalitativt forskjellige ting: enten en reell tilslutning til innholdet i påstanden eller ingen mening om dette saksforholdet. Prosenten enig-svar gir dermed et for høyt anslag for den reelle enigheten med påstanden. Som vi skal se eksempler på, kan forekomsten av ja-siing noen ganger være meget høy.

Med et slikt problem når en skal tolke svarene, kan det synes rart at denne spørsmålsformen fortsatt er så mye brukt i intervjuundersøkelser. Et ferskt eksempel er et forslag om et felles spørsmålssett for internasjonale undersøkelser av oppfatninger om covid-19-epidemien.2 Manglende oppmerksomhet på problemet kan være noe av årsaken. Riktignok har det lenge vært diskutert i faglitteraturen. I en kjent amerikansk studie av autoritære personlighetstrekk fant Adorno og medarbeidere (1950) at disse var mest utbredt innenfor arbeiderklassen. Kritikere hevdet senere at dette funnet var et resultat av ja-siing (Couch & Keniston, 1960; Jackman, 1973). Påstandene som respondentene skulle si seg enig eller uenig i, uttrykte nemlig alle autoritære holdninger. Ja-siing forekom oftest blant personer med lav utdanning, og lav utdanning var vanligst i arbeiderklassen.

En tidlig norsk analyse av ja-siing ble foretatt av Sigurd Høst i Statistisk sentralbyrås avdeling for intervjuundersøkelser (1975). For min egen del har jeg tatt opp ja-siing i de første (1970, 1971) så vel som den siste (2011) av mine lærebøker i metode.

Men selv når problemet er kjent, kan behovet for sammenliknbarhet med andre undersøkelser gjøre det nødvendig å kopiere deres opplegg, som ofte vil være bruk av enig-uenig-påstander.3 Faste svarskalaer har dessuten sine fordeler. De gjør det greiere å sette opp spørreskjemaet og gjennomføre intervjuingen, og ikke minst enklere å svare for respondentene, enn tilfellet er for en del alternative opplegg. Men det er altså litt for enkelt å få et enig-svar. Derfor er det, hvis en velger å bruke denne spørsmålstypen, viktig å gjøre det på en måte som reduserer faren for, eller de uheldige konsekvensene av, ja-siing mest mulig.

En god diskusjon av problemene knyttet til bruken av enig-uenig-skalaer, og også de praktiske fordelene dette kan ha for gjennomføringen av intervjuundersøkelser, gis i Saris, Revilla, Krosnick og Shaeffer (2010) og Revilla, Saris og Krosnick (2014).

Eksempler på ja-siing

Som dokumentasjon på at det foreligger ja-siing, vises det til eksempler på at respondenter er enig i påstander med stikk motsatt innhold, som «I enjoy socializing» versus «I don’t enjoy socializing» (Krosnick, 1999, s. 552). Når slike motsatte utsagn bare er svakt negativt korrelert, viser det ifølge Krosnick at det foreligger ja-siing. Et problem i denne sammenhengen er at for å beregne korrelasjon må begge påstander være besvart av de samme respondentene. Dersom de husker hva de svarte første gang, vil det redusere sjansen for enig-enig-svar, slik at forekomsten av ja-siing undervurderes.

Vi skal bruke data fra Norsk Monitor (NM) til å gi eksempler på ja-siing. Også her kan det tenkes at svar tidligere i intervjuet påvirker senere svar, men faren for dette reduseres ved at påstandene ikke er direkte negasjoner av hverandre, men har ulikt innhold. Til gjengjeld kan dette skape en viss usikkerhet om påstandene virkelig uttrykker gjensidig utelukkende meninger.

NM er en serie intervjuundersøkelser med store landsrepresentative utvalg gjennomført annenhver høst siden 1985 av Ipsos (tidligere MMI og Synovate).4 Her brukes påstander med enig-uenig-svar til å måle verdioppfatninger. Svaralternativene som oppgis, er helt uenig / delvis uenig / delvis enig / helt enig / helt umulig å svare. Det vil si en fempunkts skala med «umulig å svare» plassert i midten når svarene kodes.5 Hver verdiindeks inneholder gjerne to påstander, som skal representere motsatte oppfatninger om saksforholdet.6 Som eksempel gjengis nedenfor de to som brukes i indeksen for verdimotsetningen rigiditet-spontanitet:

  • I hverdagslivet liker jeg å planlegge i detalj og vite på forhånd hva jeg skal gjøre.

  • Man bør i større grad følge sine innfall og ikke være så bundet av regler og rutiner.

Tanken er at personer som foretrekker et rolig og rutinepreget liv, vil si seg enig i den første påstanden og uenig i den siste, mens svarmønsteret vil være motsatt for de som liker forandring og overraskelser. Det viser seg imidlertid at bare noe under halvparten av respondentene har et slikt svarmønster (44 prosent), likt fordelt på preferanse for det spontane og det rigide (tabell 1). Dette er akkurat den samme andelen som er enig i begge påstander, altså blir regnet som «ja-siere». Andelen som er uenig i begge – «nei-siere» – er ganske liten (8 prosent), og enda færre lar være å svare på ett av eller begge spørsmålene (4 prosent).

Tabell 1.

Fordelingen på svarkombinasjoner for de to påstandene i indeksen for rigiditet-spontanitet (Prosent. NM 1985–2019).

Svarmønsteret kan tyde på at dette er påstander med et innhold som mange har tenkt lite over og mangler klare oppfatninger om, men som de likevel heller besvarer med helt eller delvis enig enn med helt umulig å svare. Noen av de som svarer slik, kan riktignok tenkes å ha klare oppfatninger. De erkjenner at livsførselen deres kan ha et rigid preg, samtidig som de ønsker å være mer spontane. For dem vil derfor dette ikke være et eksempel på ja-siing (fravær av oppfatning), men avspeile en reell ambivalens i preferanser.

Det som uansett er klart, er at hvis en skulle måle verdipreferanse ved hjelp av bare én av de to påstandene i indeksen, ville inntrykket bli meget forskjellig avhengig av hvilken en valgte. Begge de to påstandene med motsatt innhold får støtte av to tredeler av de intervjuede.

Tabell 2 viser forekomsten av enig-enig-svar for dette og ni andre par av påstander med motsatt innhold som brukes til å måle verdier i Monitor. De har et innhold som gjør at en ikke ville vente at en person skal si seg enig i begge. Vi antar derfor at et slikt svarmønster, om ikke alltid, som oftest avspeiler fravær av klare oppfatninger og vil derfor regne det som eksempler på ja-siing.

Tabell 2.

Ja-siing (enig-enig-svar) og nei-siing (uenig-uenig-svar) for ti par av påstander med motsatt innhold (Prosent. NM 1985–2019).*

* Påstandene gjengis her i forkortet form. Fullstendig spørsmålsformulering finnes i Vedlegg 1.

Andelen ja-siere varierer mellom 6 og 51 prosent i tabell 2, og ligger over en fjerdedel av svarene for halvparten av de ti parene av påstander. Andelen nei-siere er lavere med fire av ti forekomster under 10 prosent. Høyeste andel er 22 prosent.

Variasjonen i andelen enig-enig-svar avspeiler forskjeller mellom påstandene når det gjelder hvor nær eller fjern problemstillingen oppleves av respondentene. Det vil også spille en rolle hvor «sterkt» påstandene er formulert. Jo mer ekstremt innholdet er, jo færre vil si seg enige og jo flere uenige. Med to ekstreme påstander i paret vil andelen ja-siere avta og andelen nei-siere øke.

I den videre diskusjonen skal vi konsentrere oss om ja-siing. Som figur 1 illustrerer, med påstandene for verdimotsetningen rigiditet-spontanitet som tenkt eksempel, kan det å si seg uenig i begge påstandene være en følge av å befinne seg nær midten av den latente verdimotsetningen vi prøver å måle. Da vil begge påstandene kunne oppleves som ekstreme i hver sin retning. Sannsynligheten for å si seg enig ligger under 0,5 for begge for disse respondentene. Nei-siing er det derfor ikke rimelig å se som resultat av fravær av oppfatning om det aktuelle saksforholdet. Ja-siing har ikke en tilsvarende naturlig forklaring siden det da er snakk om å støtte standpunkter som befinner seg langt fra hverandre på hver sin ytterkant av verdimotsetningen. Sannsynligheten for det er ifølge antakelsene i figuren forsvinnende små.

Figur 1.

Tenkt sannsynlighet for å si seg enig i hver av de to påstandene A (følge innfall) og B (planlegge i detalj), avhengig av posisjon på den latente verdimotsetningen spontanitet-rigiditet.

Figur 2 viser fordelingen av hvor mange enig-enig-svar som forekommer hos respondentene for de ti parene av påstander, som er stilt i alle rundene i NM. I den videre analysen av variasjoner i ja-siing bruker vi en restriktiv operasjonalisering ved å definere dette som å ha gitt fire eller flere enig-enig-svar for de ti parene. Det virker ikke rimelig å tenke seg at en så høy forekomst skal skyldes reelle ambivalenser i oppfatningen om et saksforhold. For hele tidsrommet 1985–2019 utgjør ifølge dette målet ja-siere en snau tredel av respondentene i NM.

Figur 2.

Antall enig-enig-svar for ti par av påstander med motsatt innhold fra tabell 2 (Prosent. NM 1985–2019).

Det viser seg at andelen ja-siere gradvis har avtatt fra 1985 og fram til i dag, fra 47 og helt ned til 21 prosent i den nyeste undersøkelsen i 2019 (figur 3). Vi skal se om materialet fra NM kan kaste lys over hva som har skapt en slik utvikling.

Figur 3.

Utviklingen i ja-siing 1985–2019 (antall enig-enig-svar for ti par av påstander med motsatt innhold. Prosent. NM).

Årsaker til ja-siing

Spørsmålet om hva som kan forklare ja-siing, har opptatt psykologer som arbeider med intervjuundersøkelser (Krosnick, 1999). Mye av det som drøftes, er det vanskelig å teste ved hjelp av materiale fra NM, men vi skal se på noen forklaringer det er mulig å belyse.

Hva får respondenter til å si seg enig i påstander de egentlig ikke har noen mening om? Dette kan oppleves som en lettvint utvei hvis spørsmålet reiser en problemstilling en ikke har tenkt over og ikke ønsker å bruke tid og krefter på å ta stilling til. Noen kan synes det er litt flaut å svare «vet ikke». Det er påvist at menn, som tradisjonelt har vært mer interessert enn kvinner i politikk, oftere enn dem svarer riktig på politiske kunnskapsspørsmål (Togeby, 1996). Men de svarer også oftere feil, som kan tyde på at noen menn heller gjetter enn å svare vet ikke (Hellevik, 1995). Det viser seg at menn oftere enn kvinner har svarmønstre som kan tolkes som ja-siing (figur 4).

Å si seg enig kan også skyldes en form for høflighet overfor den/de som ytrer meningen, det vil si intervjueren eller forskeren som har laget spørreskjemaet. En annen betegnelse som brukes om en slik reaksjon, er «samtykkeeffekt» (acquiescence effect). Det å samtykke eller «jatte med» er noe som også skjer i en vanlig samtale når noen ytrer et standpunkt tilhørerne ikke har noen mening om, og ikke er interessert i å diskutere.

Dersom påstanden har en ledende formulering, for eksempel inneholder følelsesladete ord, argumenter eller henvisning til autoriteter, vil ja-siingseffekten forsterkes.

Kan en tilbøyelighet til å si seg enig i påstander uten å ha noen klar mening om innholdet være et personlighetstrekk? Dette antydes av tittelen på et tidlig bidrag om ja-siing: «Yeasayers and naysayers: Agreeing response set as a personality variable» (Couch & Keniston, 1960). Noe som taler mot en slik antakelse, er den store variasjonen i omfanget av ja-siing mellom ulike spørsmål, som tabell 2 viser. Dette mønsteret peker snarere i retning av betydningen av spørsmålets tema og utforming enn av et stabilt personlighetstrekk hos respondentene. Det samme gjør de store endringene over tid i forekomsten av ja-siing (figur 3) siden en må anta at personlighetstrekk er mer stabile enn forholdene som påvirker holdninger.

I debatten om autoritære holdninger i arbeiderklassen ble sammenhengen mellom utdanning og ja-siing framhevet (Jackman, 1973). En slik sammenheng finner vi også i NM.7 Figur 4 viser at personer med høy (universitets-/høyskolenivå), middels eller lav utdanning (folke-, ungdoms-/realskole) skiller seg fra hverandre når det gjelder andelen ja-siere. Resultatene i figur 4 er fra de tre siste rundene av NM, der andelen ja-siere er kommet ned i 21 prosent.

Variasjonen i ja-siing er størst for utdanning. Sammenhengen mellom alder og ja-siing er U-formet, det er flest ja-siere blant de yngste og de eldste. Menn har som nevnt en høyere andel ja-siere enn kvinner. Jo mindre interesse respondentene har for politikk, desto høyere er andelen ja-siere.

Figur 4.

Variasjoner i andelen ja-siere (Prosent med minst fire enig-enig-svar for ti par av motsatte påstander. NM 2015–2019).

Av disse egenskapene er både alders- og kjønnsfordelingen i befolkningen så stabile at de ikke kan forklare den sterke nedgangen i ja-siing siden 1985. Derimot innebærer sammenhengen mellom utdanning og ja-siing at det stigende utdanningsnivået i Norge kan ha bidratt vesentlig til nedgangen, anslagvis med 7 prosentpoeng.8 At ikke endringene i fordelingen på utdanningsnivå er hele forklaringen, illustreres av at det er en klar tendens til redusert ja-siing innenfor alle utdanningsgrupper, spesielt innenfor gruppen med lav utdanning. Fra perioden 1985–89 til siste periode 2015–19 gikk andelen her ned med 21 prosentpoeng mot 9 og 4 poeng for de med middels og høy utdanning. Avstanden mellom utdanningsgruppene har dermed avtatt over tid.

Også den siste variabelen i figur 4, politisk interesse, har hatt vekst for de høyeste verdiene. Sammenliknet med 1999, da dette spørsmålet var med i NM for første gang, er andelen meget interesserte i 2019 økt med 9 prosentpoeng og andelen lite interesserte sunket tilsvarende. Men denne veksten er mindre og sammenhengen med ja-siing svakere enn for utdanning, slik at betydningen for reduksjonen i ja-siing blir liten.9 Det må altså være andre forhold i tillegg til utdanning og politisk interesse som har bidratt til nedgangen i ja-siing de siste tiårene.

Et slikt annet forhold kunne tenkes å være en endring i intervjuopplegget. Den åpner for en mulig metodeforklaring: bortfall av intervjuereffekt. I perioden 1985–95 inngikk nemlig mange av påstandene i verdiindeksene i NM i et personlig intervju. Da MMI i 1997 gikk over fra hjembesøk til å gjennomføre rekrutteringen via telefonintervju, som måtte være kortere, ble disse spørsmålene flyttet til selvutfyllingsskjemaet. En hypotese vil være at tendensen til ja-siing forsterkes når det er en intervjuer som stiller spørsmålet. Det viser seg imidlertid at utviklingen for andelen som sier seg enig, er tilnærmet den samme etter 1995 når vi sammenlikner påstander der en gikk over fra personlig intervju til selvutfylling med påstander som hele tiden ble besvart med selvutfylling.10 Dette tyder ikke på at den reduserte ja-siingen over tid i NM kan forklares av endringen i intervjuopplegget. Problemet med slike sammenlikninger er imidlertid at utviklingen også vil være påvirket av reelle opinionsendringer innenfor ulike saksområder, som det er vanskelig å kontrollere for. En fullgod test av betydningen av intervjuereffekt for ja-siing ville kreve bruk av et surveyeksperiment der intervjuformen varierte for identiske påstander.

En annen mulig metodeforklaring er at det økende bortfallet av respondenter i NM øker underrepresentasjonen av potensielle ja-siere som mangler oppfatninger om påstandene de skal ta stilling til. Det viser seg for eksempel at bortfallet fra det innledende telefonintervjuet til de som besvarer det større spørreskjemaet der påstandene i verdiindeksene inngår, er større for personer som ikke deltar i valg (Hellevik, 2015, 2016). Nøyaktig hvor mye en slik skjevhet kan bety for utviklingen i forekomsten av ja-siing, er det imidlertid ikke mulig å fastslå ved hjelp av data fra NM.

Bruk av indekser for å nøytralisere effekten av ja-siing

Enig-uenig-svar ble tidlig brukt i holdningsindekser utviklet av Rensis Likert (1932). 11 En Likert-skala består av flere påstander, der omtrent like mange har positiv og negativ tendens (McIver & Carmines, 1981). Når påstander med ulik tendens kombineres i en additiv indeks, nøytraliseres effekten av ja-siing. Det er et slikt opplegg som er brukt for verdiindeksene i NM. Tabell 3 illustrerer hvordan dette fungerer for indeksen for rigiditet-spontanitet.

Tabell 3.

Skåre på indeksen for rigiditet-spontanitet.

Svarene på de to påstandene er kodet motsatt med kodetallene fastsatt slik at høy skåre betyr preferanse for rigiditet. For å få indeksskåre 8 må respondenten si seg helt enig i den første påstanden og helt uenig i den andre. Skåre 0, høy grad av spontanitet, er resultatet av det motsatte svarmønsteret. Likt svar for begge påstander, enten enig-enig eller uenig-uenig, gir samme indeksskåre som når en respondent ikke tar stilling (velger «umulig å svare» eller lar spørsmålet stå ubesvart), nemlig 4. Slik oppnås det som er hensikten med å bruke motsatt formulerte påstander i indeksen: å unngå at ja-siing forveksles med reelle holdninger. En plassering på indeksens ytterpunkter krever at respondenten veksler mellom enig- og uenig-svar, det vil si ikke har en fast svarmåte («response set»).

Tabell 1 viste fordelingen på de 5*5 kombinasjonene av svar på de to påstandene. I figur 5 gjengis fordelingen dette gir på indeksen. Den høye andelen midt på skalaen skyldes i all hovedsak enig-enig-svar siden andelene som ikke tar stilling eller svarer uenig-uenig, er lave (tabell 1).

Figur 5.

Fordelingen på indeksen for rigiditet-spontanitet (Prosent. NM 1985–2019).

Ja-siing og utvelgingen av indikatorer til indekser

For å avgjøre hvilke påstander som skal inkluderes i en indeks, legges det ofte vekt på at de er høyt positivt eller negativt korrelerte. Det innebærer at en tenker seg at indikatorene er påvirket av den latente egenskapen de skal måle (refleksiv målemodell). Da kan høy innbyrdes korrelasjon tolkes som tegn på at denne påvirkningen er sterk, og at påstandene dermed er valide indikatorer for egenskapen.

Hvis en i stedet tenker seg at indikatorene sammen utgjør den latente egenskapen (formativ målemodell), er ikke høy innbyrdes korrelasjon et relevant kriterium. Men også med en refleksiv modell kan kravet om høy korrelasjon være uheldig dersom det er brukt enig-uenig-svar. Da vil nemlig ja-siing bidra til at den negative korrelasjonen mellom påstander med motsatt tendens blir lavere enn den positive korrelasjonen mellom likt formulerte påstander. Dette kan igjen resultere i at bare påstander med lik tendens blir valgt ut som indikatorer, når høy positiv eller negativ innbyrdes korrelasjon er avgjørende. Dermed oppnås ikke den nøytraliseringen av ja-siing som påstander med motsatt tendens gir for en indeks.

En illustrasjon av hvordan bruk av enig-uenig-påstander kombinert med krav om høy korrelasjon kan få selv dyktige forskere til å treffe uheldige avgjørelser når det gjelder valg av indikatorer, kan vi finne i en analyse av holdninger til kvinners deltakelse i yrkeslivet (Togeby. 1996). Inspirert av metodediskusjonen til Mokken (1971) utelot hun to påstander med motsatt tendens og lav negativ korrelasjon med de fem øvrige i holdningsindeksen. Indeksen der alle indikatorene var påstander med samme tendens, skapte en situasjon der ja-siing ble en mulig forklaring på noen av analyseresultatene (Hellevik, 1995).

Alternative spørsmålstyper

Påstander med enig-uenig som svaralternativer skiller seg fra spørsmål der svarene er tilpasset innholdet i hvert enkelt spørsmål. Saris et al. (2010, s. 61) kaller den siste spørsmålstypen «item specific» og gir som eksempel spørsmålet «How would you rate your health – excellent, very good, good, fair, or bad?» Dette er en enkel og direkte framgangsmåte for å få den informasjon en ønsker fra respondenten sammenliknet med å bruke enig-uenig-svar på en påstand om egen helse. Den siste spørsmålsformen har den fordelen at en felles svarskala kan brukes for mange typer spørsmål, men ulempen er, som vi har sett, faren for ja-siing: at svarmåten påvirker resultatene.

Det brukes også påstander med andre faste svarskalaer enn enig-uenig, blant annet stemmer-stemmer ikke. Det kan tenkes at en eventuell påvirkning fra slike svaralternativer med en gradering av samsvar med egen oppfatning vil være mindre enn for enig-uenig-skalaen.

Enda et alternativ er spørsmål formulert som et valgdilemma. Respondenten velger da mellom to påstander som skal uttrykke hovedstandpunktene til et stridsspørsmål. Med valg mellom to alternative oppfatninger er det ikke noe med selve svarmåten som favoriserer ett av svarene, til forskjell fra enig-uenig-skalaen. Vi unngår dermed en effekt tilsvarende ja-siing.

Hvilke forskjeller vi får mellom resultatene med bruk av enig-uenig eller stemmer-stemmer ikke som svarskala eller av valgdilemmaer, skal vi teste ved hjelp av et surveyeksperiment.

Survey-eksperiment for å teste omfanget av ja-siing

Analysene av ja-siing har så langt vært basert på data fra NM, der respondentenes svar på to ulike påstander om samme tema, men med motsatt tendens er sammenliknet. Dette opplegget har imidlertid sine begrensninger. Som tidligere nevnt er det ikke sikkert at to påstander vi antar har motsatt innhold, faktisk oppleves slik av en respondent. Med andre ord betyr ikke nødvendigvis to enig-svar at respondenten mangler en klar mening om påstandenes innhold, selv om vi vil anta at dette gjelder i de fleste tilfellene for påstandene vi har analysert.

Et alternativt opplegg for å påvise ja-siing er survey-eksperimenter, et opplegg som blir stadig mer brukt innenfor intervjuforskning (Sniderman, 1996; Gaines, Kulinski & Quirk, 2007). Utvalget deles inn i likeverdige deler ved hjelp av loddtrekning. Underutvalgene eksponeres for hvert sitt stimuli, som i vårt tilfelle er varianter av spørsmål om samme tema. Ved å se på forskjeller i resultatene kan en få et inntrykk av om de påvirkes av svarmåten.

Utgangspunktet for eksperimentet er et spørsmål fra NM, der respondentene skal velge hvilken av to motstridende oppfatninger om innvandreres forhold til norsk økonomi som stemmer best overens med deres egen (figur 6). Hvis de to alternativene er formulert slik at de reflekterer standpunktene i den aktuelle saken på en god måte, gir svarene et riktig bilde av opinionen. Avvik fra dette bildet for andre spørsmålsutforminger kan dermed tolkes som tegn på påvirkning.

Dette skal testes ved å bruke enig-uenig-skalaen for de to påstandene stilt hver for seg. I tillegg testes en alternativ svarskala, som også brukes i NM, stemmer meget godt stemmer nokså godt – stemmer litt – stemmer ikke i det hele tatt.12

Figur 6 viser utfallene innenfor hvert av de fem delutvalgene. Der påstandene vurderes enkeltvis, er de to ytteralternativene på hver sin side av den femdelte svarskalaen slått sammen (helt + delvis enig = enig, helt + delvis uenig = uenig / stemmer meget + nokså godt = stemmer, stemmer litt + ikke i det hele tatt = stemmer ikke).

Figur 6.

Holdning til innvandrere målt ved hjelp av valg mellom to påstander, eller påstandene brukt enkeltvis, enten med svarmåte enig-uenig eller stemmer-stemmer ikke (Prosent. Surveyeksperiment Ipsos nettpanel høsten 2019).

Figur 7.

Overvekt av positive over negative svar for ulike spørsmålsformater

Resultatet for valgdilemmaet antas å gi et riktig bilde av opinionen. Det viser at langt flere i 2019 har et positivt syn på innvandrernes rolle i norsk økonomi (52 prosent «bidrar») enn et negativt (29 prosent «snylter»). Sammenliknet med resultatet da dette spørsmålet ble stilt første gang i NM i 1993, er opinionen klart endret i retning av mer positive holdninger (Hellevik & Hellevik, 2017). Da valgte 25 prosent «bidrar» og 45 prosent «snylter».13

Ser vi på svarfordelingen når påstandene brukes enkeltvis, er avstanden fra valgdilemmaet større for svaralternativet enig enn for uenig (avvik 25 og 21 prosentpoeng, versus 13 og 9). Det samme mønsteret gjelder for stemmer sammenliknet med stemmer ikke (avvik for stemmer 15 og 12 versus 8 og 1 prosentpoeng for stemmer ikke).14 De fire siste avvikene er nesten halvert i forhold til resultatene for enig-uenig-svar, og spesielt de to for stemmer ikke ligger ganske nær resultatene for valgdilemmaet.

Figur 7 oppsummerer resultatene av surveyeksperimentet i form av balansen for positive minus negative holdninger til innvandrere for de ulike spørsmålsformatene. For valgdilemmaet er det en overvekt av positive svar på 23 prosentpoeng. Avvikene fra dette resultatet er klart større for enig-uenig-svarskalaen (30 og 38 prosentpoeng) enn for stemmer-stemmer ikke-svarskalaen (23 og 13 prosentpoeng). Avvikene går i positiv retning for de positivt formulerte påstandene og i negativ retning for de negativt formulerte.

Det ble også gjennomført et survey-eksperiment for et annet valgdilemma, som gjaldt synet på konsekvensene av innvandring for norsk kultur: A: Innvandrere bidrar til at vi får et større kulturelt mangfold i Norge med spennende ny mat, musikk, kunst osv. B: Innvandrernes levemåte passer ikke inn i Norge. De fremmede skikkene er til ulempe for omgivelsene og kan bli en trussel mot norsk kultur. Som valgdilemma var det 65 prosent som valgte det positive (A) og 26 prosent det negative alternativet (B), som gir en positiv overvekt på 39 prosentpoeng. Når det i stedet ble brukt påstander en skal si seg enig eller uenig i, økte overvekten av positive svar til 51 prosentpoeng i utvalget som tok stilling til den positive påstanden (A), og ble redusert til 23 prosentpoeng i utvalget som fikk den negative påstanden (B). Dette viser et klart utslag på resultatene av spørsmålsformen, men noe svakere enn de vi fikk for synet på innvandrernes bidrag til norsk økonomi som vist i figur 6 og 7. Derfor ble testen av stemmer-stemmer ikke som svaralternativer gjennomført bare for økonomispørsmålet.

Konklusjon

Med den omfattende bruken av påstander med svarskala enig-uenig i intervjuundersøkelser risikerer vi at det blir trukket misvisende konklusjoner dersom ikke faren for ja-siing er kjent og tatt hensyn til. Dette gjelder ikke bare feilslutninger med hensyn til nivået for oppslutningen om et bestemt standpunkt, som vil kunne overvurderes når en ser på andelen enige. Også slutninger om utviklingstendens eller sammenhengen med andre variabler kan bli feilaktige fordi ja-siing kan endre seg over tid eller variere mellom respondenter med ulik verdi på slike variabler.

Resultatene fra Norsk Monitor for svarene på par av påstander om samme tema, men med motsatt tendens viser at det standpunktet en skal si seg enig i, får en økning i støtten fordi noen respondenter som mangler en klar oppfatning, likevel velger dette svaret. Omfanget av slik ja-siing varierer sterkt, avhengig av temaet og påstandenes utforming, og vil i noen tilfeller være betydelig.

Resultatene fra surveyeksperimentet viser at sett i forhold til et valgdilemma med to motsatte påstander kan det å ta stilling til de samme påstandene enkeltvis gi store avvik i resultatene. Avviket blir mindre hvis en bruker svaralternativene stemmer-stemmer ikke enn enig-uenig. Videre er avvikene fra valgdilemmaet for andelen som svarer uenig eller stemmer ikke, mindre enn avvikene for andelen som svarer enig eller stemmer.

Konklusjonen blir at det er uheldig å bruke én enkelt påstand til å måle holdningen til et stridsspørsmål. Men hvis dette likevel gjøres, er det bedre å bruke stemmer-stemmer ikke som svaralternativer enn den mer vanlige enig-uenig-skalaen. Siden det er andelen som svarer stemmer ikke (evt. uenig) som ser ut til å ligge nærmest det riktige bildet av holdningsfordelingen, bør påstanden formuleres slik at det er dette svaret som støtter det standpunktet en ønsker å måle oppslutningen om. Men uansett vil bruken av valgdilemmaer gi det mest korrekte bildet av opinionen. Ulempen med denne spørsmålsformen er at når den skal brukes for flere spørsmål, tar den mye plass i intervjuskjemaet og er krevende å besvare for respondentene sammenliknet med en spørsmålsserie med faste svaralternativer.

Til tross for problemet med ja-siing kan påstander med enig-uenig-svar brukes til å konstruere indekser når en sørger for at det er valgt ut et balansert sett av indikatorer med ulik tendens i det som påstås. Da blir effekten av ja-siing nøytralisert ved at respondenter med et slikt svarmønster får samme skåre som de som ikke tar stilling, og plasseres på midten av indeksen i stedet for på ytterkantene. Samtidig utnytter en på denne måten de betydelige praktiske fordelene som en fast svarskala innebærer for gjennomføringen av en intervjuundersøkelse.

Vedlegg

Vedlegg 1. Par av påstander med antatt motsatt innhold

Jeg er mer opptatt av hvor godt mat smaker enn av hvor sunn den er.

Jeg er alltid opptatt av å leve sunt og å holde meg i god fysisk form.

 

I hverdagslivet liker jeg å planlegge i detalj og vite på forhånd hva jeg skal gjøre.

Man bør i større grad følge sine innfall og ikke være så bundet av regler og rutiner.

 

Selv anerkjente bedrifter kan komme til å lage dårlige og uholdbare ting hvis ikke myndighetene fører kontroll.

Det er for mye statlig innblanding og regulering i dagens samfunn.

 

Folk bør kunne få se ut, kle seg og leve som de vil, enten andre liker det eller ikke.

Det finnes mange meninger som aldri burde bli tillatt fremført i radio og fjernsyn.

 

Man bør alltid sette hensynet til andre foran egne ønsker.

Vi bør løse problemene i vårt eget land før vi bruker penger på å hjelpe folk i andre land.

 

Jeg liker å få vite om nye varer og tjenester raskt, slik at jeg kan ta dem i bruk.

Det gamle og velprøvde er som regel bedre enn nymotens påfunn.

 

Det er alltid viktig å holde hodet kaldt og ikke la seg rive med av følelser.

Jeg er stadig på utkikk etter nye følelsesmessige opplevelser.

 

Jeg hilser alle nye tekniske fremskritt velkommen.

Datamaskiner og annen moderne teknikk virker skremmende på meg.

 

Bare fordi det er spennende og risikofylt, liker jeg av og til å gjøre ting som er farlig eller forbudt.

Jeg foretrekker å leve et rolig liv.

 

Livet på landet er mer tilfredsstillende enn livet i byer.

Bylivets mange muligheter betyr mer for meg enn natur og frisk luft.

Vedlegg 2. Prosentueringsbaser (uveid N)

Norsk Monitors runder 1985–2019.

198519871989199119931995199719992001200320052007200920112013201520172019Totalt
N:22122818291529483058302542574084405839553849390935973980381239813778371063946

Figur 4.

15–24 år2071
25–34 år1301
35–44 år1509
45–54 år2065
55–69 år2957
70 år– 1566
Mann5595
Kvinne5874
Lav utdanning1055
Middels utdanning3833
Høy utdanning6581
Meget interessert i politikk1918
Ganske interessert5688
Ikke særlig interessert3244
Ikke interessert i det hele tatt489

Survey-eksperimentet

Valg mellom A og B175
A: Enig/uenig «Snylter»163
B: Enig/uenig «Bidrar»175
A: Stemmer / stemmer ikke «Snylter»273
B: Stemmer / stemmer ikke «Bidrar»268

Referanser

Adorno, T.W., Frenkel-Brunswick, E., Levinson, D.J. & Sanford, R.N. (1950). The Authoritarian Personality. New York: Harper and Row.

Couch, A. & Keniston, K. (1960). Yeasayers and naysayers: Agreeing response set as a personality variable. Journal of Abnormal and Social Psychology, 60, 151–74.

Gaines, B.J., Kulinski, J.H. & Quirk, P.J. (2007). The logic of the survey experiment reexamined. Political Analysis, 15(1), 1–20. https://doi.org/10.1093/pan/mpl008

Hellevik, O. (1970). Samfunnsvitenskapelig metode. En innføring for studenter i statsvitenskap og sosiologi. Hefte I. Oslo: Universitetsforlaget.

Hellevik, O. (1971). Forskningsmetode i sosiologi og statsvitenskap. Oslo: Universitetsforlaget (7. utg. 2002).

Hellevik, O. (1995). «Fra tilskuere til deltagere». Utdrag av opposisjonen ved Lise Togebys doktordisputas. Politica, 27(2), 213–222.

Hellevik, O. (2008). Jakten på den norske lykken. Norsk Monitor 1985–2007. Oslo: Universitetsforlaget.

Hellevik, O. (2011). Mål og mening. Om feiltolking av meningsmålinger. Oslo: Universitetsforlaget.

Hellevik, O (2015). Hva betyr respondentbortfallet i intervjuundersøkelser? Tidsskrift for Samfunnsforskning, 56(2), 211–231.

Hellevik, O. (2016). Extreme nonresponse and response bias. A “worst case” analysis. Quality & Quantity, 50(5), 1969–91. https://doi.org/10.1007/s11135-015-0246-5

Hellevik, O. (2017). Kan vi stole på undersøkelsen om forskning? Debattinnlegg Aftenposten 21.9.2017, seksjon 2 s. 36. https://www.aftenposten.no/meninger/debatt/i/yaA5A/Kan-vi-stole-pa-undersokelsen-om-forskningsformidling--Ottar-Hellevik

Hellevik, O. (2019a). Misvisende om rasisme. Kronikk. NRK Ytring 3.6.19. https://www.nrk.no/ytring/misvisende-om-rasisme-1.14574312

Hellevik, O. (2019b). Derfor er «Ja-siing» et problem for forskere. Kronikk Forskning.no 14.6.19. https://forskersonen.no/meninger-om-forskning-politikk/derfor-er-ja-siing-et-problem-for-forskere/1347656

Hellevik, O. & Hellevik, T (2017). Utviklingen i synet på innvandrere og innvandring i Norge. Tidsskrift for Samfunnsforskning, 58(3), 250–283. https://doi.org/10.18261/ISSN.1504-291X-2017-03-01

Hoffmann, C. & Moe, V. (red.) (2017). Holdninger til jøder og muslimer. Befolkningsundersøkelse og minoritetsstudie. HL-senteret: 91–106. http://www.hlsenteret.no/publikasjoner/digitale-hefter/holdninger-til-joder-og-muslimer-i-norge-2017.html

Høst, S. (1975). Ja-effekten (acquiescence response set) og bruken av påstander i intervjuundersøkelser. Arbeidsnotater IO 75/34 SSB.

Jackman, M.R. (1973). Education and prejudice or education and response set? American Sociological Review, 38, 327–339.

Krosnick, J.A. (1999). Survey research. Annual Review of Psychology, 50, 537–567.

Krosnick J.A. & Fabrigar, L.R. (2001). Designing Good Questionnaires: Insights from Psychology. New York: Oxford Univ. Press.

Likert, R. (1932). A technique for the measurement of attitudes. Archives of Psychology, 22, 1–55.

McIver, J.P. & Carmines, E.G. (1981). Unidimensional Scaling. Thousand Oaks, CA: Sage.

Mokken, R.J. (1971). A Theory and Procedure of Scale Analysis. The Hague and Paris: Mouton.

Revilla, M.A., Saris, W.E. & Krosnick, J.A. (2014). Choosing the number of categories in agree–disagree scales. Sociological Methods & Research, 43(1), 73–97. https://doi.org/10.1177/0049124113509605

Saris, W.E., Revilla, M.A., Krosnick, J.A. & Shaeffer, E.M. (2010). Comparing questions with agree/disagree response options to questions with construct-specific response options. Survey Research Methods, 4, 61–79.

Sniderman, P.M. (1996). Innovations in experimental design in attitude surveys. Annual Review of Sociology, 22, 377–99.

Togeby, L. (1996). Feminist attitudes: Social interests or political ideology? Women & Politics, 15(2), 39–61. https://doi.org/10.1300/J014v15n04_03