Oppslutning om mangfoldige kjønnsidentiteter og et tredje juridisk kjønn

Ragni Hege Kitterød og Mari Teigen

Innledning

De siste to tiårene har det vært en økende anerkjennelse av mangfold i seksuell orientering, kjønnsidentitet og kjønnsuttrykk. Debatter om ikke-binære og transkjønnede identiteter og rettigheter har blitt mer synlige, og det har blitt mer oppmerksomhet om mangfold i kjønnsidentitet og kjønnsuttrykk.

I de siste tiårene har det vært en gradvis utvidelse av lovgivningen for likestilling og vern mot diskriminering. Den såkalte «homoparagrafen» i Norge ble opphevet først i 1972. Norge var blant de siste landene i Europa som opphevet slike lover, og likestillingsloven av 1978 gjaldt først og fremst situasjonen til heterofile kvinner og menn (Hellum & Strand, 2022, s. 103). Det tok lang tid før vern mot diskriminering på grunnlag av seksuell orientering kom inn i lovgivningen, og først var det på begrensede områder, for eksempel i arbeidsmiljøloven i 2004, som ga vern mot diskriminering ved ansettelser. I 2013 ble diskrimineringsloven om seksuell orientering, kjønnsidentitet og kjønnsuttrykk vedtatt som et ledd i Norges oppfyllelse av internasjonale forpliktelser (Hellum & Strand, 2022, s. 103). Vern mot diskriminering på grunnlag av seksuell orientering, kjønnsidentitet og kjønnsuttrykk inngår nå i den samlede likestillings- og diskrimineringsloven som ble vedtatt i 2017.

I kjølvannet av nye debatter om ikke-binære og mangfoldige kjønnsidentiteter har det også vokst fram en politisk debatt om å avklare rettighetssituasjonen til ikke-binære ved å innføre en tredje kjønnskategori. Ifølge Barne-, ungdoms- og familiedirektoratets (Bufdir) utredning om en tredje juridisk kjønnskategori foreligger det ingen internasjonale forpliktelser om innføring av en tredje kjønnskategori, men det finnes en rekke anbefalinger om dette, blant annet fra Europarådet. Likevel er det foreløpig ingen land som har innført en tredje juridisk kjønnskategori, noe som foreslås i den norske utredningen. Den norske utredningen åpner for ulike løsninger, deriblant at det opprettes en tredje juridisk kjønnskategori i folkeregisteret, samt at man går gjennom relevant lovgivning for å vurdere endringer dersom det innføres en folkeregistrert tredje kjønnskategori. Det finnes imidlertid enkelte land som har innført tilpasninger som åpner for å reservere seg fra å oppgi kjønn i pass og andre identifikasjonspapirer (Bufdir, 2022, s. 54).

Det går samtidig et viktig skille mellom frihet og rettigheter. På den ene siden har man friheten til å forme og uttrykke sin kjønnsidentitet uten å bli diskriminert, på den andre siden har man rettighetene som er knyttet til en tredje juridisk kjønnskategori. Beskyttelse mot å bli diskriminert på grunnlag av kjønnsidentitet og kjønnsuttrykk er omfattet av likestillings- og diskrimineringsloven § 1. Det er ennå ikke avklart om Norge kommer til å innføre en tredje juridisk kjønnskategori i folkeregisteret.

Ikke-binære og mangfoldige kjønnsidentiteter blir stadig mer anerkjent i mange land verden over. Likevel står dette temaet i økende grad i sentrum for polariserende identitetspolitiske debatter. «Anti-gender»-bevegelsen, som har fått stor oppslutning i flere land der høyrepopulistiske og nasjonalkonservative vinner fram, er tuftet på en mobilisering rundt en binær tokjønnsmodell og støtte til tradisjonelle kjønnsroller. Homofili og mangfold i kjønnsidentitet og kjønnsuttrykk avvises (Korolczuk, 2014; Kuhar & Paternotte, 2017; Roggeban & Krizsan, 2018; Kitterød & Teigen, 2023).

Dagens debatter om mangfoldige kjønnsidentiteter, kjønnsuttrykk og en tredje juridisk kjønnskategori skiller seg vesentlig fra den tradisjonelle likestillingsdebatten. Den tradisjonelle likestillingsdebatten tar utgangspunkt i en tokjønnsmodell og har i stor grad handlet om hva som skal være idealer for fordeling av arbeid og omsorg mellom heterofile kvinner og menn, og hva slags tiltak som skal til for å utjevne disse forskjellene. Dagens debatter om mangfoldige kjønnsidentiteter og innføring av en tredje juridisk kjønnskategori stiller spørsmål om hvordan oppslutningen varierer for tema i ytterkanten av den tradisjonelle likestillingsdebatten – og for tema som gjelder andre problemstillinger enn de som har stått sentralt i likestillingsdebatten i de senere årene.

I CORE SURVEY 2022 – Likestillingsundersøkelsen har vi stilt to spørsmål som kan belyse denne problematikken: ett om aksept for at noen identifiserer seg som noe annet enn «kvinne» eller «mann», og ett om aksept for et tredje juridisk kjønn. Respondentene ble bedt om å ta stilling til to påstander som følger:[1]

Hvor enig eller uenig er du i at

• det bør aksepteres at noen identifiserer seg som noe annet enn «kvinne» eller «mann»
• det bør innføres et tredje juridisk kjønn

(helt enig, delvis enig, verken/eller, delvis uenig, helt uenig, vet ikke).

I dette notatet undersøker vi oppslutningen om disse to påstandene i befolkningen. Vi spør om det er like stor oppslutning om begge påstander, eller om innføringen av et tredje juridisk kjønn vekker mindre entusiasme / mer skepsis enn det at folk identifiserer seg som noe annet enn «kvinne» eller «mann». Videre spør vi hvordan oppslutningen varierer mellom grupper, og om mønsteret er det samme for de to påstandene.

Spørsmålene om kjønnsidentitet, aksept for å identifisere seg som noe annet enn «kvinne» eller «mann» og innføring av en tredje kjønnskategori, er altså «nye» spørsmål i likestillingsdebatten, nyere enn for eksempel spørsmål om fordeling av ansvar for hjem og familie og økonomisk forsørgelse, kjønnskvotering i politikk og næringsliv og fedrekvoten i foreldrepermisjonen. Ser vi dermed større oppslutning blant yngre enn eldre? Og er det mer støtte til disse spørsmålene blant kvinner enn menn, slik vi ser ved mange spørsmål som dreier seg om likestilling mellom kvinner og menn (Davis & Greenstein, 2009: Kitterød & Teigen, 2023)? Eller ser vi et annet mønster for oppslutning om disse spørsmålene, som ikke kan sies å handle om likestilling til fordel for enten kvinner eller menn? Og hvordan varierer oppslutning med utdanningsnivå, geografisk bosted og partipolitisk stemmegivning?

Avslutningsvis i dette notatet vil vi reflektere over hvordan svarmønstrene på de to spørsmålene som analyseres her, skiller seg fra hovedtendensen i svarmønstrene i flere av de spørsmålene som ble stilt i CORE SURVEY 2022, og som allerede er analysert.[2]

Større aksept for å identifisere seg som noe annet enn «kvinne» eller «mann» enn for å innføre et tredje juridisk kjønn

På spørsmålet om det bør aksepteres at noen identifiserer seg som noe annet enn «kvinne» eller «mann», svarer 35 prosent at de helt enige, og 18 prosent at de er delvis enige (figur 1). Til sammen er altså vel halvparten positive til dette. 23 prosent er enten helt eller delvis uenige i påstanden, mens 18 og 5 prosent har svart henholdsvis «verken/eller» og «vet ikke».

Kvinner slutter opp om denne påstanden i langt større grad enn menn. Hele 63 prosent av kvinnene er enten helt eller delvis enige i påstanden. Blant menn er andelen 42 prosent. Menn er derimot oftere enn kvinner uenige i påstanden (33 mot 15 prosent). Det er små kjønnsforskjeller i andelene som svarer «verken/eller» og «vet ikke».  

Figur 1

Det bør aksepteres at noen identifiserer seg som noe annet enn «kvinne» eller «mann». Oppslutning i befolkningen i alderen 18–79 år.

Note: N=4009 (alle) / 1854 (kvinner) / 2155 (menn)

Figur 2

Det bør innføres et tredje juridisk kjønn. Oppslutning i befolkningen i alderen 18–79 år.

Note: N=4009 (alle) / 1854 (kvinner) / 2155 (menn)

Det er betydelig mindre oppslutning om at det bør innføres et tredje juridisk kjønn, enn at noen identifiserer seg som noe annet enn «kvinne» eller «mann». Bare 21 prosent er helt eller delvis enige i dette, mens klart flere, hele 34 prosent, er uenige (figur 2). 20 og 15 prosent har svart henholdsvis «verken/eller» og «vet ikke». Den høye andelen «vet ikke»-svar kan tyde på at forholdsvis mange synes det er vanskelig å ta stilling til denne påstanden, eller rett og slett er usikre på hva det innebærer å innføre et tredje juridisk kjønn.

Også ved denne påstanden ser vi større oppslutning og mindre motstand blant kvinner enn blant menn. 25 prosent av kvinnene og 16 prosent av mennene er enten helt eller delvis enige, mens 34 prosent og 55 prosent er henholdsvis helt enige eller delvis uenige. Blant menn er det altså betydelig motstand mot at det bør innføres et tredje juridisk kjønn. Også blant kvinner er det relativt flere som er uenig enn enig i dette.  

Stor variasjon i oppslutningen om begge påstander

Kvinner er altså mer positive enn menn både til påstanden om at det bør aksepteres at noen identifiserer seg som noe annet enn «kvinne» eller «mann», og til påstanden om det bør innføres et tredje juridisk kjønn. Men det er også betydelig variasjon blant både kvinner og menn i hvordan de besvarer disse spørsmålene. I tabell 1 vises andelen av ulike grupper av kvinner og menn som er enig (helt eller delvis) i hver av de to påstandene. Vi ser på forskjeller etter alder, utdanningsnivå, geografisk bosted og partipreferanse, målt ved stemmegivning ved siste stortingsvalg.

Tabell 1

Andelen kvinner/menn som er enig (helt eller delvis) i at det bør aksepteres at noen identifiserer seg som noe annet enn «kvinne» eller «mann», og andelen som er enig (helt eller delvis) i at det bør innføres et tredje juridisk kjønn. Prosent.

Selv om kvinner slutter opp om begge påstander i større grad enn menn, ser vi mange av de samme gruppeforskjellene blant både kvinner og menn. Gruppeforskjellene er også langt på vei de samme for begge de to påstandene, selv om den første har betydelig større oppslutning enn den andre. For begge påstander er det er tendens til at den eldste aldersgruppen (67–79 år) er mindre positive enn yngre aldersgrupper, at de som har lang høyere utdanning, er mer positive enn de som ikke har høyere utdanning, og at de som bor i Oslo, er mer positive enn de som bor andre steder i landet. Det er også store forskjeller etter politisk tilhørighet, her målt ved stemmegivning ved siste stortingsvalg. Høyest andel positive finner vi blant de som stemte MDG, Rødt og SV. Lavest andel positive ser vi blant de som stemte KrF, og blant de som stemte på andre partier eller lister enn de som er nevnt i tabellen. 

Analyser av betydningen av flere faktorer samtidig

Oversikten i tabell 1 viser altså hvordan oppslutningen om de to påstandene varierer for kvinner og menn med ett og ett kjennetegn (alder, utdanning, bosted og partipreferanse). Vi har inkludert flere kjennetegn i samme analyse for å få en bedre forståelse av sammenhengen mellom de ulike kjennetegnene og oppslutningen om hver av de to påstandene. Da kan vi isolere betydningen av enkeltfaktorer. For eksempel kan vi se på forskjeller mellom utdanningsgrupper, gitt at de har samme alder, bosted og partipreferanse.

For begge de to påstandene har vi definert dummyvariabler (verdier 1/0), der 1 reflekterer at man er enig i påstanden (helt eller delvis), mens de som har valgt ett av de andre svaralternativene, har fått verdien 0 (helt eller delvis uenig, verken/eller, vet ikke). Dette er altså de avhengige variablene i analysene. Kjønn, alder, utdanning, bosted og partipreferanse utgjør de uavhengige variablene. Vi viser resultater for flere modeller. Deskriptiv statistikk for de uavhengige variablene vises i vedleggstabell 1.

Som analyseteknikk benytter vi en lineær sannsynlighetsmodell. For hver faktor, eller uavhengige variabel, har vi definert en referansegruppe som de øvrige gruppene sammenlignes med. Regresjonskoeffisienten kan da tolkes som forskjeller i sannsynlighet for å ha verdien 1 sammenlignet med verdien 0 på den avhengige variabelen mellom ulike kategorier på de uavhengige variablene. Hver kategori sammenlignes da med referansekategorien (Hellevik 2009; Mood 2010).

Resultatene vises som plott som angir relative forskjeller mellom de ulike gruppene i sannsynligheten for å være enige i en påstand (se figur 3‒6). Hver gruppe sees altså i forhold til referansekategorien. Plott til høyre for den vertikale linjen betyr større oppslutning om / enighet i påstanden enn referansekategorien, mens plott til venstre for den vertikale linjen betyr at en gruppe slutter mindre opp om påstanden enn det referansekategorien gjør. Referansekategoriene innenfor hver variabel (kjønn, alder, utdanning, bosted og stemmegivning) er plottene som ligger på den vertikale linjen. Plottene som ikke ligger på linjen, viser relative forskjeller innenfor hver variabel. De horisontale strekene viser 90 prosent (tykk strek) og 95 prosent (tynn strek) konfidensintervall. Dersom konfidensintervallene ikke overlapper hverandre eller referansekategorien (den vertikale linjen), foreligger det statistisk signifikante forskjeller mellom ulike grupper for en gitt variabel. For grupper/kategorier med forholdsvis få observasjoner (for eksempel utdanning på grunnskolenivå) blir det ofte stor usikkerhet ved estimatene og dermed brede konfidensintervaller.

Det bør aksepteres at noen identifiserer seg som noe annet enn «kvinne» eller «mann» – resultater

Figur 3 viser resultater fra analyser der vi ser på betydningen av kjønn, alder, utdanning og bosted. Vi har gjort én analyse for alle (venstre plott) samt separate analyser for kvinner og menn. Vi inkluderer foreløpig ikke politisk stemmegivning i analysene ettersom dette samvarierer med alder, utdanning og bosted og dermed kan endre betydningen av noen av disse variablene.

Figur 3

Det bør aksepteres at noen identifiserer seg som noe annet enn «kvinne» eller «mann». Resultater fra multivariate analyser for alle og separat for kvinner og menn.

Note: Analysene er gjennomført med lineære sannsynlighetsmodeller.
Konstantledd=0,529 (alle) / 0,731 (kvinner) / 0,541 (menn)
N=4009 (alle) / 1854 (kvinner) / 2155 (menn).

Analysen for alle under ett (figur 3, venstre plott) viser at kvinner er klart mer tilbøyelige enn menn til å være enig i at det bør aksepteres at noen identifiserer seg som noe annet enn «kvinne» eller mann». Dette er det samme mønsteret som vi så i figur 1, og kjønnsforskjellen er altså markant også når vi justerer for alder, utdanning og bosted. Videre ser vi at de to eldste aldersgruppene er mindre tilbøyelige til å være enig i påstanden enn den yngste aldersgruppen (referanse), at de som har lang høyere utdanning, er mer tilbøyelige til å være enig i påstanden enn de som har allmennfaglig videregående utdanning (referanse), og at de som bor andre steder enn i Oslo, sjeldnere slutter opp om påstanden enn de som bor i Oslo (referanse) – eller sagt på en annen måte: Påstanden har mer støtte i Oslo enn ellers i landet.  

Analysene for kvinner og analysene for menn (midtre og høyre plott) viser langt på vei de samme mønstrene, med mindre oppslutning i den eldste enn den yngste aldersgruppen, større oppslutning blant høyt utdannede enn dem med allmennfaglig videregående skole og mindre oppslutning utenfor Oslo enn i Oslo. Den siste av disse sammenhengene er imidlertid statistisk signifikant for menn, men ikke for kvinner. Selv om mønstrene langt på vei er sammenfallende for menn og kvinner, er det viktig å huske på at oppslutningen om påstanden er høyere blant kvinner enn blant menn. Konstantleddet er derfor høyere i analysen for kvinner enn i analysen for menn (se note til figur 3).

Figur 4 viser resultater for betydningen av politisk ståsted. Her har vi definert de som stemte Arbeiderpartiet, som referanse. Også alder, utdanning og bosted inngår i analysene, men vi viser kun resultater for politisk stemmegivning samt for kjønn. Analysene for alle sett under ett (venstre plott) viser at velgerne til Senterpartiet, KrF, Høyre og FrP er mindre tilbøyelige enn Arbeiderparti-velgere til å akseptere at noen identifiserer seg som noe annet enn «kvinne eller «mann», mens velgerne til Rødt, SV og MDG er mer tilbøyelige til å akseptere det. Mønsteret er omtrent det samme i analysene for kvinner (midtre plott) og analysene for menn (høyre plott). Det ser altså ut til å være klare politiske skillelinjer i oppslutning om denne påstanden, noe vi også så i de bivariate analysene i tabell 1.

Vi kan for øvrig legge merke til at også denne analysen (venstre plott) viser en klar kjønnsforskjell i oppslutningen om at det bør aksepteres at noen identifiserer seg som noe annet enn «kvinne» eller «mann». Også når vi tar hensyn til at menn og kvinner har litt ulike partipreferanser, er kvinner altså oftere enn menn positive til denne påstanden.

Figur 4

Det bør aksepteres at noen identifiserer seg som noe annet enn «kvinne» eller «mann». Resultater fra multivariate analyser for alle og separat for kvinner og menn. Stemmegivning.

Note: Analysene er gjennomført med lineære sannsynlighetsmodeller. Det er kontrollert for alder, utdanning og bosted.
Konstantledd=0,540 (alle) / 0,723 (kvinner) / 0,534 (menn)
N=4009 (alle) / 1854 (kvinner) / 2155 (menn)

Det bør innføres et tredje juridisk kjønn – resultater

Figur 5 viser resultater fra analyser av betydningen av kjønn, alder, utdanning og bosted for oppslutning om at det bør innføres et tredje juridisk kjønn. Vi ser mange av de samme mønstrene som i analysene av den forrige påstanden. Analysen for alle (figur 5, venstre plott) viser at kvinner er klart mer tilbøyelige enn menn til å være enig i at det bør innføres et tredje juridisk kjønn. Videre er alle som er over 30 år, mindre tilbøyelige enn de yngste (18–29 år) til å støtte denne påstanden – eller motsatt: Påstanden har mer støtte i yngre enn i eldre aldersgrupper. De som har lang høyere utdanning, er mer tilbøyelige til å støtte påstanden enn de som har allmennfaglig videregående utdanning, og de som bor andre steder enn Oslo, slutter sjeldnere opp om påstanden enn de som bor i Oslo. Selv om vi ser mange av de samme mønstrene her som i analysen av oppslutning om at det bør aksepteres at noen identifiserer seg som noe annet enn «kvinne» eller «mann» (figur 3), er det viktig å huske på at oppslutningen generelt er betydelig lavere for påstanden om at det bør innføres et tredje juridisk kjønn. Konstantleddet er derfor lavere i analysene i figur 5 enn i figur 3 (se noter til figurene). 

Analysene for kvinner og analysene for menn (midtre og høyre plott) viser til dels de samme mønstrene og til dels litt ulike mønstre (figur 5). Blant kvinner er det en klar negativ sammenheng mellom alder og støtte til at det bør innføres et tredje juridisk kjønn. Også analysene for menn viser at alder har en viss betydning for oppslutningen om at det bør innføres et tredje juridisk kjønn, men sammenhengen er svak, og det er kun den eldste aldersgruppen (67–79 år) som skiller seg klart fra den yngste med en signifikant lavere tilbøyelighet til å være enig i at det bør innføres et tredje juridisk kjønn. Både blant kvinner og menn har påstanden mer støtte blant de med lang utdanning enn de med allmennfaglig videregående utdanning, men blant kvinner er oppslutningen større også blant dem med kort høyere utdanning. Når det gjelder bosted, er hovedbildet blant både kvinner og menn at påstanden har mindre oppslutning utenfor Oslo enn i Oslo, men det er ikke alle forskjellene som er statistisk signifikante.

Figur 5

Det bør innføres et tredje juridisk kjønn. Resultater fra multivariate analyser for alle og separat for kvinner og menn.

Note: Analysene er gjennomført med lineære sannsynlighetsmodeller.
Konstantledd=0,290 (alle) / 0,430 (kvinner) / 0,255 (menn)
N=4009 (alle) / 1854 (kvinner) / 2155 (menn)

Figur 6 viser resultater for betydningen av politisk stemmegiving, justert for alder, utdanning og bosted. Også her ser vi mye av det samme mønsteret som i analysene av den første påstanden (figur 5). I analysene for alle sett under ett (venstre plott) ser vi blant annet at velgerne til Senterpartiet, KrF, Høyre og FrP er mindre tilbøyelige enn Arbeiderparti-velgere til å mene at det bør innføres et tredje juridisk kjønn, mens velgerne til Rødt, SV og MDG er mer tilbøyelige til å mene dette. Det ser altså ut til å være klare politiske skillelinjer i oppslutning også om denne påstanden. Mønsteret er omtrent det samme i analysene for kvinner (midtre plott) og analysene for menn (høyre plott), selv om kvinner slutter opp om påstanden i større grad enn menn, noe som reflekteres ved at konstantleddet er høyere i analysene for kvinner enn i analysene for menn (se note til figur 6).

Også denne analysen (venstre plott) viser en klar kjønnsforskjell i oppslutningen om at det bør innføres et tredje juridisk kjønn. Selv om vi justerer for politisk stemmegivning, er kvinner altså mer tilbøyelige enn menn til å slutte opp om denne påstanden.

Figur 6

Det bør innføres et tredje juridisk kjønn. Resultater fra multivariate analyser for alle og separat for kvinner og menn. Stemmegivning.

Note: Analysene er gjennomført med lineære sannsynlighetsmodeller. Det er kontrollert for alder, utdanning og bosted.
Konstantledd=0,249 (alle) / 0,352 (kvinner) / 0,235 (menn)
N=4009 (alle) / 1854 (kvinner) / 2155 (menn)
 

Mer skepsis til et tredje juridisk kjønn enn til at noen identifiserer seg som noe annet enn «kvinne» eller «mann»

Vi finner lavere oppslutning og mer uenighet i svarmønstrene i spørsmål om mangfold i kjønnsidentiteter og en tredje juridisk kjønnskategori enn vi finner i analyser av en del mer tradisjonelle likestillingsspørsmål, for eksempel spørsmål om likedelt ansvar for omsorg og forsørgelse (Kitterød & Teigen, 2022). Oppslutningen om mangfold i kjønnsidentitet, altså aksept for at noen identifiserer seg som noe annet enn «kvinne» eller «mann», er imidlertid betydelig større enn oppslutningen om å innføre et tredje juridisk kjønn.

Selv om det er større uenighet i disse «nye» spørsmålene enn i de mer tradisjonelle likestillingsspørsmålene, så følger svarmønstrene langt på vei velkjente spor. Kvinner, de med lang utdanning og de som støtter partiene på den politiske venstresiden, inkludert MDG, er mer positive både til at man kan identifisere seg som noe annet enn «kvinne» eller «mann», og til et tredje juridisk kjønn. Når det gjelder forskjeller mellom aldersgrupper, ser vi imidlertid litt andre svarmønstre enn de vi finner for flere av de andre spørsmålene som er analysert i CORE SURVEY. Yngre er mindre skeptiske enn eldre både til mangfoldige kjønnsidentiteter og til et tredje juridiske kjønn. Det forstår vi som uttrykk for at debatter om mangfoldige kjønnsidentiteter og tredje juridisk kjønn har vært mer til stede i yngre aldersgrupper. Det kan bety at den variasjonen i oppslutningsmønstre som vi har identifisert her, kan komme til å være mindre om noen år dersom disse spørsmålene får mer oppmerksomhet i den offentlige debatten. Det vil være viktig å følge over tid om dette også er spørsmål med polariserende kraft i likestillingsdebatten.

Litteratur

Barne-, ungdoms- og familiedirektoratet. (2022). Utredning om en tredje juridisk kjønnskategori: Svar på oppdrag 3 i tillegg 2 til tildelingsbrevet 2022. https://www2.bufdir.no/Bibliotek/Dokumentside/?docId=BUF00005800

Davis, S. N. & Greenstein, T. N. (2009). Gender Ideology: Components, Predictors, and Consequences. Annual Review of Sociology, 35(1), 87–105. https://doi:10.1146/annurev-soc-070308-115920

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

Hellum, A. & Strand, V. B. (2022). Likestillings- og diskrimineringsrett. Gyldendal.

Kitterød, R. H. & Teigen, M. (2023). Oppslutning om likestilling: Er enigheten i ferd med å slå sprekker? Tidsskrift for samfunnsforskning, 64(3), 262–275. https://doi.org/10.18261/tfs.64.3.6

Korolczuk, E. (2014). «The War on Gender» from a Transnational Perspective – Lessons for Feminist Strategising. Heinrich Böll Stiftung. https://pl.boell.org/sites/default/files/uploads/2014/10/war_on_gender_korolczuk.pdf

Kuhar, R. & Paternotte, D. (2017). Anti-gender campaigns in Europe. Mobilizing against Equality. Rowman & Littlefield International.

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

Roggeband, C. & Krizsán, A. (2018). Reversing gender policy progress: patterns of backsliding in Central and Eastern European new democracies. European Journal of Politics and Gender, 1(3), 367–385. https://doi.org/10.1332/251510818X15311219732356

Vedleggstabell 1

Deskriptiv statistikk for analyseutvalget. Vektet. Prosent.

Fotnoter

1. Påstandene inngikk i et batteri med totalt ti påstander, mange om forhold knyttet til gutter/menn og jenter/kvinner.

2. CORE SURVEY 2022 - Institutt for samfunnsforskning