Stor uenighet om kjønnskvotering i bedriftsstyrer

Mari Teigen, Sebastian T. Nygård og Ragni Hege Kitterød

Innledning

Topposisjonene i næringslivet gir tilgang på makt, innflytelse, status og god inntekt. Til tross for vesentlige likestillingsframskritt på mange områder gjennom de siste tiårene er det fortsatt stor overvekt av menn på toppen av næringslivet. Den siste utgaven av COREs Topplederbarometer viste at kun én av seks toppledere var kvinner (CORE, 2022). Mangelen på kjønnsbalanse blant toppledere er et synlig uttrykk for vedvarende kjønnsskjevheter.

Med mål om å fremme kjønnsbalanse i norsk næringsliv vedtok Stortinget i 2003 å regulere kjønnsrepresentasjonen i styrene for allmennaksjeselskaper, interkommunale selskaper og statseide selskaper, med full ikrafttredelse for statlige og interkommunale selskaper fra 2004. Vedtaket var innrettet slik at allmennaksjeselskapene – børsnoterte selskaper – ikke ville bli berørt av en lovregulering dersom selskapene frivillig nådde målet om minst 40 prosent kvinner i styret innen sommeren 2005. Allmennaksjeselskapene lyktes ikke med det (se figur 1). Lovreguleringen ble gjort gjeldende for allmennaksjeselskaper ved en regjeringsbeslutning høsten 2005, med full ikrafttredelse for nye allmennaksjeselskaper fra 2006. To år senere, i 2008, ble reguleringen gjeldende for alle allmennaksjeselskaper. Kravet om kjønnsrepresentasjon i styrer ble utvidet i 2007 og 2009 til også å omfatte henholdsvis samvirkeselskaper (selskaper med minst 1000 medlemmer) og kommunale selskaper. Finansforetaksloven regulerer også kjønnsrepresentasjon i styrer for sparebanker og gjensidige forsikringsselskaper.

Figur 1

Andel kvinner i styrene i aksjeselskaper og allmennaksjeselskaper, 2002–2022. Prosent

Kilde: Statistisk sentralbyrå.

Kjønnskvoteringsordninger skaper ofte debatt med skarpe fronter mellom motstandere og tilhengere. Tilhengerne av regulering av kjønnsbalanse i bedriftsstyrer legger blant annet vekt på at regler for kjønnsrepresentasjon er rettferdig, at det fremmer virksomheters lønnsomhet, og at det motvirker tendenser til diskriminering av kvinner. Motstanderne av regulering legger vekt på at slik regulering virker mot eiernes rett til selv å velge styrerepresentanter, at det strider mot prinsippene for aksjonærdemokratiet, samt at krav om kjønnsrepresentasjon kan svekke utvelgelse av de mest kompetente og best egnede styrerepresentantene, noe som igjen kan ha en negativ innvirkning på selskapenes lønnsomhet (se Teigen, 2023).

Uenighet om kjønnskvotering generelt og om å regulere kjønnsrepresentasjonen i bedriftsstyrer spesielt utspiller seg oftest i det offentlige ordskiftet. I den grad holdninger til kjønnskvotering i bedriftsstyrer har vært analysert, er det topplederes syn som har vært undersøkt. Analyser av elitegruppers holdning til kjønnskvotering i næringslivet har vist at kvinner er mer positive enn menn, og at næringslivsledere er mer negative enn toppledere innenfor andre områder, samt at oppslutningen om kjønnskvotering i bedriftsstyrer har økt over tid (Teigen, Skjeie & Karlsen, 2019). Vi vet imidlertid mindre om hva folk flest mener om kjønnskvotering i næringslivet, og om hvordan oppslutningen eventuelt varierer mellom ulike grupper i befolkningen. Er kvinner mer positive enn menn til slik kvotering, slik vi ser blant elitegrupper? Er det forskjeller mellom ulike aldersgrupper? Og hvordan varierer oppslutningen etter utdanningsnivå, bosted og partipreferanse?

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

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

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

Spørsmålet er altså ment å fange opp i hvilken grad folk gir sin tilslutning til kjønnskvotering i bedriftsstyrer. I analysene omtaler vi dette som holdning til kvotering i bedriftsstyrer.

Store kjønnsforskjeller i synet på kvotering i bedriftsstyrer

Svarfordelingen på spørsmålet om holdning til kjønnskvotering i bedriftsstyrer viser at befolkningen er ganske delt i synet på dette (se figur 2)[1]

I befolkningen sett under ett er det flere som er enige i at det bør være kjønnskvotering til bedriftsstyrer, enn som er uenige. 44 prosent er enten helt eller delvis enige i at det bør være slik kvotering, mens 31 prosent er helt eller delvis uenige. Det er imidlertid forholdsvis få som er helt enige i dette (13 prosent), og det er også forholdsvis få som er helt uenige (13 prosent). 21 prosent har valgt det nøytrale svaralternativet «verken eller», mens 4 prosent har svart «vet ikke».                                            

Det er store kjønnsforskjeller i synet på kvotering i bedriftsstyrer. Langt flere kvinner enn menn mener det bør være slik kvotering. Hele 58 prosent av kvinnene er helt eller delvis enige i dette, mens 18 prosent er helt eller delvis uenige. Blant menn er de tilsvarende andelene henholdsvis 31 og 44 prosent. Blant kvinner er det altså flere som er enige enn uenige i at det bør være kvotering i bedriftsstyrer, mens det blant menn er motsatt, her er det flere som er uenige enn enige.

Figur 2

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

N = 4 002 (alle) / 2 152 (kvinner) / 1 850 (menn). 
Note: Vi har snudd om på svaralternativene i forhold til det som ble angitt i spørsmålet, slik at de står i rekkefølge fra «helt uenig» til «helt enig».

Tabell 1 viser oppslutningen om kvotering i bedriftsstyrer blant ulike grupper i befolkningen. Vi viser andelen som er helt eller delvis enig i at det bør innføres regler som sikrer like mange kvinner og menn i bedriftsstyrer, og ser på forskjeller etter alder, utdanning (høyeste fullførte utdanning)[2],  geografisk bosted og partipreferanse. Partipreferanse er målt ved stemmegivning ved sist stortingsvalg. Tallene vises for alle (18–79 år) og separat for kvinner og menn.

Tabell 1

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

Vi ser at den yngste aldersgruppen (18–29 år) slutter opp om kvotering i bedriftsstyrer i litt mindre grad enn de som er eldre. 36 prosent av aldersgruppen er helt eller delvis enige i at det bør være slike regler, mot 45–49 prosent av de som er eldre. Videre ser oppslutningen om kvotering ut til å være høyere blant grupper med lang utdanning enn blant grupper med kort utdanning, og den er høyere blant velgerne til partier på venstresiden, som for eksempel Rødt og Sosialistisk Venstreparti (SV), enn blant velgerne til partier på høyresiden (Høyre og Fremskrittspartiet (FrP)) og blant velgerne til Kristelig Folkeparti (KrF). Oppslutningen om kvotering i bedriftsstyrer varierer også med geografisk bosted, men forskjellene er forholdsvis beskjedne. Selv om kvinner generelt er mer positive enn menn til at det bør være regler for kvotering i bedriftsstyrer, ser vi til dels de samme forskjellene mellom ulike grupper av kvinner og ulike grupper av menn i tabell 1.

Analyser av betydningen av flere faktorer samtidig (multivariate analyser)

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

Analysemetode

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

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

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

Resultater

Figur 3 viser resultater fra analyser der vi ser på betydningen av kjønn, alder, utdanning og bosted for synet på kvotering til bedriftsstyrer. Vi har gjort én analyse for alle – det vil si hele befolkningen – (venstre plott) samt separate analyser for kvinner og menn. Vi inkluderer foreløpig ikke partipreferanse i analysene ettersom dette samvarierer med alder, utdanning og bosted og dermed kan endre betydningen av noen av disse variablene.

Figur 3

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

Note: Analysene er gjennomført med lineære sannsynlighetsmodeller.
Konstantledd = 0,258 (alle) / 0,508 (kvinner) / 0,278 (menn). 
N = 4 002 (alle) / 2 152 (kvinner) / 1 850 (menn). 

Analysen for alle sett under ett (figur 3, venstre plott) viser at kvinner oftere enn menn støtter kvotering i bedriftsstyrer. Dette er det samme mønsteret som vi så i figur 2, og kjønnsforskjellen er altså markant også når vi justerer for alder, utdanning og bosted. Videre ser vi at den yngste aldersgruppen (18–29 år, referanse) er mindre tilbøyelige til å støtte kvotering i bedriftsstyrer enn de som er eldre. Dessuten er de med høyere utdanning mer tilbøyelige til å støtte slik kvotering enn de som har allmennfaglig videregående utdanning (referanse), mens de som har utdanning på grunnskolenivå, er mindre tilbøyelige til å støtte regler for kvotering til bedriftsstyrer. Videre har slik kvotering mindre oppslutning blant de som bor i Viken, Agder og Rogaland og på Vestlandet ellers, enn blant de som bor i Oslo (referanse). Personer bosatt på Østlandet ellers, i Trøndelag og i Nord-Norge skiller seg ikke klart fra de som bor i Oslo, i synet på kvotering i bedriftsstyrer.

Analysen for kvinner (figur 3, midtre plott) og analysen for menn (figur 3, høyre plott) viser til dels de samme og til dels litt andre gruppeforskjeller enn det som kommer frem i analysen av befolkningen som helhet. Både blant kvinner og menn slutter den yngste aldersgruppen i mindre grad opp om kvotering i bedriftsstyrer enn de som er eldre. Blant kvinner er det større oppslutning om kvotering blant de med høyere utdanning enn blant de med allmennfaglig videregående utdanning, men dette mønsteret finner vi ikke blant menn. Her ser vi derimot at de som har yrkesfaglig videregående utdanning, er mindre positive til kjønnskvotering enn referansegruppen. Både for kvinner og menn er det få statistisk signifikante forskjeller mellom personer bosatt i Oslo og de som bor andre steder i landet, noe som altså skiller seg fra analysen av alle sett under ett (venstre plott). Dette bunner dels i at det er færre respondenter og dermed større usikkerhet ved tallene i analysene for kvinner og menn enn i analysene for alle.

Figur 4 viser resultater for betydningen av partipreferanse, som altså er målt ved stemmegivning ved sist stortingsvalg. Vi har definert de som stemte Arbeiderpartiet ved sist stortingsvalg, som referanse. Også alder, utdanning og bosted inngår i analysene, men vi viser kun resultater for partipreferanse samt for kjønn.[3] Analysene for alle sett under ett (venstre plott) viser at velgerne til Rødt, SV og Miljøpartiet De Grønne (MDG) er mer tilbøyelige enn Arbeiderparti-velgerne til å støtte opp om kvotering i bedriftsstyrer, mens velgerne til Senterpartiet, KrF, Høyre og FrP er mindre tilbøyelige til å støtte opp om slik kvotering. Mønsteret er omtrent det samme i analysene for kvinner (midtre plott) og i analysene for menn (høyre plott). Det ser altså ut til å være klare politiske skillelinjer i synet på kvotering i bedriftsstyrer, noe vi også så i de bivariate analysene i tabell 1. Selv om mønstrene langt på vei er sammenfallende for kvinner og menn, er det viktig å huske på at oppslutningen om kvotering er høyere blant kvinner enn blant menn.[4]

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

Figur 4

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

Note: Analysene er gjennomført med lineære sannsynlighetsmodeller. Det er kontrollert for alder, utdanning og bosted. 
Konstantledd = 0,269 (alle) / 0,497 (kvinner) / 0,280 (menn). 
N = 4 002 (alle) / 2 152 (kvinner) / 1 850 (menn).

Avslutning

Mens tidligere undersøkelser av norske topplederes syn på kjønnskvotering i bedriftsstyrer viser en svært høy tilslutning (Teigen, Skjeie & Karlsen 2019), viser analyser basert på CORE SURVEY 2022 at befolkningen er ganske delt i dette spørsmålet. Riktignok er kvinner klart mer positive enn menn både blant toppledere og blant folk flest, men tilslutningen blant kvinner er likevel svakere i befolkningen enn blant toppledere. Det er også verdt å legge merke til at det er relativt mange i befolkningen som helhet som ikke har noen klar mening i dette spørsmålet. Det tror vi henger sammen med at mange ikke har inngående kjennskap til hvordan kjønnsfordelingen i bedriftsstyrer er, og at mange heller ikke har noen klar mening om hvordan den bør være, eller om kvotering er et hensiktsmessig virkemiddel for å få en best mulig sammensetning av bedriftsstyrer.

Litteratur

CORE (2022). CORE Topplederbarometer 200. Oslo: Institutt for samfunnsforskning.

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

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

Teigen, M. (2023). Kunnskapsoversikt om kjønnsbalanse i styre og ledelse. Rapport 2023: 1. Oslo: Institutt for samfunnsforskning. https://hdl.handle.net/11250/3052554

Teigen, M., Skjeie, H. & Karlsen, R (2019). Framing and feedback: increased support for gender quotas among elites. European Journal of Politics and Gender, 2(3), 399–418. https://doi.org/10.1332/251510819X15639713867651

Vedlegg

Vedleggstabell 1

Deskriptiv statistikk for analyseutvalget. Vektet. Prosent.

Fotnoter

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

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

3. Respondentens alder har omtrent samme betydning i disse analysene som i analysene vist i figur 3, men både for kvinner og menn er betydningen av utdanning og bosted jevnt over mindre og ikke statistisk signifikant når det justeres for politisk stemmegivning.

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