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

Abstract

Politihøgskolen i Oslo Ved hjelp av randomiserte felteksperiment under-søkes utbredelsen av diskriminering i arbeidsmarke-det i fire byer: Oslo, Stavanger, Bergen og Trondheim. Felteksperimentene er basert på likelydende jobb-søknader med typisk pakistansk og typisk norsk navn, og responsen fra arbeidsgiverne dokumenterer sys-tematisk 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 for-skjellen 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 employ-ers' 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.

Full text

sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22 | 352–382
© Universitetsforlaget | wwww.idunn.no/ts/st
352
Diskriminering i arbeidslivet
Resultater fra randomiserte felteksperiment i Oslo, Stavanger,
Bergen og Trondheim
Gunn Elisabeth Birkelund
Universitetet i Oslo
Jon Rogstad
Fafo, NTNU
Kristian Heggebø
Høgskolen i Oslo og Akershus
Tov e Mogstad Aspøy
Fafo
Heidi Fischer Bjelland
Politihøgskolen i Oslo
Ved hjelp av randomiserte felteksperiment under-
søkes utbredelsen av diskriminering i arbeidsmarke-
det i fire byer: Oslo, Stavanger, Bergen og Trondheim.
Felteksperimentene er basert på likelydende jobb-
søknader med typisk pakistansk og typisk norsk navn,
og responsen fra arbeidsgiverne dokumenterer sys-
tematisk 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 for-
skjellen er relativt liten og ikke statistisk signifikant.
Nøkkel ord: Diskriminering, arbeidsmarked,
felteksperiment, minoriteter
Discrimination in the labor market
Results from randomized field-experi-
ments 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 typi-
cal Pakistani name and a typical Norwegian name we
have sent identical job applications to publically
advertised jobs, and the call-backs from the employ-
ers’ 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. Contrar y to our expectations, we found less dis-
crimination in the cities outside Oslo, yet the differ-
ences are small and not statistically significant.
Keywords: Discrimination, labor market,
field experiment, ethnic minorities.

diskriminering i arbeidslivet
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22 353
Diskriminering er en hindring for integrasjon av innvandrere og etterkommere av
innvandrere i arbeidsmarked og samfunnsliv (OECD 2013). Politisk er like-
behandling 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 tilstrek-
kelig betingelse for likebehandling, og flere studier tyder på at det foregår diskri-
minering 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 samfunns-
økonomisk 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 norsk-
fødte personer med to innvandrere som foreldre (Høydal, 2014). En holdnings-
undersøkelse blant ikke-vestlige innvandrere viste at nærmere 20 prosent hadde
opplevd diskriminering i arbeidslivet (IMDi-rapport 2008: figur 5:1). Mens inn-
vandrere 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 inn-
vandrere 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 majori-
tetsbefolkningen 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 under-
søkt hvordan arbeidsgivere i Oslo responderer på jobbsøknader fra fiktive per-
soner sammenlignet med arbeidsgivere i Stavanger, Bergen og Trondheim. Under-
søkelsene våre bygger på Midtbøen og Rogstad (2012a) sin studie av
diskriminering i Oslo-området fra 2009–2010. Vi bidrar med nye empiriske funn

gunn e. birkelund, jon rogstad, kristian heggebø, tove m. aspøy og heidi f. bjelland
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22
354
som kan supplere tidligere resultater og dokumentere eventuelle forskjeller mel-
lom 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 etter-
spørselssiden 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 arbeids-
ledighetsstatistikk for de fire byene på samme tid. Oslo hadde en arbeidsledighet

diskriminering i arbeidslivet
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22 355
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 diskri-
minering – i Oslo enn i de øvrige byene.
Det er altså regionale variasjoner i arbeidsmarkedene selv om de er små. I felt-
eksperimentene 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 diskrimine-
ring?
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 ansettelsesproses-
sen. 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 jobb-
søkere 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 grup-
pene i respons fra arbeidsgiverne gir et mål på diskriminering av den ene gruppen
søkere, sannsynligvis søkere med typisk pakistanske navn.2 I henhold til innarbei-
det konvensjon (se Bovenkerk et al., 1994) har vi i hvert felteksperiment sendt

gunn e. birkelund, jon rogstad, kristian heggebø, tove m. aspøy og heidi f. bjelland
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22
356
nærmere 600 søknader, dvs. vi har søkt på ca. 300 utlyste stillinger. Felteksperi-
mentene 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. Søkna-
dene 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 appen-
diks 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 mobiltele-
fonnummer, 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 informa-
sjon. Forskjell i call-back er et valid mål på diskriminering, fordi med dette desig-
net 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 (Ore-
opoulos, 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 majoritetsbefolknin-

diskriminering i arbeidslivet
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22 357
gen 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 for-
hold 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 diskri-
minering basert på mangel på informasjon. Et tredje perspektiv, institusjonell dis-
kriminering, er mer strukturelt fundert. Det er ikke mulig å skille empirisk mel-
lom 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 for-
dommer 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 eksem-
pel 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 diskri-
minering mot kvinner, minoriteter, eldre og andre. En variant av dette perspek-
tivet vektlegger menneskers tendens til ikke-kognitiv, automatisk inn- og utgrup-
peklassifisering, 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 fordom-
mer/preferanser er ikke arbeidsgiverne klar over sin egen implisitte bias, som like-
fullt kan tenkes å prege deres beslutninger. Midtbøen og Rogstad (2012a) mener

gunn e. birkelund, jon rogstad, kristian heggebø, tove m. aspøy og heidi f. bjelland
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22
358
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 arbeidsgi-
vere 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 produk-
tive søkerne vil være hvis de får jobben (Phelps, 1972; Arrow, 1972). Ut fra dette
perspektivet bygger arbeidsgiver sin avgjørelse på gjennomsnittvurderinger knyt-
tet 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 frem-
medklingende 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 infor-
masjon. 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 ved-
kommende få vist hva han/hun duger til. Hvis diskriminering bunner i implisitt
inn-/utgruppeklassifisering, vil dette også bety mindre kontakt og dårligere mulig-
heter for å bli kjent. Det samme hvis arbeidsgiver diskriminerer på grunn av man-
gel 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

diskriminering i arbeidslivet
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22 359
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 proble-
matisk 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 ‘skuespil-
lerne’.
Det er mindre problematisk, både forskningsmessig og etisk, å benytte korre-
spondanseanalyse, 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 arbeidslivsdiskri-
mineringen 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 jobbutlys-
ninger. 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 kompe-

gunn e. birkelund, jon rogstad, kristian heggebø, tove m. aspøy og heidi f. bjelland
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22
360
tansekrav 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.
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 regn-
skap, 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 minori-
tetsbakgrunn. Dersom for eksempel et mannlig par søkte en stilling i en barne-
hage, der menn er særlig ettertraktet, kunne resultatet blitt at begge ble favorisert
fremfor andre kandidater. Da ville vi målt betydningen av kjønn fremfor betyd-
ningen 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. Søk-
nadsprosessen foregår nesten utelukkende elektronisk, og store deler av søkna-
dene blir formidlet via bemanningsbyråer. Vi skal undersøke om dette har betyd-
ning for call-back.
Tabell 1. Liste over fagfelt og typiske yrker det er sendt søknader til
Fagfelt Typiske yrker
Helse/sosial Sykepleier, miljøterapeut, vernepleier
Økonomi/regnskap Regnskapsmedarbeider, regnskapsfører, økonomi-
medarbeider
Administrasjon/forvaltning Konsulent, veileder, saksbehandler
Undervisning Pedagogisk leder, lærer, førskolelærer, barnehage-
assistent
Transport/lagerarbeid Lagermedarbeider, sjåfør, lastebilsjåfør
Media/IT Kommunikasjonsrådgiver, systemutvikler,
webutvikler

diskriminering i arbeidslivet
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22 361
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 majoritet-
skandidaten:
Netto diskrimineringsrate= (call-backN – call-backP)/call-back(N+P)
I de kommende analysene vil et knippe uavhengige variabler bli benyttet. Paki-
stansk navn har koden 1, norsk navn 0. Dummyvariabelen Oslo indikerer om søk-
naden 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, videre-
gående 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).

gunn e. birkelund, jon rogstad, kristian heggebø, tove m. aspøy og heidi f. bjelland
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22
362
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 fakto-
rer 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 logis-
tisk 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 etter-
spørsel 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 minorite-
ter 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 kon-
taktperson: 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 konkurranse-
dyktige, 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

diskriminering i arbeidslivet
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22 363
befolkningsgrunnlag. Betydningen av aldersjusteringen er vanskelig å fastslå, men
vi tror en 23-åring er like attraktiv på arbeidsmarkedet som en 25-åring.
For det andre, vi har lagt inn opplysning om fødested (by i Norge) i det andre felt-
eksperimentet. 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 endrin-
gene kan ha betydning for sammenligning av resultatene fra de to felteksperimen-
Tabell 2. Deskriptiv statistikk (prosent)
Fase 1: Oslo Fase 2: Andre byer
Kjønn (1=jente) 48,1 43,0
Utdanningskvalifikasjoner
Bachelorgradsutdanning 82,0 57,4
1–2 års høyskoleutdanning 0,3 4,0
Fagbrev 7,3 2,3
Allmennfaglig VGS - 29,5
Ikke fullført VGS 10,4 6,7
Totalt 100 100
Andre variable
Bemanningsbyrå (ja/nei)
21,5
23,2
Oppmuntring (ja/nei) 6,2 2,7
Privat sektor (0=offentlig sektor) 69,2 67,4
Ikke-norsk kontaktperson (ja/nei) 6,9 3,4
Heltidsstilling (ja/nei) 72,3 65,1
Uformell søknad (ja/nei) 50,0 50,0
Alder 25 23
Opplyst om fødested Nei Ja
N 289 298

gunn e. birkelund, jon rogstad, kristian heggebø, tove m. aspøy og heidi f. bjelland
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22
364
tene. 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:
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 arbeids-
kraft som kan påvirke resultatene våre (signifikanstester i tabell A1, appendiks C).
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 for-
skjellen er statistisk signifikant (Kji-kvadrat = 7,608, p = 0,006). I Stavanger, Ber-
gen, Trondheim fikk 49 prosent av jobbsøkere med norsk navn respons, sammen-
lignet med 42 prosent av jobbsøkere med pakistansk navn. Også denne forskjellen
Tabell 3. Call-back etter geografi (antall og prosent)
Geografi Antall Prosent
Oslo 261 45,2
Stavanger, Bergen, Trondheim 269 45,1
Tabell 4. Call-back, call-back rate og netto diskrimineringsrate
Oslo Andre byer
Call-back
Norsk 50,9 48,7
Pakistansk 39,4 41,6
Call-back rate
Kvi n n er 1,2 4 1, 1 9
Menn 1,42 1,16
Totalt 1,30 1,18
Netto diskrimineringsrate
Kvinner 18,8 14,6
Menn 25,8 13,4
Totalt 21,5 14,1

diskriminering i arbeidslivet
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22 365
er (marginalt) signifikant (Kji-kvadrat = 2,988, p = 0,084). Den første konklusjo-
nen 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 dis-
kriminering 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 Sta-
vanger, Bergen og Trondheim innen jobber i media og kommunikasjon, og admi-
nistrasjon 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 mel-
lom søkernes navn og region, og for å undersøke dette benytter vi denne formelen:
y = β 0 + β1*Pa + β 2*Os + β 3[Pa *Os] + ε
hvor y er en dummy som har verdien 1 hvis søkeren har fått call-back (0 hvis søke-
ren 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], β3, 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 A Modell B Modell 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
N 1174
Signifikansnivå *** = 0.01 ** = 0.05 * = 0.1 NS/(tom) = > 0.1

gunn e. birkelund, jon rogstad, kristian heggebø, tove m. aspøy og heidi f. bjelland
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22
366
I modell A viser konstantleddet den gjennomsnittlige call-back for søkere med
norsk navn. ‘Pakistansk’ viser signifikant lavere call-back for søkere med pakis-
tansk 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 lan-
det 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.
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 diskri-
minering 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. Diskri-
minering kan skyldes overflod av jobbsøkere, men det kan også skyldes at det er
mer utbredt med nettverksrekruttering i jobber hvor kompetansekravene er lave
Tabell 6. Call-back, etter navn, region og fagfelt (prosent)
Fagfelt
Helse/sosial Øk./regn. Adm. Underv. Transport/
lager
Media/IT
Oslo
Norsk 72,50 44,44 22,58 86,36 45,65 35,71
Pakistansk 52,50 36,11 16,13 79,55 19,57 32,14
N 40 72 31 44 46 56
Andre byer
Norsk 57,69 46,03 29,41 59,18 46,00 48,00
Pakistansk 63,46 38,10 29,41 38,78 28,00 48,00
N 52 63 34 49 50 50

diskriminering i arbeidslivet
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22 367
(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 undervisnings-
sektoren 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.

gunn e. birkelund, jon rogstad, kristian heggebø, tove m. aspøy og heidi f. bjelland
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22
368
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. Etter-
som 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 søk-
naden var skrevet formelt/uformelt, om minoriteter ble oppfordret til å søke, og om
kontaktpersonen hadde et utenlandskklingende navn.14 Vi skal undersøke to spørs-
mål: (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
Tabell 7. Type kontakt, etter navn, fagfelt og region (prosent)
Fagfelt
Helse/so s. Øk./regn. Adm. Underv. Transport/
lager
Media/IT
Jobbintervju
Oslo
Norsk 70,00 31,94 22,58 79,55 32,61 26,79
Pakistansk 47,50 29,17 16,13 77,27 10,87 23,21
N 40 72 31 44 46 56
Andre byer
Norsk 46,15 19,05 23,53 44,90 20,00 28,00
Pakistansk 46,15 14,29 23,53 28,57 8,00 24,00
N 52 63 34 49 50 50
Tapt anrop/beskjed om å ta kontakt
Oslo
Norsk 2,50 12,50 - 6,82 13,04 8,93
Pakistansk 5,00 6,94 - 2,27 8,70 8,93
N 40 72 31 44 46 56
Andre byer
Norsk 11,54 26,98 5,88 14,29 26,00 20,00
Pakistansk 17,31 23,81 5,88 10,20 20,00 24,00
N 52 63 34 49 50 50

diskriminering i arbeidslivet
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22 369
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
Oslo Andre byer Pooled: menn Pooled: 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 Bedrifts-
størrelse
.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 Beman-
ningsbyrå
-.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 Opp-
muntring
.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
N 578 596 534 640
Signifikansnivå *** = 0.01 ** = 0.05 * = 0.1

gunn e. birkelund, jon rogstad, kristian heggebø, tove m. aspøy og heidi f. bjelland
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22
370
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 gjel-
der 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 Trond-
heim. 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 mino-
riteter til å søke.
Når vi her har diskutert hvilke forhold som kan ha betydning, bør det under-
strekes 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 diskrimi-
nering 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. Felteksperi-
mentene 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 (hen-

diskriminering i arbeidslivet
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22 371
holdsvis 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 for-
skjellsbehandling. 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 hvor-
for 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 indike-
rer 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 effek-
ten av etnisitet fordi arbeidsgivernes forskjellsbehandling kun skyldes ulikt navn,
ikke forskjeller i kompetanse og andre forhold. Undersøkelsene våre dokumente-
rer 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 dis-
kriminering 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, undervis-
ning og media/IT-jobber i hovedstaden, og heller ikke innen helse/sosial, øko-
nomi 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 Midt-
veis-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 tak-
ker også Erika Sterri og Maricel Knechtel for hjelp under datainnsamlingen. Innholdet her står imid-
lertid for vår egen regning.

gunn e. birkelund, jon rogstad, kristian heggebø, tove m. aspøy og heidi f. bjelland
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22
372
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
Noter
1De første pakistanske innvandrere kom til Norge på 1960–1970-tallet (Brockmann, 2003),
hovedsakelig som arbeidsinnvandrere. Innvandringen fra Pakistan ble senere mer preget av familie-
gjenforening 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 arbeids-
giver 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.
7 Arbeidsgiver 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.
8 Se også Midtbøen og Rogstad (2012b).
9 Det er ikke sendt søknader til stillinger som krever mastergrad eller andre stillinger hvor det kre-
ves at søkeren legger ved vitnemål.
10 Vi har kjørt logistisk regresjonsanalyse med de samme variablene som en sensitivitetstest, og
resultatene er praktisk talt identiske.

diskriminering i arbeidslivet
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22 373
11 Dersom 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 %).
12 Dette forekom særlig på stillinger som sykepleier, miljøterapeut og vernepleier.
13 Analysene av forskjellige typer call-back for hele utvalget (både majoritets- og minoritetssøkere)
er tilgjengelig på forespørsel.
14 Hvem som har beslutningsmyndighet hos arbeidsgiveren, har sannsynligvis betydning. Hvis per-
sonen tilhører samme gruppe som jobbsøkeren kan det være utslagsgivende, men ikke hvis vedkom-
mende har utenlandsk bakgrunn fra et annet land.
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 Economics,88(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 utdan-
ning 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 sentral-
byrå. 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.

gunn e. birkelund, jon rogstad, kristian heggebø, tove m. aspøy og heidi f. bjelland
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22
374
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 Experi-
ment 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 Mar-
ket 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 Methodo-
logical 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 til-
gang til norsk arbeidsliv. Oslo: ISF-rapport 1, 2012.
Midtbøen, A. H. og J. Rogstad (2012b) ’Discrimination. Methodological Controversies and Sociolo-
gical 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 Instru-

diskriminering i arbeidslivet
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22 375
ments’. 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 Employ-
ment, 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 Orga-
nization of Labor’. Berkeley: University of California Press.

gunn e. birkelund, jon rogstad, kristian heggebø, tove m. aspøy og heidi f. bjelland
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22
376
Appendiks A

diskriminering i arbeidslivet
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22 377

gunn e. birkelund, jon rogstad, kristian heggebø, tove m. aspøy og heidi f. bjelland
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22
378
Appendiks B
Vi gjengir to eksempler på søknadstekst og CV som har blitt brukt i studien.
Arbeidsgiver er anonymisert.

diskriminering i arbeidslivet
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22 379

gunn e. birkelund, jon rogstad, kristian heggebø, tove m. aspøy og heidi f. bjelland
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22
380

diskriminering i arbeidslivet
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22 381

gunn e. birkelund, jon rogstad, kristian heggebø, tove m. aspøy og heidi f. bjelland
sosiologisk tidsskrift | nr 4 | 2014 | årgang 22
382
Appendiks C
Tabell A1. Pearson Kji-kvadrat-test av call-back
Geografi Verdi P
Oslo vs. andre byer 0,000 0,994
Oslo vs. Stavanger 1,236 0,266
Oslo vs. Bergen 0,098 0,754
Oslo vs. Stavanger/Bergen 0,377 0,539
Oslo vs. Trondheim 0,732 0,392
Oslo vs. Diverse 1,212 0,271
Tabell A2. Call-back, etter etnisitet, geografi og kjønn
Oslo Andre byer
Call-back Majoritet Minoritet Majoritet Minoritet
Kvinner 62,0 50,7 48,2 40,6
Menn 38,8 27,3 49,2 43,0
Tabell A3. Pearsons Kji-kvadrat-test av call-back etter etnisitet
Norsk vs. pakistansk Oslo Andre byer
Ver d i p Verd i p
Totalt 7,608 0,006 2,988 0,084
Kvinner 3,916 0,048 2,013 0,156
Menn 4,159 0,041 1,006 0,316
Tabell A4. T-test av call-back etter etnisitet og fagfelt – Oslo og andre byer
Fagfelt
Helse/sosial Øk. Adm. Utd. Transport IT/kom.
Oslo 1,864
p=0,066
1,016
p=0,311
0,635
p=0,528
0,844
p=0,401
2,748
p=0,007
0,396
p=0,693
Andre byer -0,597
p=0,552
0,898
p=0,371
0,000
p=1,000
2,043
p=0,044
1,878
p=0,063
0,000
p=1,000