Indledning

1. Formålet med denne undersøgelse er at bestemme pengelønsændringens determinanter for Danmark i mellemkrigstiden og pengelønsændringens determinanter for mellemkrigstiden og efterkrigstiden under ét. I en tidligere er der bragt nogle resultater fra en tilsvarende analyse af pengelønsændringens determinanter for efterkrigstiden (se Liittichau 1972). Den teoretiske problemstilling i forbindelse med den såkaldte Phillips-relation ikke blive diskuteret i dette bidrag, ligesom resultaterne af de mange, overvejende engelske og amerikanske empiriske undersøgelser af pengelønsændringens determinanter heller ikke vil blive omtalt (se Liittichau 1966 og 1969).

2. De forsøgte exogene variable (regressorer) vil ikke blive nærmere omtalt i denne artikel, ligesom der heller ikke vil blive gjort rede for modellens specifikation, da disse forhold er behandlet i den tidligere artikel i dette tidsskrift (se punkterne 2-6 i Liittichau 1972).

3. I det følgende vil nedennævnte symboler blive benyttet.

D.W. = Durbin-Watson-statistikken til måling af autokorrelation i residualerne

e = w° —wc = residualet

---

* Lektor ved Aarhus Universitet. Fremskaffelsen af undersøgelsens grundmateriale er foretaget af daværende stud.oecon. Jørgen S. S. Jørgensen, der også har foretaget en lang række komplicerede beregninger. Estimationen af regressionsligningerne er sket på Aarhus Universitets Regnecenter. Jeg ønsker at takke medarbejderne ved Økonomisk Institut og Statistisk Institut for råd under udarbejdelsen. Endelig takkes Statens Almindelige Videnskabsfond for en bevilling på 5.000 kr. til aflønning af studentermedhjælp.

p = den årlige relative ændring i forbrugerpriserne udtrykt som decimal
R2R2 = determinationskoefficienten korrigeret for frihedsgrader
r — den simple korrelationskoefficient
T = antal observationer
/ = tiden målt i måneder
U = den årlige gennemsnitlige arbejdsløshed udtrykt som decimal
u = den årlige, relative ændring i den årlige, gennemsnitlige arbejdsløshed
som decimal
iv — den årlige, relative ændring i den gennemsnitlige pengeløn udtrykt
som decimal
wc = den estimerede (beregnede), årlige, relative ændring i den gennemsnitlige
udtrykt som decimal
w° = den observerede, årlige, relative ændring i den gennemsnitlige
pengeløn udtrykt som decimal
* = signifikant på 10% signifikansniveauet
** = » »
*** = » »1% »

Estimationsresultaterne for mellemkrigstiden

4. Den valgte undersøgelsesperiode er 1922-1938¹. Denne periode er igen delt op i delperioderne 1922-1930 og 1931-1938². Opdelingen er foretaget for at kunne afgøre, om der er væsentlige forskelle på løndannelsen i en periode kendetegnet ved særdeles høj ledighed for de fleste års vedkommende, som tilfældet var for 1931-1938, og på løndannelsen i en periode med noget gunstigere konjunkturer som i årene 1922-1930.

5. De estimerede regressionsligninger3 er som følger for de tre perioder:

1922-1938

---

1. Den første pengelønsændring, der tages med i regressionsanalysen, er fra april kvartal 1922 til april kvartal 1923, medens den sidst medtagne pengelønsændring er fra april kvartal 1938 til april kvartal 1939.

2. Estimationsresultaterne fra disse delperioder er bestemt med forholdsvis stor usikkerhed, antallet af observationer er lille.

3. Senere i denne artikel vil også estimationsresultaterne for nogle ikke-lineære relationer diskuteret.

1922-1930

1931-1938

6. Profitændringsvariablen⁴, samspilsvariablen⁵, den laggede pengelønsændringsvariabe ⁶, dummy variablen vedrørende konkurrenceintensiteten over for udlandet⁷ såvel som dummy variablen for socialdemokratisk deltagelse regeringen₈ viser sig alle at være ikke-signifikante for mellemkrigsperioden.

7. De estimerede regressionskoefficienter for prisændringen er mindre end
én, hvilket implicerer, at pengelønnens elasticitet med hensyn til priserne
er mindre end 1.

De fundne betydelige timelags for ledigheden er plausible på baggrund af den gennemgående store ledighed i mellemkrigstiden, hvor den dominerendekomponent den totale lønstigning må antages at have været lønstigningeni tilknytning til de generelle overenskomster, medens lønglidningen formentlig betød lidt. De kollektive overenskomsters gennemsnitligevarighed

---

4. Ændringen i aktiekursindekset for industrien er det eneste af vore profitændringsmål, hvor der er data til rådighed for mellemkrigstiden. Denne variabel er forsøgt for 1924-1938 og for 1931-1938.

5. Samspilsvariablen har været forsøgt for 1922-1938, 1922-1930 samt for 1931-1938. Variablen er faktisk netop lige signifikant på 10 % signifikansniveauet for 1922-1938. Samspilsvariablen tages imidlertid ikke med i regressionsligningen, da den er meget stærkt korreleret med prisændringsvariablen.

6. Den laggede pengelønsaendringsvariabel er forsøgt for 1922-1938, 1922-1930 samt for 1931-1938. Når den laggede pengelønsændring ikke er signifikant, kan det muligvis skyldes, at en positiv effekt for nogle år og en negativ effekt for andre år inden for den samme periode netop ophæver hinanden.

7. Dummy variablen vedrørende graden af konkurrence over for udlandet er forsøgt for 1922-1938. Det estimerede fortegn for dummy variablen viser, at pengelønnens stigningstakt relativt mindre i perioden med stærk konkurrence fra udlandet 1922-1930* end i perioden med mindre intensiv konkurrence 1931-1938.

8. Dummy variablen for socialdemokratisk deltagelse i regeringen er forsøgt for 1922-1938. fundne fortegn for dummy variablen viser, at pengelønnens stigningstakt er relativt mindre i år med socialdemokratisk deltagelse i regeringen end i år, hvor socialdemokratiet ikke er regeringsdeltager.

snitligevarighedvar på mellem ét og to år i såvel 1920'erne9 som 1930'erne10.

Ifølge regressionsligning (1) vil pengelønnen være uændret ved et stabilt detailpristal for en konstant ledighed på henved 0,23 (se figur 1). For et uændret detailpristal og en konstant ledighed på 0,30 vil faldet i pengelønnen 0,015, medens pengelønnens stigning vil være 0,030 ved stabile detailpriser og en stabil ledighed på 0,11.

Resultaterne af fra regressionsligning (1) at ekstrapolere, hvilken lønstigning,der
et stabilt detailpristal er forbundet med et konstant
ledighedsniveau et sted i fuldbeskæftigelseszonen, må tages med stort

---

9. En undersøgelse for året 1928 foretaget af Danmarks Statistik viste, at hovedparten af de kollektive overenskomster havde en varighed på et år, men at den grafiske industri, tekstilindustrien, tobaksindustrien, blikkenslagerne uden for København, bryggeriarbejderne, de faglærte murere uden for København samt murerarbejdsmændene Kobenhavn alle havde afsluttet kollektive overenskomster med en varighed på to år. Endelig var varigheden af de kollektive overenskomster tre år i chokoladeindustrien i sukkerindustrien. (Se således Danmarks Statistik 1929, p. 273 og p. 289). De kollektive overenskomsters gennemsnitlige varighed var således på mellem ét og to år i 1928.

10. I 1930'erne havde hovedparten af de kollektive overenskomster en varighed på ét år, men en hel del fag havde to-årige kollektive overenskomster. (Se således P. Milhøj 1954, p. 52.) De kollektive overenskomsters gennemsnitlige varighed i 1930'erne var således på lidt under 1% år

forbehold, da regressionsligning (1) er estimeret for et ledighedsniveau på
mellem 0,11 og 0,30 (se figur 1).

Ifølge figur 1 og ligning (1) vil et fald i ledigheden på 1 % point implicere
en forøgelse af lønnen på 0,2 % point. Det estimerede trade-off mellem
ledighed og pengelønsændring er med andre ord - 0,2.

Diskussion af mellemkrigstidens residualer

8. Blandt de år, der indgår i mellemkrigstidens undersøgelsesperiode, er
der særlig grund til at diskutere følgende11.

9. Konflikten på arbejdsmarkedet i foråret 1922 var mellemkrigstidens trediestørste med 2,3 millioner tabte arbejdsdage. Konflikten varede for de fleste fags vedkommende til 10. april. For nogle fag varede konflikten derimod til den 26. april og for fagene inden for byggesektoren i København endog til 5. maj. Den gennemsnitlige timefortjeneste for april kvartal 1922 vil være overvurderet, da de arbejdere, der ikke var berørt af konflikten, blev betalt efter de gamle lønsatser, som var højere end de lønsatser, der kom til at gælde efter konfliktens ophør. Lønfaldet for 1922-1923 vil derfor være overvurderet. Dette skulle tale for et negativt residual for 1922-1923. Det faktisk fundne residual er negativt (se fig. 2)¹².

10. Konflikten på arbejdsmarkedet i foråret 1925 var dette århundredes største konflikt med hele 4,0 millioner tabte arbejdsdage. For de fleste arbejderes vedkommende blev konflikten først bragt til afslutning den 8. juni. Arbejdsgiverforeningen offentliggjorde som følge heraf ikke tal for den gennemsnitlige timefortjeneste for april kvartal 1925, ligesom Danmarks Statistik heller ikke offentliggjorde arbejdsløshedstal for april og maj måned. Det var således nødvendigt at konstruere disse løn-¹³ og ledighedsta ¹⁴ ved interpolation. Sådanne interpolationer vil altid være unøjagtige, og disse unøjagtigheder vil manifestere sig i residualerne¹⁵ for 1924-1925 og for 1925-1926.

---

11. H. Winding Pedersen (1937) diskuterer virkningerne af mellemkrigstidens store konflikter på arbejdsmarkedet i 1921, 1922, 1925 og 1936.

12. Herudover vil den gennemsnitlige timefortjeneste for april kvartal 1922 blive påvirket, hvis arbejdernes fordeling på undergrupper i lønstatistikken er anderledes end den ville være i en situation uden konflikt.

13. Den gennemsnitlige timefortjeneste for april kvartal (150 øre) er beregnet som gennemsnittet af de gennemsnitlige timefortjenester for januar kvartal 1925 (148 øre) og juli kvartal 1925 (152 øre).

14. Arbejdsløshedstallene for april (0,12) og maj måned (0,10) er konstrueret ved at benytte de omliggende måneders arbejdsløshedstal.

15. Herudover vil den gennemsnitlige timefortjeneste for april kvartal 1925 blive påvirket, hvis arbejdernes fordeling på undergrupper i lønstatistikken er anderledes, end den ville være i en situation uden konflikt.

Hertil kommer, at der fandt et prisfald på ca. 10 % sted for 1925-1926 i forbindelse med, at den danske krones guldværdi steg fra 66 øre i januar 1925 til 91 øre i september 1925 og til 99 øre ved udgangen af året 1926. I januar 1927 vendte Danmark tilbage til guldmøntfoden.

Det må forventes, at de danske eksporterhverv vil være tilbageholdende med at indrømme lønstigninger, da deres konkurrenceevne blev forringet ved pariføringen. Dette taler taget alene for et negativt residual for 1925-1926. faktisk fundne residual for 1925-1926 er negativt (se fig. 2).

11. Den næststørste konflikt i mellemkrigstiden med 2,9 millioner tabte arbejdsdage fandt sted i foråret 1936¹⁶. Konflikten varede indtil 30. marts, men de lønstigninger, der blev resultatet, fik normalt først virkning fra engang i april måned. Den gennemsnitlige timefortjeneste for april kvartal 1936 vil derfor være undervurderet, ligesom lønstigningen for 1935-1936 vil være undervurderet, medens lønstigningen vil være overvurderet for 1936-1937.Dette tale for et negativt residual for 1935-1936 og et positivt

---

16. Danmaks Statistik offentliggjorde arbejdsløshedstallene for såvel februar som marts måned, men antaeer at r>i<s<;e *al er for store.

residual for 1936-1937. De faktisk fundne residualer17 har netop disse
fortegn (se fig. 2).

12. Det fremgår, at der for næsten alle de store residualers vedkommende, hvor de benyttede variable ikke er i stand til på tilfredsstillende måde at forklare pengelønsændringens variation, findes specielle grunde til disse store residualer. De store konflikter på arbejdsmarkedet med mange tabte arbejdsdage er ofte forklaringen på de for visse år fundne store residualer.

Det er derimod ikke muligt at spore det forhold, at Danmark forlod guldmøntfoden 29. september 1931, i residualerne hverken for 1931-1932 eller for 1932-1933 (se fig. 2). Den danske devaluering 30. januar 1933 på 18 %, der var et led i Kanslergadeforliget, giver sig heller ikke til kende i residualet for 1932-1933 (se fig. 2).

Diskussionen af residualernes størrelse og mulige årsager er ret detaljeret, der findes så mange institutionelle faktorer, der påvirker pengelønsændringens Det er imidlertid næppe muligt at medtage de institutionelle forhold som variable i regressionsligningen, da disse vanskeligt sig kvantificere, fordi de har mange »dimensioner«.

Mellemkrigstidens estimationsresultater for de ikke-lineære relationer

13. Hidtil er der kun benyttet lineære relationer mellem de exogene variable og pengelønsændringen. Da der imidlertid er flere økonomiske grunde, der a priori taler for eksistensen af ikke-lineære sammenhænge, er forskellige ikke-lineære relationer mellem de exogene variable¹⁸ og pengelønsændringen blevet forsøgtl9.

Det faktum, at der vil findes en nedre grænse for ledigheden, fordi der altid vil eksistere en vis friktionsledighed på arbejdsmarkedet, samt den almindelige erfaring, at lønnen lettere bevæger sig opad ved lille ledighed end nedad ved stor ledighed, taler begge for, at en negativ og degressiv sammenhæng mellem pengelønsændring og ledighed vil forklare pengelønnens bedre end en lineær relation. Derfor er flere forskellige degressive forsøgt.

---

17. Herudover vil den gennemsnitlige timefortjeneste for april kvartal 1936 blive påvirket, hvis arbejdernes fordeling på undergrupper i lønstatistikken er anderledes, end den ville være i en situation uden konflikt.

18. De ikke-lineære relationer er alene forsøgt for følgende exogene variable: prisændringen, samt dennes ændring, da de andre forsøgte exogene variable som før nævnt alle viste sig at være uden betydning.

19. I forbindelse med estimationen af de ikke-lineære relationer eksperimenteredes der med timelaggene, men eksperimenterne gennemførtes imidlertid alene for de timelags, der størrelsesmæssigt er i nærheden af de estimerede timelags for de lineære relationer. viser i øvrigt, at de fundne optimale timelags synes at være næsten helt uafhængige af, hvilken relation der benyttes.

På tilsvarende måde er det undersøgt, om en negativ og degressiv sammenhæng pengelønsændring og ledighedens ændring forklarer pengelønnens variation bedre end en lineær relation. I forbindelse hermed er flere forskellige degressive relationer forsøgt.

Endelig er det blevet prøvet, om sammenhængen mellem pengelønsændring prisændring vil blive bedre forklaret ved at benytte en funktionsform, implicerer, at pengelønnen stiger enten progressivt eller degressivt med prisstigningen. På forhånd forekommer det mest plausibelt med en degressiv sammenhæng, da pristalsreguleringen ikke giver fuld kompensation prisstigningen.

14. Estimationsresultaterne for de forskellige forsøgte ikke-lineære relatione
20 er angivet i regressionsligningerne (4)-(16).

15. Samtlige estimerede fortegn for regressionskoefficienterne til prisændringen
udtryk for en positiv sammenhæng mellem pengelønsændring

1922-1938

---

20. Da pengelønsændringen, prisændringen samt ledighedens ændring alle kan udvise såvel positive som negative værdier, er der i logaritmeformuleringerne overalt tillagt tallet 1. Da ledigheden kun kan være positiv, er der ingen grund til at tillægge tallet 1 i denne variabels logaritmeformuleringer. Det er overalt naturlige logaritmer, der er benyttet i analysen.

1922-1930

1931-1938

og prisændring. Hertil kommer, at ligningerne (7), (10) og (15), hvor regressionskoefficienterne til prisændringen ligger mellem 0 og +1, alle afslører en degressiv, positiv sammenhæng mellem pengelønsændring og prisændring. Dette lyder i øvrigt plausibelt, når det tages i betragtning, at pristalsreguleringen ikke giver fuld kompensation for prisstigninger.

Alle de estimerede fortegn for regressionskoefficienterne til ledigheden er udtryk for en negativ sammenhæng mellem pengelønsændring og ledighed. de fundne regressionskoefficienter til ledigheden er så små i ligningerne (7) og (15) viser, at de negative relationer mellem lønændring og ledighed kun udviser en særdeles ringe grad af degressivitet²¹. Dette lyder rimeligt på baggrund af den store ledighed i mellemkrigsperioden.

Samtlige estimerede fortegn for regressionskoefficienterne til ledighedens ændring er udtryk for en negativ sammenhæng mellem pengelønsændring og ledighedens ændring. At den fundne regressionskoefficient til ledighedens ændring er så lille i ligningerne (7), (10) og (15) viser, at den negative relation mellem lønændring og ledighedens ændring kun udviser en særdeles ringe grad af degressivitet.

---

21. Graden af degressivitet er bestemt som den partielt afledte af anden grad, som for det nævnte tilfælde er: a₂(a₂-l)-U^a2-² Hvis 02 er numerisk tæt ved nul, vil graden af degressivitet være lille. (A er en konstant).

16. Det er kun tilladeligt (se A. S. Goldberger 1968, pp. 129-30) at foretage indbyrdes sammenligninger mellem de determinationskoefficienter, der er bestemt for regressionsligninger, hvor den endogene variabel er pengelønsændringen. samme måde er det alene tilladt at sammenligne de estimerede der er bestemt for regressionsligninger, hvor den endogene variabel er logaritmen til pengelønsændringen plus én.

Valget mellem de forskellige forsøgte funktionsformer foretages dels ud fra disse funktionsformers estimerede determinationskoefficienter²², dels ud fra de for disse funktionsformer estimerede regressionsligningers evne til at kunne forecaste ændringer i pengelønnen uden for selve estimationsperioden dels ud fra en mere almindelig viden om de økonomiske forhold, især på arbejdsmarkedet.

17. Determinationskoefficienterne korrigeret for frihedsgrader er vist i
tabel 1 for de forskellige forsøgte funktionsformer.

En sammenligning af determinationskoefficienterne for de funktionsformer,hvor er endogen variabel, afslører, at den lineære relation er den, der alt i alt har den største determinationskoefficient for mellemkrigsperioden. Tabel 1 viser imidlertid, at forskellene på de estimerede determinationskoefficienter for de forskellige funktionsformer

---

22. At foretage valg mellem forskellige funktionsformer alene ud fra de estimerede determinationskoefficienters størrelse er af tvivlsom værdi. Dette skyldes, at determinationskoefficientens afhænger af de valgte exogene variable, af de benyttede timelags, og af den form, i hvilken de exogene variable indgår. Fordelingsfunktionen for determinationskoefficienten afhænger således af matricen af exogene variable, af graden af autokorrelation i residualerne og af graden af gensidig afhængighed mellem de exogene variable. Dette implicerer, at sammenligninger forskellige determinationskoefficienter er genstand for stor usikkerhed,, matricen af exogene variable, graden af autokorrelation og graden af gensidig afhængighed mellem de exogene variable må antages at variere med de benyttede variable, timelags oe funktionsformer (Se J. Koerts c£ A. P. J. ALiaiiaiuse 1»69).

er så små, at det er umuligt at vælge mellem funktionsformerne ud fra
determinationskoefficienterne alene.

Det forekommer i øvrigt plausibelt, at den lineære relation har den største determinationskoefficient for perioden 1922-1938. Denne periode er karakteriseret ved udelukkende at indeholde år med stor ledighed, nemlig mellem 0,11 og 0,30.

Reagerer pengelønnen asymmetrisk på prisændringer?

18. Siden Keynes* tid har flere økonomer hævdet, at pengelønnen lettere bevæger sig opad, når priserne stiger, end den bevæger sig nedad, når priserne falder. For at kunne teste denne hypotese er der estimeret dels en regressionsligning, der alene omfatter mellemkrigstidens prisstigningsår, og dels en regressionsligning alene for prisfaldsårene.

1922-1938 (p > 0)

1922-1938 (p < 0)

Regressionsligningerne²³ (17) og (18) viser, at den estimerede regressionskoefficient prisændringen er større for prisfaldsårene, end den estimerede regressionskoefficient til prisændringen er for prisstigningsårene. f-test viser imidlertid, at den estimerede regressionskoefficient til prisændringen for prisfaldsårene ikke er signifikant større end den estimerede til prisændringen for prisstigningsårene.

Det fundne resultat, at regressionskoefficienten til prisændringen er

---

23. Der burde have været benyttet et 18 måneders timelag i stedet for et 16 måneders timelag for ledigheden, og et 8 måneders timelag i stedet for et 6 måneders timelag for ledighedens ændring (se ligning (1)). Men de estimerede resultater ville næppe afvige meget fra hinanden i de to tilfæle.

størrre for prisfaldsårene end for prisstigningsårene, er i direkte modstrid med, hvad man ville forvente på forhånd. En af grundene til dette overraskenderesultat muligvis søges i det faktum, at pristalsreguleringen var mere udbredt på arbejdsmarkedet i de år, hvor priserne faldt, end den var i årene med prisstigning²⁴. Asymmetrihypotesen har på grund af pristalsreguleringensforskellige på arbejdsmarkedet i henholdsvis prisstigningsårene og i prisfaldsårene således næppe været udsat for en egentlig afprøvning.

Sammenligning af mellemkrigstidens og efterkrigstidens resultater

19. De estimerede konstante led samt deres signifikansniveau såvel som
de estimerede regressionskoefficienter samt deres signifikansniveau er for
mellem- og efterkrigstiden vist i tabellerne 2-6.

---

24. For de otte prisstigningsår er der således to år, for hvilke hele arbejdsmarkedet benytter pristalsregulering, to år, for hvilke kun de dele af arbejdsmarkedet, der har to-årige overenskomster, benytter pristalsregulering, og fire år, hvor der slet ikke benyttes pristalsregulering. For de otte prisfaldsår er der derimod tre år, for hvilke hele arbejdsmarkedet benytter pristalsregulering, to år, for hvilke mere end halvdelen benytter pristalsregulering, et år, for hvilket alene den del af arbejdsmarkedet, har to-årige overenskomster, benytter pristalsregulering, samt to år, for hvilke kun små dele af arbejdsmarkedet benytter pristalsregulering. Pristalsreguleringen således mere udbredt for prisfaldsårene end for prisstigningsårene. (Se således Danmarks Statistik 1929 pp. 218-72 og pp. 315-21, samt Milhøj 1954, kapitel 1).

20. I tabel 7er vist de beregnede ændringer i pengelønnen ved forskellige
ledighedsniveauer.

21. Det er ikke tilladeligt at slutte ud fra figur 3, at for et givet ledighedsniveaupå end 0,125 vil lønstigningen være større i efterkrigstiden end i mellemkrigstiden, eller sagt på en anden måde, at Phillips-kurven ligger højere efter anden verdenskrig end før. Det kan nemlig ikke udelukkes,at i efterkrigstiden ville være mindre end lønstigningen

i mellemkrigstiden for efterkrigstidens ledighedsniveau, dvs. 0,02-0,12. Om
dette er tilfældet, kan ikke afgøres, fordi mellemkrigstidens ledighed varieredemellem
og 0,30.

De estimerede trade-offs mellem ledighed og pengelønsændring er for mellemkrigstiden og efterkrigstiden henholdsvis -0,24 og -0,61 (se fig. 3 og tabel 4). Et fald i ledigheden på 1 % point implicerede således i mellemkrigstiden forøgelse af lønnen på kun 0,24 % point, medens det implicerede lønforøgelse på 0,61 % point i efterkrigstiden²⁵.

Figur 3 viser yderligere, at pengelønnen vil være stabil ved et uændret detailpristal for et konstant ledighedsniveau på 0,235 i mellemkrigstiden, medens pengelønnen vil være stabil ved konstante detailpriser for en ledighed kun 0,165 i efterkrigstiden.

---

25. Det estimerede trade-off mellem ledighed og lønændring er på hele -1,90 for perioden 1959-19fifi (se "åledes tabel 4).

I alle de tilfælde, hvor der ekstrapoleres uden for de intervaller, som regressionsligningen er estimeret for, må resultaterne tages med et stort forbehold²⁶. Dette gælder især, hvis der ekstrapoleres, som det f. eks. finder sted i tabel 7, hvilke lønstigninger, der er forbundet med alternative ledighedsniveauer fuldbeskæftigelseszonen med udgangspunkt i en regressionsligning, er bestemt for perioden 1922-1938.

Estimationsresultaterne for mellem- og efterkrigstiden under ét

22. Den estimerede regressionsligning er som følger for mellemkrigs- og
efterkrigstiden under ét:

1922-1938 + 1946-1966

23. Profitændringsvariablen²⁷, samspilsvariablen²⁸, den laggede pengelønsændrin ²⁹, dummy variablen vedrørende konkurrenceintensiteten over for udlandet³⁰ såvel som dummy variablen for socialdemokratiets deltagelse³¹ i regeringen viser sig alle ikke-signifikante for mellem- og efterkrigsperioden under ét.

---

26. Regressionsligningen for perioden 1922-1938 er bestemt for ledighedsintervallet 0,11-0,30, regressionsligningen for 1946-1966 er bestemt for intervallet 0,02-0,12.

27. Ændringen i aktiekursindekset for industrien er afprøvet for perioden 1924-1938 + 1946-1966.

28. Samspilsvariablen er forsøgt for 1922-1938 + 1946-1966.

29. Den laggede pengelønsændringsvariabel er forsøgt for 1922-1938 + 1946-1966. Det estimerede fortegn for regressionskoefficienten til den laggede pengelønsændring er positiv. Pengelønsstigningen nu intensiveres altså af en tidligere stedfunden pengelønsstigning. den laggede pengelønsændring ikke er signifikant kan det muligvis skyldes, at en positiv effekt for nogle år og en negativ effekt for andre år inden for den samme periode netop ophæver hinanden.

30. Dummy variablen vedrørende graden af konkurrence over for udlandet er forsøgt for 1922-1938 + 1946-1966. Det estimerede fortegn for dummy variablen viser, at pengelønnens er relativt mindre i perioder med stærk konkurrence fra udlandet 1922-1930 samt 1959-1966 end i perioder med mindre intensiv konkurrence 1931-1938 samt 1946-1958.

31. Dummy variablen for socialdemokratiets deltagelse i regeringen er forsøgt for 1922-1938 1946-1966. Det estimerede fortegn for dummy variablen viser, at pengelønnens er relativt større i de år, hvor socialdemokratiet var med i regeringen end i de år, hvor socialdemokratiet var i opposition.

Den estimerede regressionskoefficient for prisændringen er mindre end
én. Pengelønnens elasticitet med hensyn til priserne er altså mindre end 1,
ligesom for delperioderne.

Ifølge regressionsligning (19) vil pengelønnen være konstant ved et stabilt detailpristal for en uændret ledighed på henved 0,23 (se fig. 4). For et konstant detailpristal og en uændret ledighed på 0,30 vil pengelønnen falde 0,022, medens der i fuldbeskæftigelseszonen med en ledighed på 0,04 til 0,02 for stabile detailpriser vil finde en lønstigning sted på mellem 0,058 og 0,064.

Ifølge figur 4 og ligning (19) vil et fald i ledigheden på 1 % point
implicere en forøgelse af lønnen på 0,3 % point. Det estimerede trade-off
mellem ledighed og pengelønsændring er med andre ord —0,3.

24. De stedfundne residualer for mellem- og efterkrigsperioden under ét er vist i figur 5. De mulige årsager til de særlig store residualer vil ikke blive diskuteret her, da mellemkrigstidens³² og efterkrigstidens residualer allerede diskuteret hver for sig (jfr. pkt. 12-22: Luttichau 1972).

25. Det er et åbent spørgsmål, hvorvidt det er tilladeligt at benytte samme model for hele undersøgelsesperioden. Det lyder på forhånd sandsynligt, at pengelønsændringen er påvirket af forskellige effekter i de forskellige perioder, da de institutionelle forhold på arbejdsmarkedet har ændret sig

---

32. Mellemkrigstidens residualer er diskuteret i denne artikel pkt. 8-12.

meget fra begyndelsen af 1920'erne til slutningen af 1960'erne. Der er derfor
foretaget test af, om residualvariansernes størrelse for perioderne33 1922-1930,1931-1938,
og 1959-1966 afviger signifikant fra hinanden.

Bartlett-testene (se A. Hald pp. 290-99) viser imidlertid alle, at residualvariansernes ikke afviger signifikant fra hinanden³⁴ for de fire perioder. Det synes således tilladeligt at benytte samme model for hele undersøgelsesperioden, som det er sket her.

Estimationsresultaterne for mellemkrigs- og efterkrigsperioden under ét for de ikke-lineære relationer

26. Hidtil er der kun benyttet lineære relationer mellem de exogene variable og pengelønsændringen. Forskellige ikke-lineære relationer mellem de exogene variable³⁵ og pengelønsændringen er imidlertid også blevet forsøgt.

---

33. De exogene variable, der er taget med i regression_sligningen, er for alle fire perioders vedkommende dels prisændring og ledighed og dels prisændring, ledighed samt dennes ændring. Først benyttes for alle fire perioder de timelags, der blev estimeret for 1922-1930. Dernæst benyttes for alle fire perioder de timelags, der blev fundet for 1931-1938. Derpå benyttes for alle fire perioder de timelags, der blev estimeret for 1946-1958. Endelig benyttes for alle fire perioder de timelags, der blev fundet for 1959-1966. Til sidst benyttes for hver enkelt periode de for denne periode estimerede timelags.

34. CHI²-testene er foretaget for signifikansniveauerne 0,99 og 0,01 og for 3 frihedsgrader.

35. Se note 18 og 19.

Estimationsresultaterne for de forskellige forsøgte ikke-iineære relatione
36 er angivet i regressionsligningerne (20)-

27. Samtlige estimerede fortegn for regressionskoefficienterne til prisændringen
udtryk for en positiv sammenhæng mellem pengelønsændring
og prisændring. Hertil kommer, at ligning (23),hvor regressionskoefficienten

1922-1938 -f- 1946-1966

---

36. Se note 20.

til prisændringen ligger mellem 0 og +1, afslører en degressiv, positiv sammenhæng
pengelønsændring og prisændring.

Alle de estimerede fortegn for regressionskoefficienterne til ledigheden er udtryk for en negativ sammenhæng mellem pengelønsændring og ledighed. den fundne regressionskoefficient til ledigheden er så lille i ligning (23) viser, at den negative relation mellem lønændring og ledighed kun udviser en særdeles ringe grad af degressivitet³⁷.

Samtlige estimerede fortegn for regressionskoefficienterne til ledighedens ændring er udtryk for en negativ sammenhæng mellem pengelønsændring og ledighedens ændring. At den fundne regressionskoefficient til ledighedens er så lille i ligning (23) viser, at den negative relation mellem lønændring og ledighedens ændring kun udviser en særdeles ringe grad af degressivitet.

28. Determinationskoefficienterne38 korrigeret for frihedsgrader er vist i
tabel 8 for de forskellige forsøgte funktionsformer.

Tabel 8 viser, at forskellene på de fundne determinationskoefficienter er

---

37. Se note 21.

38. Se note 22.

så små, at det er umuligt at vælge39 mellem disse funktionsformer alene
ud fra determinationskoefficienterne. Alt andet lige vil en simpel funktionsformvære
foretrække. Dette taler til fordel for (19).

Forecast

29. Formålet med dette afsnit er at undersøge, hvor gode de estimerede regressionsligninger for de forskellige funktionsformer er til at forecaste pengelønnens ændring uden for estimationsperioden 1922-1938 + 1946-1966, nemlig for 1967-1968, 1968-1969, 1969-70 og for 1970-1971.

30. Forskellen mellem de forskellige funktionsformers forecastevne10 er,
som tabel 9 viser, forholdsvis betydningsløs.

---

39. Se punkt 16.

40. Det må huskes, at den gennemsnitlige kvadratafvigelsessum for nogle regressionsligninger udregnet for w og for andre regressionsligningcr for log (u>+l). En direkte sammenligning af den gennemsnitlige kvadratafvigelsessum for w og for log(w- er ikke tilladelig. En omregning for de i tabel 9 viste gennemsnitlige kvadratafvigelsessummer for log(iv+l) til de gennemsnitlige kvadratafvigelsessummer w afslører imidlertid, at forskellene faktisk er betydningsløse.

31. I tabel 10 er de observerede og forecastede værdier for 1967-1970 vist
for regressionsligning (21), der er den relation, der forecaster bedst (jfr.
tabel 9).

3. For de fire forecast-år 1967-1970 undervurderer den estimerede regressionslignings forecast uden undtagelse sammenlignet med den faktiske pengelønsændrings størrelse. Forecastperioden synes derfor at være en del mere inflationær end perioden, for hvilken regressionsligningen blev estimeret. Den særdeles stærke internationale inflation i årene 1968-1971 muligvis en medvirkende grund til de kraftige danske lønstigninger i disse år. De danske eksporterhverv var således i stand til at give forholdsvis lønstigninger, uden at deres konkurrenceevne blev forværret. Lønstigningerne var i øvrigt i mange lande større end disse landes Phillipskurver (se f.eks. H. G. Johnson og A. R. Nobay 1971).

Den danske devaluering den 20. november 1967 er muligvis en medvirkende
til den store lønstigning for 1968-69, da eksporterhvervene fik
deres konkurrenceevne forbedret.

Endelig må det huskes, at de overenskomstmæssige lønstigninger sammen lønstigningerne som følge af arbejdstidsforkortelser er af helt ekstraordinær størrelsesorden for 1968-69 og 1970-71 (se således tabel 6 i Luttichau 1972).

Reagerer pengelønnen forskelligt over for henholdsvis fald og stigninger i ledigheden?

33. A. W. Phillips (1958) fandt i sin undersøgelse for England, at for en given ledighed var ændringen i pengelønnen større, når arbejdsløsheden var aftagende under en konjunkturopgang, end når den var stigende under en konjunkturnedgang, fordi arbejderne og foretagerne i det første tilfælde regner med, at ledigheden vil falde yderligere, medens de i det andet tilfælde regner med, at ledigheden vil stige yderligere.

34. I dette afsnit undersøges det, om dette også kan påvises for Danmark. I denne forbindelse er der dels estimeret en regressionsligning⁴¹ alene omfattende de år i perioden 1922-1938 + 1946-1966, hvor ledigheden faldt og dels en regressionsligning omfattende alene de år i perioden 1922-1938 + 1946-1966, hvor ledigheden steg.

1922-1938 +¦ 1916-1966 (« < 0)

1922-1938 + 19A6-1966 (u > 0)

Regressionsligning (25) og (26) viser, at de estimerede regressionskoefficienter ledighedens ændring er så at sige lige store. En t-test viser da også, at den estimerede regressionskoefficient til ledighedens ændring, når arbejdsløsheden aftager, og den estimerede regressionskoefficient til ledighedens ændring, når arbejdsløsheden tiltager, ikke afviger signifikant fra hinanden.

Det er således ikke muligt for Danmarks vedkommende at eftervise, at
pengelønnen ændres mere, når ledigheden falder end den gør, når ledigheden
stiger.

---

41. Der er benyftet He \imt\igz, der er cstimerei foi perioden 1922-IW3» + 1946-1966.

LITTERATUR

Danmarks Statistik. 1929. Statistiske Meddelelser 4.81.1

Koerts, J. og A. P. J. Abrahamse, 1969. On the theory and application of the general
linear model. Rotterdam.

Luttichau, K. 1965. Diskussionen om Phillips-kurven. Nationaløkonomisk Tidsskrift 103:
226-42.

Luttichau, K. 1966. Nogle nyere undersøgelser af pengelønsændringens determinanter.
Nationaløkonomisk Tidsskrift 104: 25-40.

Luttichau, K. 1969. Phillips-kurveproblematikken. I Udviklingslinier i makroøkonomisk
teori, red. Niels Thygesen og P. Nørregaard Rasmussen, pp. 84-106. Københavns Universitets
Institut, Studier nr. 13. København.

Luttichau, K. 1972. Nogle resultater vedrørende pengelønsændringens determinanter for
Danmark i efterkrigstiden. Nationaløkonomisk Tidsskrift 110: 64-88.

Milhøj, P. 1954. Lønudviklingen i Danmark i9li-1950. København.

Phillips, A. W. 1958. The relation between unemployment and the rate of change of money
wage rates in the United Kingdom 1861-1957. Economica: 283-99.

Winding Pedersen, H. 1937. Arbejdsstandsningernes økonomiske virkninger. Nationaløkonomisk
85: 290-317.