summary.

The purpose of this analysis is to study the determinants of the money wage rates changes in Denmark, using quarterly changes and levels. The regression results demonstrate for the interwar years the most important variables were: (i)(ⁱ) price changes^ (2) changes in the rate of unemployment, (3) the unemployment rate, and (4) lagged changes in the money wage rates. For the postwar years the most important variables were: (1) the unemployment rate, (2) price changes, and (3) lagged changes in the money wage rates, while changes in the unemployment rate were of no importance. The estimated timelags for the price changes are almost identical for the two periods, while the estimated timelags for the unemployment rate are somewhat smaller for the last period.

1. Formålet med denne kvartalsanalyse er dels at bestemme pengelønsændringens for Danmark i mellem- og efterkrigstiden, og dels at sammenligne opnåede estimationsresultater ved at benytte kvartalsændringer og -niveauer med estimationsresultaterne ved benyttelse af årlige ændringer og niveauer. De resultater, der er opnået ved at benytte årlige ændringer og niveauer, er offentliggjort i Nationaløkonomisk Tidsskrift af K. Luttichau (1972 b) og (19720) for henholdsvis mellem- og efterkrigstiden.

2. I forbindelse med benyttelsen af årlige ændringer og niveauer vil der normaltvære
tvivl om, hvor meget af den fundne sammenhæng mellem én
af de forklarende variable og den forklarede variabel der løber fra den forklarendevariabel

---

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 NEUCC, Danmarks Tekniske Højskole. Jeg ønsker at takke medarbejderne ved Økonomisk Institut og Statistisk Institut for råd under udarbejdelsen. Endelig takkes Statens Almindelige Videnskab sfond for en bevilling på kr. 5000 til aflønning af studentermedhjælp.

rendevariabeltil den forklarede variabel, og hvor meget der løber fra den forklaredevariabel den forklarende variabel. Hvor meget af den fundne sammenhængmellem og lønændring løber f.eks. fra prisændring til lønændring, og hvor meget løber den modsatte vej ? Selv ved benyttelsen af forholdsvislange mellem de forklarende variable og den forklarede variabelvil af årlige ændringer og niveauer normalt medføre tvivl om den kausale sammenhæng.

Tvivlen om, hvilken vej den kausale sammenhæng løber, er mindre, hvis der benyttes ændringer fra ét kvartal til det næste kvartal, idet en pengelønsændring i mindre grad via omkostningsændringer vil have nået at sætte sig spor i priserne. Af denne grund er det af interesse at bestemme pengelønsændringens benyttende kvartalsændringer og -niveauer. Hertil kommer, at de eksisterende observationer udnyttes bedre ved at benytte kvartalsændringer -niveauer end ved at benytte årlige ændringer og niveauer.

De forklarende variable

3. De forsøgte forklarende variable (regressorer) er:

a. Prisændringen, der benyttes, fordi der i store dele af mellemkrigstiden og
i hele efterkrigstiden har fundet dyrtidsregulering af lønnen sted1. Men

selv under et lønsystem uden pristalsregulering bør prisændringen forsøges
som variabel.

b. Arbejdsløsheden bruges som et mål for overefterspørgslen på arbejds
markedet2.

c. Ændringen i arbejdsløsheden benyttes som et mål for forventningerne hos
parterne på arbejdsmarkedet3. Arbejdsmarkedets parter vil ofte regne

med, at en stigning eller et fald i arbejdsløsheden vil fortsætte i fremtiden.

d. Den laggede pengelønsændringA; denne variabel prøves for at undersøge

---

1. I K. Liittichau (1972 a, note 2) diskuteres de forskellige måder, som prisændringen kan inddrages på i undersøgelsen.

2. I K. Liittichau (1972 a, note 3) diskuteres arbejdsløshedsprocentens egnethed som mål for overefterspørgslen.

3. I K. Liittichau (1972 a, note 4) fremføres argumenter for at benytte henholdsvis den absolutte og den relative ændring i arbejdsløsheden. I det følgende vil alene den relative formulering blive anvendt, da den relative ændring gennemgående udviste større determinationskoefficienter den absolutte ændring, når der blev benyttet årlige ændringer og niveauer.

4. Regressionsligningen er autoregressiv af første grad, hvis den indeholder den laggede værdi af pengelønsændringen som regressor. Det generelt benyttede Durbin-Watson-test er ikke gyldigt uden modifikationer for de pågældende ligninger.

om pengelønsændringen i en bestemt periode påvirkes af tidligere perioders

Der er i denne undersøgelse ikke forsøgt andre forklarende variable end
de ovenfor nævnte. De benyttede data for de variable er vist i appendix.

Modelspecifikation

4. Det er pengelønsændringens determinanter for arbejderne i anlægs-, byggeog under ét⁵, der søges estimeret. Analysen foregår med andre ord på et højt aggregeret niveau, ligesom tilfældet var for helårsanalysen. Det er karakteristisk for denne sektor, at den normalt indgår sin kollektive overenskomst før de andre dele af arbejdsmarkedet. Dette har medført, at denne sektors forhandlingsresultat benyttes som argument ved de efterfølgende forhandlinger andre dele af arbejdsmarkedet. Derfor er det af særlig interesse at analysere, hvilke forhold der er bestemmende for pengelønsændringens størrelse anlægs-, bygge- og fremstillingssektoren.

5. For de ovenfor nævnte variable er det den relative ændring^ fra ét kvartal til næste kvartal som benyttes i analysen. Tidsserierne for såvel de relative ndringe ⁷ som for arbejdsløshedsniveauet, er alle udtrykt som decimaler og ikke som procenter.

6. De benyttede tidsserier for kvartalsændringer og -niveauer er sæsonjusterede8
for alle de forsøgte variable, idet fire kvartalers glidende gennemsnit bliver
brugt.

7. Indførelsen af de forskellige forklarende variable i regressionsligningen
sker trinvis.

8. Da de variable er gensidigt afhængige burde den formulerede Phillipsrelationindgå
en model til simultan bestemmelse af ikke blot pengelønsændringen,men

---

5. Det må påpeges, at medens pengelønnens data alene vedrører arbejderne i anlægs-, byggeog så refererer de benyttede arbejdsløshedstal sig til samtlige arbejdere og funktionærer, der er medlemmer af en arbejdsløshedskasse. Forskellen er i øvrigt næppe stor, da arbejderne i anlægs-, bygge- og fremstillingsvirksomhed udgør hovedparten af alle medlemmer af arbejdsløshedskasserne.

6. Der er stærke trend-bevægelser i såvel de absolutte værdier for pengeløn og priser som i de absolutte ændringer i disse værdier; derfor bruges de relative ændringer.

7. Samtlige ændringer er beregnet som simple første differenser.

8. Sæsonkorrektionen af tidsserierne er foretaget ved hjælp af den additive metode.

ændringen,menogså prisændringen, arbejdsløsheden m.v. Under anvendelse af de sædvanlige estimationsmetoder for sådanne modeller ville man kunne afhjælpeden i de estimerede parametre, som følger af den her anvendte simple estimationsteknik⁹.

9. I denne undersøgelse vil der alene blive estimeret lineære relationerI®.1®. Ved
estimationen benyttes mindste kvadraters metode.

10. De benyttede timelagsll måler alle tidsafstanden målt i måneder mellem
kvartalsændringerne i de forskellige forklarende variables medianværdier og
kvartalsændringen i pengelønnens medianværdi.

Følgende timelags forsøges for:

11. De valgte undersøgelsesperioder er 1922-193812 samt 1946-196713.

---

9. Undersøgelser af R. G. Bodkin (1966), L. A. Dicks-Mireaux (1961), A. G. Hines (1964), G. L. Perry (1966), P. Richter (1967), T. Vanderkamp (1966) samt L. R. Klein og R. J. Ball (1959) synes alle at vise, at forskellen ved at benytte henholdsvis simpel og simultan estimering af regressionsligningerne var meget lille.

10. Dette synes at være et rimeligt valg på baggrund af, at den estimerede determinationskoefficient årsanalysen var størst for den lineære relation for såvel perioden 1922-1938 (se K. Lvittichau (1972 b_} tabel 1)), som for 1946-1966 (se K. Liittichau (1972 a, tabel 1)).

11. Det at der også forsøges negative timelags betyder ikke, at de foklarende variable strækker længere frem i tiden end den forklarede variabel. De når derimod lige langt.

12. Den første pengelønsændring, der er medtaget i regressionsanalysen, er ændringen fra juli kvartal 1922 til oktober kvartal 1922, medens den sidst medtagne pengelønsændring er fra april kvartal 1938 til juli kvartal 1938. Den sidst medtagne pengelønsændring burde imidlertid af sammenligningsmæssige grunde have været fra januar kvartal 1939 til april kvartal 1939, fordi den sidst medtagne årlige pengelønsændring er fra april kvartal 1938 til april kvartal 1939. Det fremgår, at undersøgelsesperioden ikke er identisk for henholdsvis kvartals- og årsanalysen. Forskellen er imidlertid kun af beskedent omfang.

13. Den første pengelønsændring, der er medtaget i regressionsanalysen, er ændringen fra juli kvartal 1946 til oktober kvartal 1946, medens den sidst medtagne pengelønsændring er fra juli kvartal 1967 til oktober kvartal 1967. Også her fremgår det, at undersøgelsesperioden ikke er ganske identisk for kvartalsanalysen og årsanalysen, fordi den sidst medtagne årlige pengelønsændring er ændringen fra april kvartal 1966 til april kvartal 1967. Forskellen er imidlertid for efterkrigsperioden af yderst beskedent omfang, idet der er et kvartal for lidt med ved begyndelsen af perioden og et kvartal for meget med ved slutningen af perioden.

12. I kvartalsanalysen vil nedennævnte symboler blive benyttet for de vari
able:

p = den relative ændring fra kvartal til kvartal i forbrugerpriserne
udtrykt som decimal

U = den gennemsnitlige kvartalsarbejdsløshed udtrykt som decimal
(3 måneders gennemsnit af ultimomånedstal)

u — den relative ændring fra kvartal til kvartal i den gennemsnitlige
kvartalsarbejdsløshed udtrykt som decimal

w — den relative ændring fra kvartal til kvartal i den gennemsnitlige
pengeløn udtrykt som decimal

I årsanalysen vil følgende symboler for de variable blive benyttet:

p — den årlige, relative ændring i forbrugerpriserne udtrykt som decimal

U — den årlige gennemsnitlige arbejdsløshed udtrykt som decimal
(12 måneders gennemsnit af ultimomånedstal)

u — den årlige, relative ændring i den årlige, gennemsnitlige arbejdsløshed
som decimal

w = den årlige, relative ændring fra april kvartal til april kvartal i
den gennemsnitlige pengeløn udtrykt som decimal

Endelig vil følgende symboler blive benyttet i såvel kvartals- som rsanalysen

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

e = residualet

R2R2 — determinationskoefficienten korrigeret for frihedsgrader

r = den simple korrelationskoefficient

7" = antal observationer

t = tiden målt i måneder

= signifikant på 10 % signifikansniveauet

~ » » 5% »

*** = » »i % »

Estimationsresultaterne for mellemkrigstiden

13. Resultaterne af den trinvise indførelse af de forklarende variable er for
mellemkrigstiden vist i tabel 1.

Den rækkefølge, i hvilken de forklarende variable indføres i regressionsligning(i)

ning(i)(se tabel i), er i god overensstemmelse med estimationsresultaterne, når der benyttes årlige ændringer og niveauer. Den mest betydningsfulde forklarendevariabel således prisændringen, dernæst fulgte ledighedens ndring,derpå medens den laggede pengelønsændring var den mindst betydningsfulde variabel (se ligning (2)).

Det forekommer plausibelt, at ledigheden var en mindre betydningsfuld
determinant af pengelønsændringen i mellemkrigstiden på baggrund af den
gennemgående store ledighed i disse år.

14. Ligning (1) er den estimerede regressionsligning, når der benyttes kvartalsændringer -niveauer, medens ligning (2) er den tidligere estimerede regressionsligning, der bruges årsændringer og -niveauer₁₄. Ligning (2) er medtaget for at kunne sammenligne estimationsresultaterne af de to fremgangsmåder.

Det første timelag for prisændringen, der indføres i regressionsligningen, når der benyttes kvartalsændringer og -niveauer, er 7^ måned, medens det næste timelag er 4! måned. Det fundne timelag for prisændringen, når der benyttes årlige ændringer og niveauer lå mellem 4^ og 7I måned. De fundne timelags for prisændringen er plausible på baggrund af, at lønreguleringer efter pristallet sted ved halvårlige reguleringer i alle de mellemkrigsår, hvor arbejdsmarkedet pristalsreguleringer.

---

14. Se K. Luttichau (1972 b).

ig22-igsB (kvartalsanalyse)

(O

ig22-igsB (årsanalyse)

(»)

Det eneste timelag for ledigheden, der er signifikant, når der benyttes kvartalsændringer -niveauer, er på 10 måneder. Det fundne timelag for ledigheden, når der benyttes årlige ændringer og niveauer, er mellem 16 og 18 måneder. De fundne betydelige timelags for ledigheden er plausible på baggrund af den gennemgående store ledighed i mellemkrigstiden, hvor den dominerende komponent den totale lønstigning må antages at have været lønstigningen i direkte til de generelle overenskomster, medens lønglidningen formentlig lidt. De kollektive overenskomsters gennemsnitlige varighed var på mellem ét og to år i såvel 1920'erne¹⁵ som 1930'erne¹⁶.

---

15. 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, blikkenslagerne uden for København, bryggeriarbejderne, de faglærte murere uden for København samt murerarbejdsmændene i København alle havde afsluttet overenskomster med en varighed på to år. Endelig var varigheden af de kollektive overenskomster tre år i chokoladeindustrien og i sukkerindustrien. (Se således Danmarks Sta^ tistik (1929, p. 273 og p. 289)). De kollektive overenskomsters gennemsnitlige varighed var således på mellem ét og to år i 1928.

16. 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)).

Det eneste timelag for ledighedens andring, der er signifikant, er 2|- måned,
medens det fundne timelag for ledighedens ændring, når der blev benyttet
årlige ændringer og niveauer, lå mellem 6 og 8 måneder.

Det første timelag for den laggede pengelønsændring, der indføres i regressionsligningen, der benyttes kvartalsændringer og -niveauer, er på g måneder, medens det næste timelag er på 12 måneder¹⁷. Det fundne timelag, når der benyttes årlige ændringer og niveauer, lå mellem 12 og 18 måneder.

De estimerede timelags for mellemkrigsperioden ved benyttelsen af kvartalsændringer
-niveauer synes således at være i ganske god overensstemmelse
med de fundne timelags, når de årlige ændringer og niveauer bruges.

15. Alle syv estimerede regressionskoefficienter i ligning (1) har de forventede fortegn på nær prisændringsvariablen for timelag i6| måned, hvor det estimerede er negativtl8_' ¹⁹. En mulig grund til dette »forkerte« fortegn er at prisændringsvariablen er med i regressionsligning (1) for tre forskellige timelags, har en forholdsvis høj indbyrdes korrelation²⁰.

For regressionskoefficienten til den laggede pengelønsændring er der intet forventet fortegn. De estimerede fortegn for regressionskoefficienten til den laggede pengelønsændring er begge positive, når der bruges kvartalsændringer og -niveauer (se ligning (1)). Dette implicerer, at pengelønsstigningen nu intensiveres en stigning i pengelønnen henholdsvis 90g12 måneder tidligere. Det estimerede fortegn for regressionskoefficienten til den laggede pengelønsændring også positivt, når der blev benyttet årlige ændringer og niveauer.

16. De estimerede regressionskoefficienter, når der benyttes kvartalsændringer og -niveauer, er ikke direkte sammenlignelige med de fundne regressionskoefficienter,når benyttes årlige ændringer og niveauer. Dette skyldes, at de forskelligeforklarende kun er forsøgt indført i regressionsligningen for et

---

17. Den estimerede regressionskoefficient for den laggede pengelønsændring var ikke signifikant, der benyttedes årlige ændringer og niveauer (se ligning (2)), hvorimod de estimerede regressionskoefficienter til den laggede pengelønsændring var signifikante for to timelagSj når der benyttedes kvartalsændringer og -niveauer (se ligning (1)).(₁)).

18. I princippet vil den korrekte fremgangsmåde være at udelukke timelagget med det »forkerte« fra regressionsligningen. Dette vil imidlertid ikke ske.

19. Da den estimerede simple korrelationskoefficient mellem prisændringen for timelag 16Vi måned og pengelønsændringen er positiv, som tabel 7 i appendix viser, er der derfor næppe grund til at lægge vægt på det fundne negative fortegn for prisændringen for timelagget i6Vi måned.

20. Se således tabel 3 i appendix.

eneste timelag i det sidste tilfælde, men for mange timelags for alle de forklarendevariable det første tilfælde. Den samtidige indførelse af flere timelags for den samme forklarende variabel bevirker imidlertid, at der næppe kan lægges stor vægt på de estimerede regressionskoefficienters størrelse, da disse timelags ofte vil være stærkt korreleret indbyrdes²¹.

17. Selvom det, som nævnt ovenfor, ikke er helt den samme periode, der analyseres i henholdsvis kvartalsanalysen og årsanalysen, synes overensstemmelsen resultaterne af de to fremgangsmåder at være ganske god for mellemkrigstiden. Dette gælder især for de forskellige forklarende variables relative for de forklarende variables fortegn og signifikans samt for de fundne timelags for de variable.

Estimationsresultaterne for efterkrigstiden

18. Resultaterne af den trinvise indførelse af de forklarende variable er for
efterkrigstiden vist i tabel 2.

Rækkefølgen for de forklarende variables indførelse i regressionsligning (3) (se tabel 2) er i god overensstemmelse med estimationsresultaterne, når der benyttes årlige ændringer og niveauer. Den mest betydningsfulde variabel var således ledigheden, derpå fulgte prisændringen, dernæst den laggede pengelønsændring, ændringen i ledigheden var den mindst betydningsfulde variabel, (se ligning (4)).

---

21. Se tabellerne 3-6 i appendix.

At ledigheden var den mest betydningsfulde determinant af pengelønsændringen
efterkrigstiden synes plausibelt på baggrund af den gennemgående
lille ledighed i denne periode.

De variables betydning forekommer at være temmelig forskellig i henholdsvis
og mellemkrigstiden (se tabel i).

19. Ligning (3) er den estimerede regressionsligning, når der benyttes kvartalsændringer
-niveauer, medens ligning (4) er den tidligere estimerede regressionslignin
22, når der bruges årsændringer og -niveauer.

Det første timelag for prisændringen der indføres i regressionsligningen, når der benyttes kvartalsændringer og -niveauer er i\ måned. De næste indførte timelags er henholdsvis 1 \ og \\ måned. Det fundne timelag for prisændringen, når der benyttedes årlige ændringer og niveauer lå mellem 4^ og 7\ måned. De fundne timelags for prisændringen ser plausible ud, da lønreguleringen efter reguleringspristallet finder sted ved halvårlige reguleringer i efterkrigstiden.

De fundne timelags for prisændringen synes at være af samme størrelsesorden
henholdsvis efterkrigstiden og mellemkrigstiden.

. Det første signifikante timelag for ledigheden^ når der benyttes kvartalsændringer -niveauer er på 1 måned og det næste på 4 måneder. Det fundne timelag for ledigheden, når der benyttes årlige ændringer og niveauer er o måneder. Det synes plausibelt, at de estimerede timelags for ledigheden er små, da det forventede timelag er lille for en periode med gennemgående lille ledighed, det her må forventes, at den dominerende komponent i den totale lønstigning er lønglidningen, medens lønstigningen i direkte tilknytning til de generelle overenskomster betyder relativt lidt.

Timelagget for ledigheden er en del mindre i efterkrigstiden end i mellemkrigstiden.

iQ46-ig6y (kvartalsanalyse)

---

22. Se K. Liittichau (19720).

ig^.6-ig66(årsanalyse)

Der blev ingen signifikante timelags fundet for ledighedens andring, når der benyttedes kvartalsændringer og -niveauer. Arbejdsløshedens ændring var imidlertid ikke signifikant, når der blev benyttet årlige ændringer og niveauer ligning (4)).

Det eneste timelag for den laggede pengelønsændring, der indføres i regressionsligningen, der benyttes kvartalsændringer og -niveauer er på 18 måneder²³. Det fundne timelag, når der benyttes årlige ændringer og niveauer, er på mellem og 15 måneder²⁴.

De fundne timelags for den laggede pengelønsændring var større i efterkrigstiden i mellemkrigstiden. Dette lyder plausibelt på baggrund af, at de kollektive overenskomsters varighed var noget længere i efterkrigstiden, nemlig 2 år bortset fra 1958-1961-overenskomsten, end i mellemkrigstiden, hvor overenskomsternes varighed var mellem 1 og 2 år.

De fundne timelags for efterkrigsperioden ved benyttelsen af kvartalsændringer
-niveauer synes således alle at være i god overensstemmelse med
de fundne timelags, når årlige ændringer og niveauer benyttes.

20. Alle de estimerede regressionskoefficienter i ligning (3) har de på forhåndforventede
på nær ledigheden for et timelag på 4 måneder, hvor
fortegnet er positivt25' 26. Årsagen hertil er muligvis, at ledigheden er med

---

23. Det største timelag, der er forsøgt her for den laggede pengelønsændring, er 18 måneder. Det er muligt, at endnu længere timelags burde have været forsøgt for efterkrigstiden, da arbejdsmarkedets overenskomster havde en varighed på 2 år bortset fra 1958-1961-overenskomsten.

24. Den estimerede regressionskoefficient for den laggede pengelønsændring var ikke signifikant, der benyttedes årlige ændringer og niveauer (se ligning (4)). Derimod var den estimerede regressionskoefficient til den laggede pengelønsændring signifikant for et timelag, når der benyttedes kvartalsændringer og -niveauer (se ligning (3)).

25. Egentlig burde timelagget med det »forkerte« fortegn udelukkes helt fra regressionsligningen. vil imidlertid ikke blive gjort. (Note 26 står på side 103)

i regressionsligning (3) med 2 timelags, der har en høj indbyrdes korrelatio
2?.

Det estimerede fortegn for regressionskoefficienten til den laggede pengelønsændring negativt i efterkrigstiden, medens det er positivt i mellemkrigstiden. implicerer, at pengelønsstigningen nu modereres af en 18 måneder tidligere stedfunden lønstigning. Det estimerede fortegn for regressionskoefficienten den laggede pengelønsændring er også negativt, når der benyttes årlige ændringer og niveauer.

21. Overensstemmelsen mellem resultaterne²⁸ af kvartalsanalysen og rsanalysen for efterkrigstiden at være særdeles god. Det gælder især for de forskellige variables relative betydning, for de forklarende variables fortegn og signifikans samt med hensyn til de fundne timelags for de variable.

appendix: De benyttede data

22. Gennemsnitlige nettotimej"ortjeneste (i kr.). Det er nødvendigt at benytte nettotimefortjenesten, eksklusive alle andre tillæg end dyrtidstillægget, fordi lønstatistikken kun har været opgjort netto frem til 1954. Den gennemsnitlige nettotimefortjeneste er offentliggjort Dansk Arbejdsgiverforening i Statistikken og af Danmarks Statistik i Statistiske Efterretninger.

23. Detailpristallet (1914 = 100), offentliggjort af Danmarks Statistik i Statistiske Efterretninger.

24. Indeks vedrørende forbrugerpriser eksklusive bolig (juli 1957 — 100), offentliggjort af
Danmarks Statistik i Statistiske Efterretninger.

25. Prisindeks for boliger (juli 1957 = 100). Dette prisindeks for boliger er konstrueret
specielt til denne undersøgelse, idet der benyttes de årlige procentvise stigninger i boligudgiften,
er offentliggjort af Danmarks Statistik i Statistiske Efterretninger 1958-1965.

---

26. Da den estimerede simple korrelationskoefficient mellem ledigheden for timelag 4 måneder pengelønsændringen er negativ (se tabel 8 i appendix), er der derfor næppe grund til at lægge vægt på det fundne positive fortegn til ledigheden for timelagget 4 måneder.

27. Se således tabel 4 i appendix.

28. De estimerede regressionskoefficienter, når der benyttes kvartalsændringer og -niveauer, er ikke direkte sammenlignelige med de fundne regressionskoefficienter, når der benyttes årlige ændringer og niveauer. Se punkt 16 ovenfor.

26. Indeks vedrørende forbrugerpriser inklusive bolig (juli 1957 = 100). Dette indeks er konstrueret til denne undersøgelse ved at tage et vejet gennemsnit af indeks vedrørende eksklusive bolig og prisindekset for boliger. De benyttede vægte er 0,913 og 0,087 for de to indeks. Vægtene er de samme som Danmarks Statistik benyttede konstruktionen af forbrugerprisindekset inklusive bolig i 1965, hvor 1964 benyttedes basisår.

27. Indeks vedrørende forbrugerpriser inklusive bolig (1964 = 100), offentliggjort af Dan
marks Statistik i Statistiske Efterretninger.

28. Den gennemsnitlige arbejdsløshed for de arbejdsløshedsforsikrede (målt som decimal).
Der benyttes ultimo månedstal, offentliggjort af Danmarks Statistik i Statistiske Efterretninger.

Løbende tidsserier

29. I undersøgelsen er alene benyttet løbende tidsserier og aldrig standardberegnede tidsserier.

Simple korrelationskoefficienter

30. De simple korrelationskoefficienter mellem forskellige timelags for de forskellige forklarende
er vist i tabellerne 3-6. De simple korrelationskoefficienter mellem den
forklarede variabel (w) og de forskellige forklarende variable er vist i tabellerne 7-10.

Litteratur

bodkin, r. g. 1966. The wage-price-productivity
Philadelphia.

Danmarks Statistik. 1929. Statistiske Meddelelser
1.1.

dicks-mireaux, L. A. 1961. The interrelationship cost and price changes 1946-_1959: A study of inflation in post-war Britain. Oxford Economic Papers 267-92.

HINES, a. G. 1964. Trade unions and wage inflation in the United Kingdom 1893-19 _1. Review of Economic Studies 31: 221-52

KLEIN, L. R. Og R. J. BALL. 1959. Some econometrics of determination of absolute and wages. Economic Journal 69: 465-82.

luttichau, k. 1972 a. Nogle resultater
vedrørende pengelønsændringens deter-

minanter for Danmark i efterkrigstiden.
Nationaløkonomisk Tidsskrift 110: 64-88.

luttichau, k. 1972 b. Nogle resultater vedrørende pengelønsændringens determinanter Danmark i mellemkrigstiden i mellemkrigstiden og efterkrigstiden ét. Nationaløkonomisk Tidsskrift 110: 197-225.

milhøj, p. 1954. Lønudviklingen i Danmark
igi4-igsO. København.

perry, g. l. 1966. Unemployment, money
wage rates, and inflation. Cambridge,
Mass.

RiCHTER, p. 1967. Ökonometrische Untersuchung
Inflationsproblem. Stuttgart.

vanderkamp, t. 1966. Wage and price
level determination: An empirical model
for Canada. Economica 33: 194-218.