1. Formålet med denne artikel er for det første at ajourføre regressionsanalysen pengelønsændringens determinanter¹, for det andet at foretage en estimation af pengelønsændringen under hensyntagen til simultanitet og endelig det tredie at analysere fordelte lags for de forklarende variable. Analysen vedrører efterkrigstiden.

Der vil i forbindelse med behandlingen af hvert af de nævnte undersøgelsesformål
givet en bredere introduktion til de respektive problemstillinge
2.

2. I årsanalysen vil følgende symboler for de variable blive benyttet:

Resumé

summary. The purpose of this analysis is to study the determinants of money wage rates in Denmark for the post-war years. The regression results using annual changes and levels demonstrate that: (i) the money wage elasticity with respect to prices is 0.42 ; (2) the trade-off between unemployment and money wage changes is —0.66; (3) the Danish Phillips-curve seems not to have shifted during the years of strong inflation ig6y-igyi. The regression results demonstrate using quarterly distributed lags that: (1) the maximum for the lag distribution of the price change is betwenn 4^ and j\ month; (2) the maximum value for the lag distribution of the unemployment rate is 18 months.

---

1. Se K. Liittichau 1972.

2. Se således pkt. 3, 13 og 15-17.

Fremskaffelsen af undersøgelsens grundmateriale er foretaget af daværende stud. oecon. Jørgen S. S. Jørgensen, medens stud. oecon. B. Kragelund har foretaget visse beregninger. oecon. H. Andersen har stået for programmeringen. Estimationen af regressionsligningerne sket på Aarhus Universitets Regnecenter. Jeg ønsker at takke medarbejderne ved Økonomisk Institut og Statistisk Institut for råd under udarbejdelsen. Endelig takkes Statens Samfundsvidenskabelige Forskningsråd for en bevilling på kr. 12.000 til aflønning af studentermedhjælp.

p = den årlige, relative ændring i forbrugerpriserne udtrykt som decimal
U = den årlige, gennemsnitlige arbejdsløshed udtrykt som decimal

u = den årlige, relative ændring i den årlige, gennemsnitlige arbejdsløshed
udtrykt som decimal

w = den årlige, relative ændring i den gennemsnitlige pengeløn udtrykt som
decimal

I kvartalsanalysen vil nedennævnte symboler blive benyttet for de variable:

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

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

w = den relative ændring fra kvartal til kvartal i den gennemsnitlige penge
løn udtrykt som decimal

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

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

R2R2 — determinationskoefficienten korrigeret for frihedsgrader
e = residualet

r — den simple korrelationskoefficient
T = antal observationer

t = tiden målt i måneder

* = signifikant på 10% signifikansniveauet
** = » »5% »
*** = » » i% »

Estimationsresultaterne ved anvendelse af simpel estimationsteknik

3. Det er den årlige, relative ændring i pengelønnen, der er blevet estimeret.
De benyttede variable vil ikke blive diskuteret i denne artikel, ligesom der

heller ikke vil blive gjort rede for modellens specifikation, da disse forhold allerede
er behandlet i en tidligere artikel3.

Der er kun forsøgt lineære relationer. En tidligere undersøgelse vedrørende

---

3. Se K. Liittichau (1972, pkt. 2-6).

perioden 1946-1966⁴ synes nemlig at vise at den lineære relation var bedst, men det kan naturligvis ikke udelukkes at forløbet efter 1966 har været krumt. En svensk undersøgelse for 1955-1967 viste i overensstemmelse hermed, at de lineære relationer synes at forklare lønstigningen bedre end de forsøgte ikke-lineære relationers.

De estimerede signifikante variable og de fundnu timelags for perioderne 1946-1966, nemlig pp_{t _n}i, Ut og 1959-1966⁶, nemlig UU_{t _2,} «<_is, bliver uden videre benyttet også for de nye undersøgelsesperioder: 1946-197 i^7a og 1959-1971. For de to sidstnævnte perioder er der således ikke eksperimenteret med de forsøgte variable og timelags, men det kan selvfølgelig ikke udelukkes, der efter 1966 er sket ændringer i de forklarende variables betydning og i timelaggene.

4. Den estimerede regressionsligning™ er som følger for ig^6-igyi.

(0

5. Pengelønnens elasticitet m.h.t. priserne er estimeret til ca. 0,42. En stigning i prisindekset på 1 % medfører med andre ord en stigning i pengelønnen på 0,42 %. Der er således ikke påvist en mekanisme, der automatisk fremkalder en stadig større inflationstakt: Resultaterne tyder endvidere på, at der eksisterer forholdsvis stærk pengeillusion på kort sigt (dvs. inden for 7! måned).

At pengelønnens elasticitet for Danmark viste sig at være betydeligt mindre
end 1 er i god overensstemmelse med erfaringerne fra så at sige alle andre

---

4. Se K. Liittichau (1972, pkt. 23-27).

5. Se L. Jacobnon og A. Lindbeck (1969, pkt. 5-6). 6. Se således ligning (1) og (3) i K. Luttichau (1972).

7a. Den første pengelønsændring, der tages med i regressionsanalysen, er ændringen fra april kvartal 1946 til april kvartal 1947, medens den sidst medtagne pengelønsændring er fra april kvartal 1971 til april kvartal 1972.

7b. Dette manuskript blev indleveret til redaktionen inden offentliggørelsen af P. J. Pedersens artikel: finanspolitikken mistet sin effektivitet?« Nationaløkonomisk Tidsskrift 1973, p. 327-341. Af denne grund har det været umuligt at drage sammenligninger mellem P. J. Pedersens resultater og de resultater, der bringes i denne artikel.

industrilande8, herunder også de industrilande, der har oplevet det sidste
1 o-års særlig stærke inflation.

Ifølge regressionsligning (1) vil pengelønnens stigning være 0,080 for et
stabilt detailpristal og en ledighed på 0,04, medens pengelønnens stigning vil
være 0,095 f°r stabile detailpriser og en ledighed på 0,029. I fuldbeskæftigelses-

---

8. R. G. Bodkin (1971) samt R. Flanagan (1973) fandt således, at regressionskoefncienten til prisændringen mellem 0,3 og 0,8 for England, Japan, Canada, Sverige og USA. Se også oversigtstabellen pengelønnens elasticitet m.h.t. priserne på langt sigt i appendix 2 hos R. Agarwala, J. Drinkwater, S. D. Khosla og J. E. McMenomy (1972). Estimationsresultaterne af de mange undersøgelser, er foretaget for Canada, England og USA udviser med få undtagelser elasticiteter mellem 0,3 og 0,8.

9. Derimod har det næppe nogen mening fra regressionsligningen at ekstrapolere den lønstigning, der ved et stabilt detailpristal er forbundet med en ledighed på 0,01, for slet ikke at tale om en ledighed på 0,00.

zonen med en ledighed på 0,04 til 0,02 vil der således for stabile detailpriser
finde en lønstigning sted på mellem 0,080 og 0,095.

Ifølge figur 1 og ligning (1) vil et fald i ledigheden på 1 % point implicere
en forøgelse af lønnen på 0,66 % points. Det estimerede trade-off mellem ledighed
pengelønsændring er med andre ord —0,66.

6. De forsøgte variable viste sig derimod at være ikke-signifikante for perioden
1959~1971- Regressionskoefficienten til ledigheden er imidlertid tæt på 10%
signifikansniveauet.

Når de forsøgte variable forklarer pengelønsændringen relativt dårligt for 1959-1971 skyldes dette muligvis, at prisændringen ikke indgår som variabel. Det forekommer plausibelt, at forklaringen bliver forholdsvis dårlig, når prisvirkningen er taget i betragtning.

7, En sammenligning af ligning (1) for 1946-1971 og den nedenfor anførte ligning (2) for årene 1946-1966¹⁰ viser, at de estimerede pengelønselasticiteter m.h.t. priene, de fundne trade-ofFs mellem ledighed og pengelønsændring, såvel som den forklarede del af variationen i pengelønnen, alle synes at være næsten helt upåvirket af, om de sidste 5 år medtages i regressionsanalysen eller

(2)

8. Den fundne ligning (1) synes endvidere at forklare inflationsårene 1968-19 ¹ bemærkelsesværdigt godt bortset fra 1970, hvor der var flere specifikke grunde¹¹ til den særlig store lønstigning (se fig. 1). Der synes med andre ord ikke at være sket en forskydning opad af den danske Phillips-kurve. Dette resultat står i modsætning til erfaringerne for mange andre lande, hvor Phillipskurvernesynes

---

10. Estimationsresulta_terne for 1946-1966 er diskuteret i pkt. 9-¹¹ iK. Liittichau (1972).

11. Se tabel 6 i K. Liittichau (1972).

kurvernesynesat have undergået ændringer i forbindelse med den kraftige internationale inflation i sidste del af 1960'erne og i begyndelsen af 1970'erne, idet disse lande oplevede såvel en større inflationstakt som et højere ledighedsniveauend til de tidligere estimerede Phillips-kurver.

9. De senere års Phillips-kurve litteratur har bl.a. drejet sig om, hvorvidt ændrede inflationsforventninger som følge af de senere års store pris- og lønstigninger medført, at Phillips-kurverne er brudt helt sammen, eller hvorvidt alene er forskudt opad til højre¹².

R. G. Bodkin (1971) påpegede i sin oversigt over Phillips-kurvelitteraturen, for såvel Canada, England, Japan som USA spillede overefterspørgslen på arbejdsmarkedet, målt ved ledighedsprocenten, den vigtigste rolle for lønstigningen. tyder ikke på, at Phillips-kurverne er brudt sammen i de nævnte lande.

10. M. Friedman kritiserede Phillips-kurveanalyserne for ikke at tage hensyn virkningen af forventningerne m.h.t. de fremtidige prisstigninger ved bestemmelse af pengelønnens stigning. Denne kritik gav anledning til en langt mere dybtgående analyse af Phillips-kurven både teoretisk og empirisk.

M. Friedman (1968) og E. S. Phelps (1967 og 1968) opstillede hver for sig neoklassiske reallønsmodeller, der explicit tager hensyn til inflationsforventningerne.Betegnelsen benyttes, fordi modellerne explicit forudsætter,at er realindkomst- og ikke pengeindkomstbevidste, eller sagt på en anden måde, at der ikke eksisterer pengeillusion i økonomien. Friedman's og Phelps' modeller implicerer en langsigtet lodret Phillips-kurve ved det såkaldtenaturlige når inflationsforventningerne er slået fuldstændigtigennem arbejdsmarkedet. Der eksisterer med andre ord alene et trade-off mellem ledighed og lønændring på kort sigt, men intet trade-off på langt sigt. Mange forfattere, men især F. Breckling (1968), O. Eckstein (1969), G. Haberler (1972 aog 1972 Æ), A. Rees (1970), H. Rose (1971), K. W. Rotschild (1971), R. M. Solow (1969) og J. Tobin (1972), har kritiseret

---

12. For en diskussion af disse problemer se således: R. J. Ball (1971), C. Bowers (1970), D. Burrows (1972), A. Espasa (1973), R. J. Flanagan (1973), L. E. Gallaway (1971), L. E. Gallaway og R. K. Koshal (1971a og 1971b), L. Godfrey (1971), R. J. Gordon (1972), A. G. Hines (1971), D. Laidler (1971), R. G. Lipsey og J. M. Parkin (1970), R. E. Lucas (1973), J. E. Meade (1971), W. D. Nordhaus (1972), F. W. Paish (1971, J. M. Parkin (1970 og 1971), J- H. Pencavel (1971), G. L. Perry (1966), E. H. Phelps Brown (1971), A. Rees (1970), G. L. Reuber (1968), K. W. Rotschild (1971), D. Sargan (1971), G. R. Sparks og D. A. Wilton (1971), L. O. Taylor (1971) og M. A. Zaidi (1969 og 1973).

Friedman-Phelps' langsigtede, lodrette Phillips-kurve stærkt, først og fremmestplausibiliteten forudsætningerne om, at: (i) parterne på arbejdsmarkedetforhandler i reallønnen og ikke i pengelønnen; (2) arbejdsmarkedeter stand til at forudse en kommende inflationshastighed; (3) arbejdsmarkedetefter vis tid er i stand til at tilpasse sig fuldstændigt og korrekt til den faktiske inflation.

I praksis vil tilpasningen til inflationen imidlertid blive særdeles upræcis, fordi den fremtidige inflation ikke kan forudses nøjagtigt. Hertil kommer, at forventningerne med hensyn til den fremtidige inflation uden tvivl vil være forskellig fra person til person og fra gruppe til gruppe på arbejdsmarkedet. Endelig vil det sandsynligvis i praksis kræve flere tiårs pris- og lønstigninger - af den forholdsvis moderate type, som har været karakteristisk for Vesteuropas og Nordamerikas industrilande i efterkrigstiden - for at få opbygget inflationsforventningerne et sådant niveau, at pengeillusionerne vil forsvinde. Se G. L. Reuber (1968).

11. I de senere år er der foretaget en del empiriske undersøgelser af M. Friedman's (1968) og E. S. Phelps' (1967 og 1968) inflationsforventningshypotese. hypotese implicerer i sin strenge formulering, at regressionskoefficienten inflationsforventningsvariablen er positiv og lig 1, medens den i sin svage formulering er positiv og mindre end 1.

For Canada synes J. C. R. Rowley's og D. A. Wilton's (1973 a), S. J. Turnovsky's (1972) samt J. Vanderkamp's (1972) resultater at bekræfte inflationsforventningshypotesen dens strenge formulering, hvorefter der eksisterer en langsigtet, lodret Phillips-kurve. R. G. Bodkin's m.fl. (1967) og S. F. Kaliski's (1971) resultater bekræftede derimod ikke forventningshypotesen for Canada. Endelig viste J. B. Beare's (1973) resultater, at inflationsforventningshypotesen den strenge formulering kun synes at holde, når arbejdsløsheden udelades som variabel af regressionsligningen, hvilket forekommer betænkeligt, da ledighedsvariablen viste sig signifikant.

For Danmark synes rnine (1972) resultater ikke at bekræfte inflationsforventningshypotesen,da estimerede regressionskoefficient for den laggede pengelønsændring, der benyttes som proxyvariabel for inflationsforventningerne,viste at være langt fra 1 for såvel 1946-1966 og 1946-1958 som for 1959-1966¹³. Regressionskoefficienten til den laggede lønændring, der havde størrelsen 0,26, viste sig yderligere kun lige at være signifikant på 106 % signifikansniveauetfor

---

13. Se ligning (i), (2) og (3) i K. Liittichau (1972).

fikansniveauetfor1946-1958, med andre ord den delperiode, hvor ledigheden var stor, medens regressionskoefficienten er langt fra signifikans for 1946-1966 samt for inflationsårene 1959-1966. Resultaterne af en kvartalsanalyse for Danmark for 1946-1967¹⁴ (1973) bekræftede heller ikke forventningshypotesen,idet til den laggede lønstigning viste sig at være —0,13, dvs. med det ikke forventede fortegn. Mod disse resultater kan der indvendes, dels at inflationsforventningshypotesen ikke er søgt testet for de år, hvor inflationen var særlig stærk, nemlig 1967-_1974, og dels at den laggede lønændring er benyttet som mål for inflationsforventningerne og ikke den laggedeprisændring. vil imidlertid sandsynligvis ikke være blevet meget anderledes, hvis prisændringen anvendes i stedet som proxyvariabel for inflationsforventningerne.

Når inflationsforventningerne synes at spille en beskeden rolle for Danmark, dette muligvis skyldes eksistensen af den automatiske pristalsregulering desto stærkere inflationen er, jo mindre er lønmodtagernes dækning prisstigningerne.

For England blev inflationsforventningshypotesen i den strenge formulering
af såvel R. J. Flanagan (1973), W. D. Nordhaus (1972), M.
Parkin (1970) som af R. M. Solow (1969).

W. D. Nordhaus' (1972) resultater for såvel Frankrig som Vesttyskland
synes at vise, at inflationsforventningerne ikke er af betydning, selv i den svage
formulering.

For Japan blev den strenge formulering af hypotesen bekræftet af W. D. Nordhaus (1972), men klart forkastet af T. Toyoda's (1972 a, 1972 b) resultate ¹⁵. De japanske resultater er af særlig interesse på baggrund af, at intet andet industriland har haft så høj inflationstakt som Japan. Det må derfor forventes, at det japanske arbejdsmarked er særlig inflationsbevidst.

For Sverige blev inflationsforventningshypotesen derimod bekræftet i den
strenge formulering af såvel R. J. Flanagan (1973) som af W. D. Nordhaus
(1972).

Endelig blev hypotesen forkastet for USA's vedkommende i sin strenge formulering af O. C. Ashenfelter, G. E. Johnson og J. H. Pencavel (1972), R. J. Flanagan (1973), R. J. Gordon (1970), R. M. Solow (1969) samt af S. J. Turnovsky og M. L. Wachter (1972), hvorimod R. J. Gordon (1972)¹⁶

---

14. Se ligning (3) i K. Liittichau (1973).

15. T. Toyoda's (1972^) undersøgelse blev gennemført for en hel række forskellige specifikationer af modellen, men resultaterne viste sig at være meget lidt følsomme over for de forskellige specifikationer.

16. Antallet af observationer hos Gordon synes imidlertid at være betænkelig få.

og W. D. Nordhaus (1973) finder regressionskoefficienter for inflationsforventningsvariablen,der forholdsvis tæt på 1, medens A. Donner's (1972) og R. E. Lucas' og L. A. Rapping's (1969) resultater synes lidet overbevisende som grundlag for udtalelser om inflationsforventningernes mulige betydning.

12. I de ovenfor nævnte lande, bortset fra Danmark, Frankrig og Vesttyskland inflationsforventningerne at være en vigtig forklarende variabel for efterkrigstidens lønstigning. For England, Japan og USA synes inflationsforventningerne påvirke Phillips-kurven, således at den er stejlere — omend ikke lodret - på langt sigt end på kort sigt. For Canada og muligvis for Sverige estimationsresultaterne derimod at være i overensstemmelse med en lodret Phillips-kurve på langt sigt, dvs. at der intet trade-off findes mellem ledighed og lønstigning på langt sigt.

Det vil ses, at for mange af de undersøgte lande er undersøgelsesresultaterne indbyrdes modstridende. En medvirkende grund hertil er uden tvivl, at det er overordentligt svært at måle inflationsforventningerne over tiden, og at de forskellige forfattere har benyttet forskellige mål. Hertil kommer, resultaterne varierer med den anvendte modelspecifikation. Der er derfor næppe tvivl om, at inflationsforventningshypotesen fortjener yderligere analyser.

Simultan estimation

13. De forklarende variable, der benyttes i ligning (1) er pt^ih og Ut. Det ses, at såvel den forklarede variabel wt som den ene af de forklarende variable Ut refererer sig til samme tidspunkt. Af denne grund er det tilrådeligt at foretage simultan estimation af regressionskoefficienten for Ut-

De exogene variable17, der er valgt således, at de må anses for at være bestemt
for modellen, og som benyttes i den simultane estimation, er de
årlige relative ændringer i:

a. den totalen eksport målt i faste priser
b. eksportpriserne

c. importpriserne for forbrugs- og investeringsgoder i alt

d. de samlede offentlige udgifter til forbrug og investering målt i faste priser
e. den normale arbejdstid i forbrugs- og investeringsgodeproduktionen i alt.

I forbindelse med den simultane estimation benyttes two stage least squares

---

17. De data, der benyttes i forbindelse med den simultane estimation, er anført som pkt. 29 i appendix.

estimation. Ved benyttelsen af denne estimationsmetode er det ikke nødvendigtat
en detaljeret præcisering af modellen for at kunne foretage
den simultane estimation18.

Af mangel på data kan den simultane estimation kun foretages for perioden 1948-1969. Af sammenligningsgrunde er ligning (1) blevet omestimeret også for perioden 1948-1969, idet der som ved den partielle estimation af ligning (1) er benyttet ordinary least squares. Resultaterne af de to fremgangsmåder er vist i tabel 1.

14. Estimationsresultaterne viste, at regressionskoefficienten til ledigheden synes
at være af samme størrelsesorden ved benyttelse af de to anførte estimationsmetoder.

Fordelte Lags

15. Formålet med denne undersøgelse er at bestemme, hvorledes prisændringens
ledighedens19 påvirkning af pengelønsændringen fordeler sig gennem
tiden.

16. For de nævnte variable er det den relative ændring fra et kvartal til næste
kvartal som benyttes i analysen.

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

---

18. Sej. Johnston (1972, p. 347"352)-

19. Studiet af fordelte lags er alene gennemført for prisændringen og ledigheden. Dette skyldes, at disse er de eneste forklarende variable, der viser sig signifikante for årsanalysen for efterkrigstiden under ét (se således ligning (1) K. Luttichau (1972)).

20. Sæsonkorrektionen af tidsserierne er foretaget ved hjælp af den multiplikative metode.

Ved estimationen benyttes mindste kvadraters metode.

De benyttede timelags måler alle tidsafstanden i måneder mellem kvartalsændringerne
de forklarende variables medianværdier og kvartalsændringen i
pengelønnens medianværdi.

De forklarende variables påvirkning af pengelønsændringen gennem tiden er forsøgt belyst ved hjælp af Almon-fordelte-lags metoden²'¹. Der er i den forbindelse foretaget eksperimenter vedrørende dels polynomiumsgraden22, dels de benyttede, maksimale timelags23, dels endelig eksistensen af nedre eller øvre begrænsninge ₂₄.

Den valgte undersøgelsesperiode er 1948-197 i2sa.i25a.

17. Den således estimerede regressionsligning er ligning (3). For prisændringen er der benyttet to begrænsninger, nemlig at regressionskoefficienten til timelaggene-i| 13! måned skal være o, medens der for ledighedens vedkommende benyttet én begrænsning, nemlig at regressionskoefrlcienten til ledigheden være o før timelag -3 måneder.

Ligning (3) er iøvrigt estimeret samtidig for prisændringen og ledigheden.

---

21. Sej. Johnston (1972, p. 292-302).

22. Der er foretaget eksperimenter med polynomiumsgrad 3, 4 og 5 for såvel prisændringen som for ledigheden.

23. For ledigheden er følgende maksimale timelags forsøgt: 18, 21, 24 og 27 måneder. Årsagen til (fortsxttu nazte side) at netop disse maksimale timelags forsøges er, at arbejdsmarkedets overenskomster havde en varighed på to år, på nær 1958-1961 overenskomsten. For prisændringens vedkommende er der derimod ingen eksperimenter foretaget med det maksimale timelag, der overalt er io£ måned.

Determinationskoefficienten viser, at de anvendte variable kun er i stand til at forklare en lille del af variationen fra kvartal til kvartal i pengelønnen2so. Det må imidlertid fremhæves, at det normalt er vanskeligere at forklare ndringen kvartal til kvartal tilfredsstillende end ændringen fra år til år. En grund til den lille determinationskoefficient er muligvis, at sæsonkorrektionen har været mangelfuld.

Pengelønnens elasticitet med hensyn til priserne er estimeret til 0,19 (se ligning Dette implicerer, at en 1 % stigning i priserne medfører en lønstigning 0,19 %, hvilket ikke tyder på, at der findes en selvforstærkende accelerationsmekanisme hensyn til løn- og prisstigningerne.

Ifølge ligning (3) vil et fald i ledigheden på 1 % point implicere en forøgelse
lønnen på ca. 0,18 % points. Det estimerede trade-off mellem ledighed
og pengelønsændring er med andre ord —0,2.

De fundne regressionskoefficienter forekommer at være bemærkelsesværdigt når de sammenlignes med estimationsresultaterne i ligning (1) og (2). En mulig grund til de fundne lave regressionskoefficienter er, at sæsonkorrektionen været mangelfuld. En anden grund er muligvis, at der eksisterer multikollinearitet mellem de forklarende variable eller mellem de forskellige timelags for en variabel. Selvom den sidst nævnte form for multikollinearitet søges nedbragt ved benyttelse af fordelte lags, vil anvendelse af fordelte lags normalt kun reducere, men ikke fjerne multikollineariteten.

---

23. For ledigheden er følgende maksimale timelags forsøgt: 18, 21, 24 og 27 måneder. Årsagen til (fortsxttu nazte side) at netop disse maksimale timelags forsøges er, at arbejdsmarkedets overenskomster havde en varighed på to år, på nær 1958-1961 overenskomsten. For prisændringens vedkommende er der derimod ingen eksperimenter foretaget med det maksimale timelag, der overalt er io£ måned.

24. Der er eksperimenteret med følgende påtvungne begrænsninger for lagfordelingen: (a) at regressionskoefncienten det længste af de brugte timelags er lig nul; (b) at regressionskoefficienten er lig nul for det timelag, der er et kvartal mindre end det mindste af de benyttede timelags; (c) at regressionskoefficienten en gang er lig nul for både det længste af de forsøgte timelags og for det timelag, der er et kvartal mindre end det mindste af de brugte timelags; (d) at ingen regressionskoefficienter værdien nul. De nævnte begrænsninger er forsøgt for såvel prisændringen som ledigheden, ligesom begrænsningerne også forsøges for de forskellige kombinationer af begrænsningerne de to forklarende variable.

25a. Den første pengelønsændring, der er medtaget i regressionsanalysen, er ændringen fra april kvartal 1948 til juli kvartal 1948, medens den sidst medtagne pengelønsændring er fra juli kvartal 1971 til oktober kvartal 1971. Det er for at kunne sammenligne års- og kvartalsanalysens resultater, at kvartalsanalysen er ført frem til 1971. Det er imidlertid kun muligt at føre kvartalsanalysens resultater tilbage til 1948 p.g.a. nogle manglende data. Kvartals- og årsanalyseperioderne er med andre ord ikke helt sammenfaldende.

25b. Regressionskoefficienten til prisændringen viste sig at være ikke signifikant, hvorimod ledighedens er signifikant på 1 % signifikansniveauet.

18. De estimerede lagfordelinger for henholdsvis prisændringen og ledigheden
bringes i fig. 2 og 3.

Lagfordelingen for prisændringens regressionskoefficienter udviser sin maksimumsværdi et timelag på 4! måned, medens den næststørste værdi findes for et timelag på 7f måned (se fig. 2). Dette resultat er plausibelt, da lønreguleringer reguleringspristallet finder sted ved halvårlige reguleringer i efterkrigstiden.

Lagfor delingen for ledighedens regressionskoefficienter udviser sin største værdi for et timelag på 18 måneder, medens den næststørste og trediestørste regressionskoefficient for timelaggene 3 måneder og o måneder (se fig. 3). De fundne forholdsvis store regressionskoefficienter for timelaggene o og 3 synes plausible, idet disse lags formentlig repræsenterer virkningen af lønglidningen, må forventes at sætte sig igennem ret hurtigt i en periode med gennemgående lille ledighed, således som tilfældet var i efterkrigstiden. Den fundne store regressionskoefficient for timelag 18 måneder, synes også plausibel, dette lag sandsynligvis repræsenterer virkningen af lønstigningen i direkte tilknytning til de generelle overenskomster, der havde en varighed på 2 år for efterkrigstiden, på nær 1958-61 overenskomsten.

Sammenfattende bemærkninger

19. De vigtigste resultater for den partielle estimation er:

(a) Pengelønnens elasticitet m.h.t. priserne er estimeret til 0,42. Der synes med andre ord ikke påvist en mekanisme, der automatisk medfører en stadig stærkere inflation. Dette resultat er i øvrigt i god overensstemmelse med erfaringerne fra så at sige alle andre industrilande.

(b) I fuldbeskæftigelseszonen med en ledighed på mellem 0,04 og 0,02,
vil der ved stabile detailpriser finde en pengelønsstigning på mellem 0,080
og 0,095.

(c) Det estimerede trade-off mellem ledighed og lønstigning er —0,66.

(d) Den estimerede regressionsligning synes at forklare inflationsårene 1968-1971 bemærkelsesværdigt godt. Der synes med andre ord ikke at være sket en forskydning opad af den danske Phillips-kurve. Dette resultat er i modsætning erfaringerne for mange andre lande, hvor Phillips-kurven synes at have undergået ændringer under den kraftige inflation sidst i 1960'erne og i den forløbne del af 1970'erne.

(e) Inflationsforventningerne synes ikke at være af betydning her i landet, selv ikke i svag formulering af inflationsforventningshypotesen. Dette resultat er i dårlig overensstemmelse med resultaterne for de fleste lande, hvor inflationsforventningerne at være en vigtig forklarende variabel, selv om resultaterne synes at være i overensstemmelse med den strenge formulering af hypotesen for et par lande.

20. Det vigtigste resultat for den simultane estimation er:

Regressionskoefficienten til ledigheden viste sig at være så at sige af samme
størrelse, hvadenten der blev benyttet simultan eller partiel estimation.

21 • De vigtigste resultater fra analysen af'fordelte lags er:

(a) De forklarende variable er kun i stand til at forklare en lille del af
variationen i pengelønnen fra kvartal til kvartal.

(b) Pengelønnens elasticitet m.h.t. priserne er estimeret til 0,19.

(c) Trade-off mellem ledighed og pengelønsændring er fundet til —0,18.

(d) Lagfordelingen for prisændringen udviser sin maksimale værdi for et
timelag på mellem 4! og 7! måned.

(e) Lagfordelingen for ledigheden udviser sin maksimumsværdi for et
timelag på 18 måneder, medens den næst- og trediestørste værdi findes for
timelaggene o og 3 måneder.

Litteratur

AGARWALA, R., j. DRiNKWATER, s. D. khosla og j. e. mcmenomy. 1972. A Neo-Classical Approach to the Deter- mination of Prices and Wages. Economi- ca: 250-263.

ashenfelter, o. c, g. E. johnson og j. h. pencavel. 1972. Trade Unions and the Rate of Change of Money Wages in United States Manufacturing Industry. The Review of Economics Studies:

ball, r. j. 1971. Inflation and the London
School Model. The Current Inflation. London.

BEARE, j. b. 1973. Wage and Price Relationships
Post War Canada. Canadian
ofEcotwmics: 260-65.

bodkin, r. g., e. p. bond, g. l. reuber og t. r. Robinson. 1967. Price Stability and High Employment: The Options for Canadian Economic Policy. Special Study No. 5 prepared for the Economic Council Canada. Ottawa.

bodkin, r. g. i 971. Wage and Price Formation in Econometric Models, i Inflation and the Canadian Experience, eds. N. Swan og D. Wilton. Queen's University.

Bowers, c. 1970. The Change in the Relationship Unemployment and Earning Increases: A. Review of Some Possible Explanations. Institute of Economic

BRECKLING, F. 1968. The Trade-off Between
and Unemployment.
Journal of Political Economy: 712-737.

BRECKLING, F. 1969. Discussion. American
Economic Review Papers and Proceedings:
161-162.

burrows, p. 1972. Estimates of the Impact
Incomes Policy. Bulletin of Economic
No. 1: 42-51.

burton, j. 1972. Wage Inflation. London.

Christ, c. f. 1973. The 1973 Report of the President's Council of Economic Advisers: A. Review. American Economic Review: 515-526=

dicks-mireaux, L. a. 1961. The Interrelationship Cost and Price Changes, 1946-_1959: A Study of Inflation Post-War Britain. Oxford Economic : 267-92.

donner, a. 1972. Labour Turnover, Expectations the Determination of Money Wage Changes in U.S. Manufacturing. Journal of Economics : 16-34.

Eckstein, o. 1969. Discussion. American
Econonic Review Papers and Proceedings:
162-164.

espasa, A. 1973. A Simultaneous Dynamic Equation Model for Wages, Earnings and Price Inflation in the United Kingdom _{949- 1 970.} Econometric Congress, Oslo. Upubliceret.

feige, e. l. 1972. The 1972 Report of the President's Council of Economic Advisers: and Unemployment. American Economic Review: 509-516.

flanagan, R. j. 1973. The U.S. Phillips Curve and International Unemployment Rate Differentials. American Economic Review:

foster, e. 1972. Cost and Benefits of Inflation.
Reserve Bank of Minneapolis.

fried, j. 1973. Inflation-Unemployment Trade-offs under Fixed and Floating Exchange Rates. Canadian Journal of Economics:

Friedman, M. 1968. The Role of Monetary
Policy. American Economic Review.

GäLLAWAY, L. E. Og R. K. KOSHAL. 1971a.
The Phillips Curve for Italy. Econ. Internazionale:
:74-

GALLA WAY, L. E. Og R. K.. KOSHAL. 1971 D.
The Phillips Curve for West Germany.
Kyklos: 346-350.

GAYER, P. Og R. S. GOLDFARB. 1972. Job Search, the Duration of Unemployment, and the Phillips Curve: Comment. American Review: 714-717.

Godfrey, L. 1971. The Phillips Curve:
Incomes Policy and Trade Union Effects.
Current Inflation. London.

Gordon, r. j. 1970. The Recent Acceleration Inflation and Its Lessons for the Future, i Brookings Papers on Economic : 8-14.

Gordon, r. j. 1972. Wage-Price Controls
and the Shifting Phillips Curve, i Brookings
on Economic Activity: 385-430.

haberler, G. 1972 a Incomes Policy and
Inflation, i Inflations and the Unions. London.

haberler, g. 19726 Incomes Policy and
Inflation: Some Further Reflections.
American Economic Review: 234-41.

hall, r. e. 1971. Projects for Shifting the
Phillips Curve Through Manpower

Policy, i Brookings Papers on Economic
Activity: 659-701.

Hansen, b. 1970. Excess Demand, Unemployment,
and Wages.
Quarterly Journal of Economics: 1-23.

HiNEs, a. G. 1964. Trade Unions and Wage
Inflation in the United Kingdom 1893-1961.
of Economic Stuides .'221-52.

HiNEs, a. g. 1971. The Determinants of the Rate of Change of Money Wage Rates and the Effectiveness oflncomes Policy. The Current Inflation. London.

HiNEs, a. G. 1972. The Phillips Curve and
the Distribution of Unemployment.
American Economic Review: 155-160.

Hoffmann, w. g. 1969. Die Phillips-Kurve
fur Deutschland. Kyklos: 219-231.

JACOBSSON, L. Og A. LINDBECK. 1969. Labor Market Conditions, Wages and Inflation Swedish Experiences 1955-1967. Swedish Journal of Economics: 64-103.

Johnson, H. G. 1972. Inflation and the
Monetarist Controversy. Amsterdam.

JOHNTSON, j. 1972. Econometric Methods.
New York.

kaliski, s. f. 1971. Is the Phillips Curve Still with Us ?, i Inflation and the Canadian Experience, eds. N. Swan og D. Wilton, Queens University, 9-19.

kessel, r. a. 1972. The 1972 Report of the President's Council of Ecomomic Advisers: Inflation and Controls. American Review: 527-539.

KLEIN, L. R. Og G. R. J. BALL. 1959. The
Determinants of Absolute Prices and
Wages. Economic Journal: 465-82.

Laidler, d. i97i. The Phillips Curve,
Expectations and Incomes Policy. The
Current Inflation. London.

LEIJONHUFVUD, A. 1968. Comment: Is
There a Meaningful Trade-off between

Inflation and Unemployment? Journal
of Political Economy: 738-43.

LIPSEY, r. G. i960. The Relations between Unemployment and the Rate of Change of Money Wage Rates in the United Kingdom 1862-_1957: A Further Analysis. : 1 -31.3¹.

LIPSEY, R. G. Og J. M. PARKIN. 1970. Incomes
A Re-appraisal. Economica:
15-138.

Lucas, r. e. og l. a. rapping. 1969. Price
Expectations and the Phillips Curve.
American Economic Review: 343-350.

Lucas, r. e. 1973. Some International
Evidence on Output-Inflation Tradeoffs.
Economic Review: 326-334.

luttichau, k. 1972. Nogle resultater vedrørende determinanter Danmark i efterkrigstiden. Nationaløkonomisk Tidsskrift: 64-88.

luttichau, k. 1973. Kvartalsresultater for pengelønsændringens determinanter for Danmark i mellem- og efterkrigstiden. Tidsskrift: 92-111

MEADE, j. e. 1971. Wages and Prices in a
Mixed Economy. Institute of Uconomic
Affairs. London.

meiselman, D. 1968. Comment. Journal
of Political Economy: 743-750.

Mortensen, D. T. 1970 a. A Theory of Wage and Employment Dynamics, i Microeconomic Foundations of Employment and Inflation Theory. London. 167-21_1.

Mortensen, D. T. 19706. Job Search, the Duration of Unemployment, and the Phillips Curve. American Economic Review:

Mortensen, D. t. 1972. Job Search, The Duration of Unemployment, and the Phillips Curve: Reply. American Economic : 718-719.

NORDHAus, w. D. 1972. The Worldwide
Wage Explosion, i Broockings Papers:
431-463.

PAisH, f. w. 1971. Rise and Fall of Incomes
Policy. Institute of Economic Affairs.
London.

parkin, M. 1970. Incomes Policy. Some Further Results on the Determination of the Rate of Change of Money Wages. Economica: 386-401.

parkin, M. 1971. The Phillips Curve: A Historical Perspective, Lessons from Recent Empirical Studies and Alternative Choices. The Current Inflation. London.

parkin, M. 1972. ihe UK Evidence on
the Causes of Inflation, i Inflation and the
Unions. London.

parkin, m. 1973. ne :973:973 Report of the President's Council of Ecomomic Advisers: Critique. American Economic Review: 535-545-

pencavel, j. h. 1971. A Note of the Comparative Predictive Performance of Wage Inflation Models of the British Economy. Economic Journal: 113-119.

perry, g. L. 1966. Unemployment, Money
Wage Rates, and Inflation. Boston.

phelps, e. s. 1967. Phillips Curves, Expectations Inflation and Optimal Unemployment Time. Economica : 254-281.

phelps, e. s. 1968. Monetary Wage Dynamics
Labor Market Equilibrium.
Journal of Political Economy. 678-711.

Phelps, e. s. 1969. The New Microeconomics Inflation and Employment Theory. American Economic Review, Papers and Proceedings: 147 -160.

phelps, e. s. 1971. Inflation, Expectations
and Economic Theory, i Inflation and the

Canadian Experience, eds. N. Swan og
D. Wilton, Queens University. 31-48.

phelps brown, E. H. 1971. The Analysis of Wage Movements under Full Employment. Journal of Political Economy: 233-243-

rees, A. 1970. The Phillips Curve as a
Menu for Policy Choice. Economica : 227-238.

reuber, g. l. 1968. The Specification and Stability of Estimated Price-Wage-Unemployment Relationship. Journal of Political Economy: 750-754.

rose, h. 1971. Discussion: Inflation, Expectations Economic Theory. Inflation the Canadian Experience, eds. N. Swan og D. Wilton. 48-49.

ROSS, S. A. Og M. L. WACHTER. 1973. Wage Determination, Inflation, and the Industrial American Economic Review: 675-692.

Rothschild, k. w. 1971. The Phillips
Curve and All That. Scottish Journal of
Political Economy: 245-280.

ROWIEY, J. C. R. Og D. A. WILTON. 1973«. Empirical Foundations for the Canadian Phillips Curve. Queens University. Ontario.

ROWLEY, J. C. R. Og D. A. WILTON. 1973^. Quarterly Models of Wage Determination: New Efficient Estimates. American Economic Review : 380-89.

SAMUELSON, P. A. Og R. M. SO LOW. i960.
Analytical Aspects of Anti-Inflationary.
Policy. American Economic Review: 187.

sargan, j. d. 1971. A Study of Wages and
Prices in the UK 1949-1968. The Current
Inflation. London.

Sargent, t. j. 1971. A Note on the
Accelerationist Controversy. Journal of
Money, Credit and Banking 111.

so low, r. m. 1969. Price Expectations and the
Behavior of the Price Level. Manchester
University Press.

SPARKS, G. R. Og D. A. WILTON. 1971. Determinants of Negotiated Wage Increases: Empirical Analysis, Econometrica:

streit. m. e. 1972. The Phillips Curve: Fact or Fancy? The Example of West Germany. Weltwirtschaftliches Archiv: 609-33.

Taylor, l. o. 1971. Discussion: Is the Phillips Curve Still with Us? i Inflation and the Canadian Experience, eds. N. Swan og D. Wilton. 22-30.

TOBiN, j. 1972. Inflation and Unemployment.
Economic Review: 1-18.

TOYODA, t. 1972 a. Price Expectations and the Short-Run and Long-Run Phillips Curves in Japan, 1956-1968. Review of Economics and Statistics: 267-274.

TOYODA, t. 19726. Wage Adjustment and the Expectations Hypothesis: Some Empirical for Japan. Kobe University 43-52.

tullock, g. 1972. Inflation, Unemployment
Economic Welfare: Comment.
Economic Review: 1004.

TURNOVSKY, s. j. 1970. Empirical Evidence the Formation of Price Expectations. of the American Statistical 1441-54.

TURNOVSKY, s. j. 1972. The Expectations

Hypothesis and the Aggregate Wage
Equation: Some Empirical Evidence for
Canada. Economica: 1-17.

TURNOVSKY, S. J. Og M. L. WACHTER. 1971. A Test of the "Expectation Hypothesis" Using Directly Observed Wage and Price Expectations. Review of Economics and Statistics : 47-54.

vanderkamp, j. 1972. Wage Adjustment,
Productivity and Price Change Expectations.
of Economic Studies: 61-72.

waud, r. n. 1970. Inflation, Unemployment
Economic Welfare. American
Economic Review: 631-641.

waud, r. n. 1972. Inflation, Unemployment Economic Welfare: Reply. American Economic Review: 1005-1006. ulm an, L. 1972. Cost-Push and Some

Policy Alternatives. American Economic Review:

zaidi, m. a. 1969. The Determinants of Money Wage Rate Changes and Unemployment-Inflation in Canada. International Economic Review: 207-219.

ZAiDi, M. A. 1971. Discussion: Is the Phillips Curve Still with Us? i Inflation and the Canadian Experience, eds. N. Swan og D. Wilton. 19-21.

ZAiDi, m. a. 1973. Incomes Policies and
Price Policy. Minneapolis. (Upubliceret).