Replik

Debatten om Peder J. Pedersens disputats skal ikke .med denne note forlænges meget mere. Der skal her alene diskuteres de lange serier, medens de øvrige emner for debatten ikke skal tages op.¹

Inden debatten fortsættes kan der være grund til at resumere, at der er fuld enighed om, at Peder J. Pedersen for det første har påvist en forbløffende stabilitet i den summariske erhvervsfrekvens, når denne defineres bredest muligt, d.v.s. inklusive husassistenter og medhjælpende hustruer. For det andet, at lønkvoten, d.v.s. lønsummen i forhold til BFI, i mellemkrigsårene, er konstant, men kun ved en snæver definition af gruppen af lønmodtagere, nemlig ved at ekskludere husassistenterne i lønsumsberegningen og tilsvarende erhvervet husgerning i BFI. Inkluderes husassistenter henholdsvis husgerning fås en faldende lønkvote i overensstemmelse med P. Milhøjs resultat fra 1954, vel at mærke når Peder J. Pedersens egne talserier anvendes. Dette bekræftes af Peder J. Pedersens tabel 2, i hvilken der kun er markante afvigelser mellem Milhøjs tal og Peder J. Pedersens tal incl. husassistenter for 1921.

Dette førte til vor oprindelige konklusion, at man burde se bort fra Milhøjs 1921-tal og i hvert fald ikke tillægge det den afgørende vægt i argumentationen, det får, når det bliver anvendt som basisår. Hele Peder J. Pedersens argumentation side 266-7, for at bevægelsen fra 1921 til 1922 er urimelig, bekræfter for os, at 1921 er et dårligt tal.

Den betydeligste tilbageværende uenighed
vedrører beregningen af den lange tidsserie
for beskæftigelsen, der fremkommer som

---

1. Det betyder ikke, at der ikke også på andre punkter kunne rejses indvendinger mod Peder J. Pedersens argumenter. F.eks. afviser han i indledningen til afsnit 7, at det kan have nogen rimelighed at teste hans undersøgelser af korrelation mellem ledighed og kompensationsgrad også for mellemkrigstiden. Men den model han selv estimerer på, er hentet fra artiklen »Searching for an explanation of unemployment i Interwar Britain«.

forskellen mellem en beregnet serie for lønmodtagerarbejdsstyrken og en beregnet serie for det samlede antal arbejdsløse. Her vil vi fastholde, at serien er for jævn som følge af beregningsmetoden både ved arbejdsstyrken og ved arbejdsløsheden. Arbejdsstyrkeserien afspejler alene befolkningsudviklingen og en svag trend i erhvervsfrekvensen, og det totale antal ledige udregnes med få ikke-forsikrede ledige. Vi ville foretrække 22-24 pct. af de forsikrede ledige i stedet for de 16,5 pct. Peder J. Pedersen anvender. For før krigstiden findes kun tal for 1911 og 1921, og her er 1921 meget usikkert - i 1911 udgjorde de ikke-forsikrede ledige 33 pct. af de forsikrede (se disputatsens sider 55-56).

Vedrørende selve beregningen af lønmodtagerarbejdsstyrken har vi ikke givet noget klart alternativ til Peder J. Pedersens metode med interpolerede erhvervsfrekvenser; det er klart, at der er problemer med at anvende organisationsgrader som opgangningsfaktorer på årene i mellemkrigstiden, hvor organisationsgraderne svinger meget jfr. disputatsen s. 242. Det vises i disputatsens afsnit om modellering af organisationsgraden for arbejdere 1912-39, se s. 278, at denne kan forklares ved en vækstrate, inflationen, ændringen i arbejdsløsheden og tre niveauskift i 1918, 1921 og 1933. De to af skiftvariablerne er mere signifikante end noget andet i regressionen, og det ville derfor være urimeligt at beregne arbejdsstyrken ud fra organisationsgraden uden at forsøge at korrigere for disse skift, som skyldes ndringer betingelserne for at opnå arbejdsløshedsunderstøttelse. Men det betyder jo ikke nødvendigvis, at man skal opgive at bruge organisationsgraderne ved interpolationerne.

Peder J. Pedersens arbejdsstyrketalserie hænger på ni observationer svarende til folketællingsårene, og disse observationer anvendes som interpolationspunkter. Det spørgsmål trænger sig imidlertid på, om ikke disse punkter kunne udnyttes også til at sige noget om erhvervsfrekvensers konjunkturfølsomhed. For at undersøge dette søges erhvervsfrekvensen i disse år forklaret ved en trend og så arbejdsløshedsprocenten. Dette giver relationen:

hvor ef er lønmodtagerfrekvensen eksklusiv husassistenter målt i promiller af de 15-69 årige (tallene svarer til de af Peder J. Pedersen i disputatsen side 25 anførte), uw er gennemsnittet af arbejdsløshedspct. for folketællingsåret og de 3 foregående år. Med en koefficient til arbejdsløsheden på omkring 2 gange dens spredning, synes der at være basis for at arbejde videre med en hypotese om, at erhvervsfrekvensen er konjunkturfølsom, og vi vil derfor ikke opgive tanken om, at der kunne konstrueres en bedre, mindre jævn beskæftigelsesserie end Peder J. Pedersens. I hvert fald må det ved brug af Peder J. Pedersens serie erindres, at den er biased imod at være for jævn.