Ellen Andersen og Niels Kærgård (EA &
NK) indleder med at fastslå, at empirisk

økonomi ikke er en eksakt videnskab. Specieltvil alle forsøg på at konstruere lange og så vidt muligt konsistente tidsserier indebæreen diskutabel anvendelse af mange slags skøn og gætterier. Noget af det bedste, som kan overgå en empirisk arbejdende økonom, er derfor at have kritiske læsere. I det følgende skal jeg forsøge at svare på de enkelte punkter i EA & NK's kommentarer.

1. Beregning af arbejdsstyrken

Indtil beskæftigelsesundersøgelserne begynder i slutningen af 1960'erne finder opgørelser af arbejdsstyrken kun sted i folketællingsårene. Som nævnt hos EA & NK har to metoder været brugt m.h.p. at fylde ud imellem folketællingsårene:

(a) interpolation af erhvervsfrekvenser mellem folketællingsår, hvorefter de interpolerede erhvervsfrekvenser anvendes på middelfolketallet i den relevante aldersgruppe

(b) interpolation af organisationsgrader mellem
folketællingsår, hvorefter arbejds-

styrkeskøn fås ved at anvende de interpolerede organisationsgrader på det rligt tal for antal organiserede.

Jeg har anvendt metode (a), mens EA & NK (nærmest) anbefaler metode (b). Metode (a) er specielt kritisk, hvis erhvervsfrekvensen er stærkt konjunkturfølsom. EA & NK illustrerer i deres fig. 1, at folketællingerne har fundet sted i konjunkturmæssigt meget forskellige år. Det, som - dette til trods - fik mig til at anvende metode (a), var imidlertid det forhold, at erhvervsfrekvenserne ikke synes at udvise nogen konjunkturvariation, jvf. fig. I, p. 27.¹ Den bredest definerede erhvervsfrekvens, hvor arbejdsstyrken inkluderer medhjælpende ægtefæller og husassistenter, udviser et nærmest stationært forløb fra 1911 til 1970, mens de mere snævert definerede erhvervsfrekvenser (excl. husassistenter og excl. husassistenter og medhjælpende gtefæller) en nærmest trendmæssig stigning.

---

1. Henvisninger er til disputatsen.

EA & NK illustrerer anvendeligheden af metode (b) med tal for årene 1950-70. I forhold til hele perioden fra 1911 er problemet imidlertid, at organisationsgraden var relativt stabil fra 1950 til 1970, mens den udviste voldsomme svingninger i de tidligere år. Problemet er illustreret i tabel 1, som anvender samme metode som EA & NK's tabel 1. For årene 1921, 1930 og 1940 vises det faktiske antal lønmodtagere ifølge folketællingerne og antallet beregnet efter metode (a) og metode (b) på basis af de omliggende folketællinger. Det er klart fra tabel 1, at interpolerede erhvervsfrekvenser er den eneste metode, som kan anvendes på førkrigsårene. Det understreges også af et regnestykke, man kan lave for årene 1911 til 1921. Organisationsgraden, beregnet som hos EA & NK, stiger fra 18.5% til 32.9% fra 1911 til 1921. Antallet af fagligt organiserede arbejdere stiger fra ca. 117.000 i 1911 til et maximum på ca. 305.000 i 1920, hvorefter det falder til ca. 265.000 i 1921.² Anvendes organisationsgradsmetoden på disse år, får man en stigning i det skønnede antal lønmodtagere på 5.2% fra 1911 til 1916.

Derefter fås en stigning på 10.8% fra 1916 til 1917, en stigning på 31% fra 1917 til 1918, et nogenlunde stabilt antal fra 1918 til 1920 og endelig et fald på 17% fra 1920 til 1921. Denne udvikling er åbenbart utroværdig, så ud fra et ønske om konsistens for hele perioden var metoden med interpolation af erhvervsfrekvensen den eneste anvendelige.

2. Beregning af den samlede ledighed

I en række sammenhænge er det klart uhensigtsmæssigt at anvende den gamle officielle ficiellearbejdsløshedsprocent defineret som antallet af forsikrede ledige i forhold til det samlede antal forsikrede. Det var den banale baggrund for den korrektionsmetode, EA & NK karakteriserer som Danmarks mest berømte fodnoteregression. Den var tiltænkt et stille og tilbagetrukkent liv og ikke en tilværelse i rampelyset. Hvis man for de år, som er omfattet af regressionen, sammenligner skønnet fra fodnoteregressionen med et skøn fra origoregressionen, som EA & NK foreslår anvendt, er den gennemsnitlige numeriske forskel 1126 personer. Der er altså for den overvejende del af perioden tale om, at forskellen betyder mindre end en promille på arbejdsløshedsprocenten, hvor antallet af lønmodtagere bruges som nævner. Fodnoteregressionen er ikke anvendelig efter midten af 1970'erne, hvor organisationsgraden stiger meget kraftigt.

3. Afgrænsning af arbejdsstyrken

Hovedpointen i EA & NK's kommentar til dette område er, at husassistenterne bør indgå i arbejdsstyrken. At jeg udelukkede dem beroede på en fejlagtig forestilling om, at deres produktionsværdi - ligesom husmødrenes - var holdt uden for nationalregnskabet. I produktivitetsanalysen (p. 57-74) er der derfor tale om, at stigningen i arbejdsstyrken overvurderes og dermed, at produktivitetsstigningen undervurderes. For perioden 1911-1970 som helhed undervurderes den årlige produktivitetsstigning med 0.2 pct. points (2.64% p.a. i stedet for 2.83% p.a.). Undervurderingen for hele perioden er sammensat af en overvurdering fra 1911 til 1930, hvor husassistenternes relative andel af arbejdsstyrken steg, og en undervurdering fra 1930 til 1970.

Hvis man i stedet korrigerer fejlen ved at

---

2. Samtidig med at befolkningsgrundlaget stiger som følge af genforeningen.

trække husassistenternes produktionsværdi ud af BFI, bliver konsekvenserne meget beskedne for produktivitetsanalysen, idet produktionsværdien, jvf. EA & NK, lå omkring2% af BFI. Produktivitetsstigningen for arbejdsstyrken excl. husassistenter er derfor undervurderet med ca. 2% af BFI i 1911 for hele perioden 1911-70.

4. Fagforeningernes vækst

EA & NK argumenterer for, at en konjunkturmedløbende erhvervsfrekvens og målefejl i arbejdsstyrketallene alene kan forklare de sammenhænge, der findes mellem fagforeningernes vækst og arbejdsløshedsprocenten, hhv. udviklingen i arbejdsstyrken.

Pointerne beror imidlertid på en misforståelse m.h.t. den afhængige variabel i de nævnte sammenhænge. Der argumenteres ud fra relation (4) med den afhængige variabel O/L, hvor O er antal fagligt organiserede og L er arbejdsstyrken. Jeg bruger imidlertid ikke O/L, men enten AO/O eller A(O/ som afhængige variable. I de relationer, hvor arbejdsstyrkeændringen inddrages som forklarende variabel, skal (4) hos EA & NK formuleres.

(1)

hvor m er arbejdsløshedsprocenten. Selv om erhvervsfrekvensen skulle være konjunkturafhængig, er der altså ikke tale om den direkte sammenhæng, som ville gælde, hvis venstresiden i stedet var O/L. I de relationer, hvor A(O/ bruges som afhængig variabel, indgår L ikke blandt de forklarende variable. Der er her tale om relationer af typen

(2)

Da u = U/L, vil en konjunkturmedløbende erhvervsfrekvens kunne skabe en falsk positiv korrelation, som dog antagelig vil være beskeden, eftersom der arbejdes med 1. differens af organisationsgraden på venstre side. Jvf. afsnit 1 ovenfor er der desuden ingen klare tegn på, at erhvervskrekvensen er konjunkturmedløbende.

5. Den funktionelle indkomstfordeling

Forskellen mellem P. Milhøjs (1954) og mine resultater m.h.t. udviklingen i lønandelen fra 1920 til 1946 beror som nævnt hos EA & NK på de anvendte beskæftigelsestal. Tre forskellige beskæftigelsesserier for lønmodtagere er vist i indexform i tabel 2. Serien i 2. søjle i tabel 2 er den, jeg har anvendt sammen med Milhøjs årslønsindex til beregning af et index for lønsummen. EA & NK argumenterer for, at 1922 bør anvendes som basisår, og at husassistenterne bør inddrages i lønmodtagerbeskæftigelsen. Da Milhøjs beskæftigelsesserie og min serie incl. husassistenter har stort set samme trendmæssige udvikling fra 1922 til 1946, konkluderes, at der næppe er grundlag for min revision af Milhøjs resultater m.h.t. udviklingen i lønandelen.³

Argumenterne for at ændre basisåret fra 1921 til 1922 forekommer mig ikke overbevisende.EA & NK anfører - uden nærmere præcisering - at der er »afsløret mærkværdighederved tallene for 1921«. Tværtimod mener jeg, at det forhold, at 1921 er et folketællingsår, taler stærkt for, at det vælges som basisår. Dette underbygges efter min mening, når man ser nærmere på tallene i

---

3. EA & NK karakteriserer pågældende artikel i afhandlingen som et opgør med Milhøj. Den er - mindre dramatisk - tænkt som en revision og videreførsel af Milhøjs resultater.

tabel 3 hos EA & NK. Her anføres, at Milhøjs tal viser et fald i antallet af beskæftigedelønmodtagere fra 960.000 i 1921 til 888.000 i 1922, d.v.s. et fald af den ekstreme størrelse 7.5% på ét år. Samtidig falder arbejdsløshedenmed ca. 10.000 personer fra ca. 70.000 til ca. 60.000. Yderligere anfører S. Aa. Hansen (1974, tabel 4, p. 231) en stigning i BFI i faste priser på 10.7% fra 1921 til 1922. En ekstremt kraftig stigning i BFI, et fald i arbejdsløsheden og et historisk set ekstremt stort fald i beskæftigelsen passer ikke sammen.Jeg mener derfor, at 1921 bør fastholdessom basisår. Hertil kommer det mere praktiske problem, at Milhøjs lønindex ikke er beregnet for 1922, så i givet fald skulle basis skydes frem til 1923. I 1923 er Milhøjs beskæftigelsesindex på 92, d.v.s. stort set samme værdi som i 1921.

Jeg har som nævnt brugt serien for beskæftigede lønmodtagere excl. husassistenter. Det fremgår ikke klart hos Milhøj, i hvilket omfang husassistenter er inkluderet i hans beskæftigelsesindex. Der er dog - som anført hos EA & NK - grund til at tro, at et betragteligt antal husassistenter indgår. Derimod imodindgår de kun med meget lille vægt i Milhøjs lønindex, jvf. P. Milhøj, tabel 42, p. 100, hvor det anføres, at gruppen kvindelige arbejdere i landbruget indgår med en vægt på 3.2%.

Det forhold, at husassistenterne praktisk taget ikke indgår i beregningen af lønindexet er den ene grund til, at jeg mener, de bør ekskluderes af beskæftigelsesserien. Den anden grund er, at de efter min mening - med al respekt for, at de sikkert har arbejdet hårdt - ikke er så relevant en gruppe at inddrage i analysen af indkomstens fordeling på løn og kapitalindkomst. Jeg burde så, jvf. diskussionen under pkt. 3, have reduceret BFI ved beregningen af lønandelen med BFI for erhvervet husgerning. Som nævnt ovenfor er erhvervets BFI-andel imidlertid så lille, at det kun vil resultere i en beskeden niveauforskydning af lønandelen.

Sammenfattende mener jeg, at konklusionenom en konstant/svagt stigende summarisklønandel i perioden 1921-46 holder. Der er selvsagt tale om usikkerhed og skøn i den anvendte beskæftigelsesserie. Jeg mener imidlertid, at usikkerheden er nedbragt for

folketællingsårenes vedkommende gennem det arbejde, der er gjort for at gøre folketællingernefra og med 1911 (nogenlunde) konsistente.

6. Produktivitetsanalyse

Udgangspunktet for analysen af langtidssammenhængen mellem produktivitetsstigning og arbejdsløshed var den simple Phillipskurve. Her gik man som bekendt fra en sammenhæng mellem lønstigningstakt og arbejdsløshed til en sammenhæng mellem prisstigningstakt og arbejdsløshed via en antagelse om en konstant produktivitetsstigning. Hvis det kunne vises, at produktivitetsstigningen var positivt korreleret med aktiviteten, ville ovennævnte simple sammenhæng ikke gælde. Man ville m.a.o. have, at en recession var mindre effektiv som anti-inflationspolitik end ifølge den simple model. Hvis jeg på det tidspunkt havde haft CLEO's databank, ville jeg - forhåbentlig - have tænkt mig om en ekstra gang og have anvendt en produktionsteoretisk tilgang i forklaringen af produktivitetsudviklingen i stedet for blot at anvende arbejdsløshedsprocenten. M.a.0., jeg strækker våben. På den anden side mener jeg, at den høje korrelation mellem arbejdsløshedsprocent og investeringskvote gør det ret uproblematisk at have en policy-konklusion, som peger på problemerne ved at bruge arbejdsløshed som instrument i den økonomiske politik.

7. Arbejdsløshed og understøttelse

EA & NK reestimerer sammenhængen mellem arbejdsløshedsprocenten, kompensationsgraden og aktuel og lagged kapacitetsudnyttelse for forskellige perioder og finder insignifikante eller negative koefficienter til kompensationsgraden.⁴ De signifikante negative koefficienter findes for perioder, som indeholder år før 2. verdenskrig. Før krigen var kompensationsgraden imidlertid så lav, at det ikke vil være rimeligt at forestille sig, at den kunne motivere til øget indstrømning til ledighed og/eller længere ledighedsperioder.

For efterkrigsårene slutter EA & NK's regressioner i 1970, mens mine går til og med 1978. Det er oplagt, at de signifikant positive koefficienter, jeg fandt til kompensationsgraden kan afspejle et tilfældigt sammenfald mellem en stigning i både kompensationsgrad og arbejdsløshed fra 1960'erne til 1970'erne. Jeg mener også, at mine egne forbehold overfor disse resultater fremgår stærkere, end men får indtryk af hos EA & NK, jvf. f.eks.: »Det afgørende er imidlertid, om resultaterne fra en undersøgelse af denne type kan tages for pålydende. Som det fremgår af diskussionen i afsnit II lider undersøgelser af denne type af en række afgørende metodologiske svagheder« (p.321).

Min egen skepsis overfor en positiv sammenhængmellem kompensationsgrad og arbejdsløsheder siden blevet forstærket af to ting. For det første har vi efter 1978 oplevet en dramatisk stigning i arbejdsløsheden samtidig med et markant fald i kompensationsgraden .⁵ For det andet har Niels Westergård-Nielsenog jeg påbegyndt en undersøgelseaf en evt. sammenhæng med individdata.(P. J. Pedersen & N. Westergård- Nielsen, 1984a, 1984b, 1985). De hidtidige resultater viser klart, at der på individniveau

---

4. EA & NK bruger kapacitetsudnyttelsen direkte, mens jeg arbejdede med logaritmen af den.

5. Ved en mere præcis vurdering skal der også tages hensyn til det samtidige fald i den økonomiske aktivitet.

ingen positiv sammenhæng findes mellem
arbejdsløshedsomfang og kompensationsgrad.

Nationaløkonomisk Institut,

Handelshøjskolen i Århus

Peder J. Pedersen

Litteratur

Hansen, S.Aa. 1974. Økonomisk vækst i Danmark.
11. København.

Kærgård, N. m.fl. 1978. CLEO. En model af den økonomiske vækst i Danmark 1870-1970. Københavns Universitets Økonomiske Institut. Memo nr. 60.

Milhøj, P. 1954. Lønudviklingen i Danmark
1914-1950. København.

Pedersen, P. J. & N. Westergård-Nielsen. 1984a. A Longitudinal Study of Unemployment: History Dependence and Insurance Effects. Studies in Labor Market Dynamics. Working Paper 84-4. Handelshøjskolen i Århus.

Pedersen, P. J. & N. Westergård-Nielsen. 1984b. Varighed og frekvens af ledighedsperioder på det danske arbejdsmarked. Nationaløkonomisk Tidsskrift: 401-11.

Pedersen, P. J. & N. Westergård-Nielsen. 1985. Multiple Spells of Unemployment - The Danish Experience. Handelshøjskolen i Århus.