1. Indledning

1.1. Peder J. Pedersens disputats består af
stort set alle hans væsentligere arbejder fra
perioden 1976-83. Med 19 titler, hvoriblandt
en del større værker, repræsenterer den en
imponerende arbejdsindsats. Problemstillingerneercentraleforforståelsenaf,

det danske samfund og især arbejdsmarkedetfungererpåsåvellangtsom
kort sigt.
Men som i al samfundsvidenskabelig empirierderforudsætningerogresultater,

kan diskuteres; empirisk økonomi er jo ingeneksaktvidenskab.Vedatindlevere

ligesinearbejderharPederJ.Pedersen dog
undgået den ofte hørte kritik, som f.eks.
Cohn rettede mod Mackeprang: »Disputatsenleverikkeoptilforfatterens

arbejder«.
De 19 arbejder fordeler sig med 2 fra hvert
af årene 1976-79, ingen fra 1980 og så 3, 5 og
3 fra 1981-83.
Det synes ikke tilfældigt, at der er et
ophold i 1980. Arbejderne fra 1970'erne adskillersigtydeligtfral9Bo'ernes.De

arbejder er præget af en omhyggelig talkonstruktipn,fåforklarendevariable(f.eks.én

konjunkturindikator), der er kun enkelte
estimerede ligninger, men betydelig vægt på
krydstabellering o.lign. (»verbal multipel re-

gressionsanalyse«, kalder forfatteren det selvetsted).Talmaterialeternoglefå,
men megetlangedansketidsserier.

Arbejderne fra 1980'erne er derimod prægetafstoredatabanker(OECD-taleller

CRAM-statistikken), mange regressioner og
mange forklarende variable - altsammen
muliggjort af en mere intens brug af EDB.
Måske har Peder J. Pedersen brugt 1980 til
at studere datamatik? Hypoteserne er ikke
længere simple teorier f.eks. om, hvorvidt en
variabel er konjunkturmed- eller modløbende,menderimodtestafkomplicerede

kontroversielle udenlandske modeller. Som
regel er der ingen forsøg på at opstille en
alternativ og mere fornuftig model; hovedindsatsenbeståriatpåvise,at


holder for Peder J. Pedersens materiale.
Analysen af estimationsresultaterne er derfor
domineret af indikationer for fejlspecifikation,f.eks.laveDurbin-Watson'er.

I det følgende skal en række centrale
problemstillinger tages op i kronologisk rækkefølgeomendudenensystematiskgennemgangafdisputatsenskonklusioner.

2. Konstruktionen af de lange danske serier

2.1. En indsats af afgørende betydning til belysning af dansk økonomi i det lange perspektiv ligger i datakonstruktionen. Her er ydet væsentlige bidrag til Danmarks Statistikomarbejdsmarkedet - når alt kommer til alt, er disse tal måske den del af disputatsen,dervilfåstørsteblivendeværdi. tal-konstruktører sammen med forgængere som Bjerke og Ussing, Dich, Poul Milhøj, Dahl og Svend Aage Hansen. Der er ingen tvivl om disse tals værdi. Alle bruger - hvis de vil analysere lange makroserier for det

---

Denne kommentar er en sammenfatning af forfatternes opponentindlæg ved det mundtligeforsvarvedAarhusUniversitetden april, 1984.

danske arbejdsmarked - Peder J. Pedersens
tal.

Ud over talkonstruktionerne indeholder indlæggene fra denne periode ofte opgør med forgængerne. Det vises, at forhold, der tidligere blev betragtet som konstanter, er variable (indkomstfordeling og lønstruktur); og forhold, der før blev opfattet som variable, er konstante (erhvervsfrekvensen).

De opstillede hypoteser og opgøret med forgængernes hypoteser er altsammen en meget direkte følge af talkonstruktionerne. Det er derfor helt centralt for hypotesernes tolkning og for kritik af dem, at man gør sig præmisserne bag tallene klart.

To forhold i talkonstruktionerne skal diskuteres, dels beregningen af arbejdsstyrken mellem folketællingsårene, og dels beregningen af det totale antal ledige.

2.2. Med hensyn til arbejdsstyrkens størrelseog sammensætning ved vi noget i folketællingsårene, omend tællingerne tilbagei tiden har andre definitioner og afgrænsninger.Her har Peder J. Pedersen bidraget til materialets systematisering og en efterfølgende analyse, som J. P. Christensen og J. Estrup (1979) har udført af folketællingsmaterialet,viser, at Peder J. Pedersens tal for arbejdsstyrken i folketællingsårene ikke lader sig rokke. Men hvordan med de mellemliggende år? Peder J. Pedersen beregneri folketællingsårene erhvervsfrekvenser, nemlig arbejdsstyrken i forhold til middelfolketallet,som derefter interpoleres lineært og til slut ganges med middelfolketallet for de 15-69 årige jfv. side 43.^l Det forudsættes

---

1. Arbejderne i disputatsen, der alle bortset

altså, at der ikke er konjunktursvingninger i erhvervsfrekvenserne, og denne forudsætninger ret kritisk, fordi konjunktursituationener meget forskellig i de enkelte folketællingsårjvf. figur 1, hvor disse år er markereti tidsserien for arbejdsløshedsprocenten.Resultatet af Peder J. Pedersens metode er en meget jævn arbejdsstyrkeserie.

En anden metode er anvendt i ADAM's arbejdsstyrketal for efterkrigstiden (jvf. Andersen 1977 og 1978). Her sættes folketællingernes lønmodtagere i forhold til antal forsikrede sikredearbejdere, og derefter interpoleres mellem disse organisationsgrader.² Da organisationsgraderne har konjunktursving, fås en arbejdsstyrkeserie, der nok overdriver konjunktursvingene jfv. figur 2, hvor de to arbejdsstyrkeserier er tegnet op for efterkrigstiden. Som venteligt er Peder J. Pedersens serie væsentligt mere stabil end ADAM's.

Hvilken metode, der er bedst, kan man ikke vide, men en indikation kan fås ved for efterkrigstiden at anvende de to metoder på folketællinger med 10 års mellemrum, og så sammenligne med resultatet fra den mellemliggende

---

fra indledningen tidligere er offentliggjort, er genoptrykt i et samlet bind i forbindelse med disputatsforsvaret. Henvisningerne i denne kommentar er til sidetal i samlebindet, men da de offentliggjorte arbejder er affotograferet, vil litteraturlisten også umiddelbart henvise til de oprindelige tidsskriftsartikler.

2. Arbejdsstyrketal baseret på antaltet af forsikrede har rødder tilbage til bl.a. Dich (1939).

Således beregnes lønmodtagerstyrken i 1955 ved hjælp af de to metoder ud fra folketællingerne i 1950 og 1960. Resultatet er vist i tabel 1. I 1955 rammer metoderne lige langt fra, men til hver sin side; i 1960 klarer ADAM-metoden sig bedst, og i 1965 giver de to metoder samme resultat. Alt i alt næppe så store forskelle, at en klar konklusion er mulig, men dog et lille plus til ADAMserien.

2.3. Det næste problem er at beregne arbejdsløsheden og dermed beskæftigelsen. Den samlede ledighed kendes jo kun for nogle få udvalgte år (folketællings- og beskæftigelsestællingsår), og i de mellemliggende år har man kun tal for forsikrede ledige.

En tommelfingerregel om, at arbejdsløshedsprocenten for forsikrede skal halveres for at få procenten for hele arbejdsstyrken (anvendt af Svend Aage Hansen), kritiseres, og det er en kritik, der forekommer berettiget (se side 50ff.). Problemet er, hvad der sættes i stedet? Det er den berømte regression, hvor den samlede ledighed forklares ud fra de forsikrede ledige, offentliggjort i en fodnote side 54.

Dette er formodentlig Danmarks mest berømte fodnoteregression, for den holder sig ikke beskedent nede i fodnoten, men bliver efterhånden mere og mere glorificeret; »arbejdsløsheden beregnet efter den i 1976artiklen anførte metode« eller lignende, hedder det i talrige senere artikler. Sådan var det næppe planlagt. Der er nok sket det, man også ofte ser i pladeverdenen, at et nummer, der var tænkt som bagsiden, ender som det store hit.

Ser man på regressionens oprindelse, er det ikke kun placeringen i fodnote 2, der indicerer dens manglende betydning. Den er også dårligt dokumenteret. Det anføres, at tallene fra bilagstabellen er anvendt, men at 3 observationer ikke er medtaget. I fodnoter advares imod tallenes nøjagtighed i 4 af årene (1952, 1953, 1967 og 1975); kun ved at prøve sig frem kan det afsløres, at det er 1967, der er bevaret i materialet. Regressionen får udseendet:

(1)

hvor U er samlede antal ledige, og ty forsikrede
ledige. Tallene i parentes er spredninger.

Nu gælder jo identiteten U= ty+ Up hvor
Uy er de ikke-forsikrede ledige, og et ganske
lille tal i forhold til ty. Den høje forklaringsgradog

gradogdet første et-tal i koefficienten til Uf er således triviel. Det interessante er, om vi får noget at vide om det dårligt belyste, nemlig U,f. Relation (1) kan derfor med rimelighed erstattes af (2), der er den anden side af samme sag:

(2)

Nu ser regressionen straks mindre imponerende
ud. Ingen af koefficienterne er signifikante,
og kun 14% af variationen forklares.

Spørgsmålet er, om ikke det ville være rationelt at smide konstantleddet væk (det er stærkt insignifikant og kan næppe heller tolkes fornuftigt) og bruge en mere robust metode, f.eks. forholdet mellem gennemsnitsværdierne af U_if og U_f, p= 7.513/31.318 = 0,24 eller origo-regression, der ville resultere i følgende relation:

(3)

At de uforsikrede ledige udgør ca. 1/5 af de forsikrede synes en rimelig approximation for de organisationsgrader på mellem 25 og 60 pcL som perioden udviser, men den sikkerhed, hvormed dette udsagn kan fremsættes, må siges at blive vildt overdrevet, hvis man fikserer på relation (1).

2.4. Ét problem afholder Peder J. Pedersen sig fra at tage stilling til i de tidlige bidrag, nemlig hvorledes arbejdsstyrken skal afgrænses. Der anføres - ligestillet - 3 serier: samlet arbejdsstyrke, arbejdsstyrke excl. husassistenter og endelig arbejdsstyrke excl. husassistenter og medhjælpende ægtefæller.

Peder J. Pedersens erhvervsfrekvens vil (jvf. figuren side 27), når den samlede arbejdsstyrke betragtes, være nærmest konstant over tiden, medens den med de reducerede mål vil stige. Dette er i modsætning til ældre undersøgelser af Bjerke & Ussing og Svend Aage Hansen, der har fundet faldende erhvervsfrekvenser. Hvis Peder J. Pedersen ville undlade at trække husassistenter m.v. ud, ville hans tal danne grundlag for en relativ håndfast hypotese i retning af, at erhvervsfrekvensen har været konstant (0,69) fra 1911 til 1970, måske med en svagt faldende tendens fra 1930 til 1970.

Vil man se på tallene efter 1970, må man gå til beskæftigelses- og arbejdsstyrketællingerne, der har et lidt andet niveau end folketællingerne. Til gengæld er der årlige tal, og de viser, at erhvervsfrekvensen rettede sig op fra 1974, hvorefter den steg, men ikke mere end at en hypotese om en konstant erhvervsfrekvens på 0,69 kan fastholdes.

En hypotese om, at kvinderne altid har bestilt noget, synes således veldokumenteret i tallene. Men denne konsekvens drages ikke. I stedet trækker Peder J. Pedersen husassistenterne ud, og tager dem aldrig ind igen.

Dette forekommer ikke velbegrundet. I artiklen om produktiviteten (side 57-74) anvendesf.eks. BFI fra Svend Aage Hansen og egne beskæftigelsestal excl. husassistenter. Men husassistenternes produktion indgår i BFI. I den første nationalregnskabsstatistik, som er fra 1948 og vedrører 1930'erne (Stat. Med. 4.129.5), er husmødrenes produktionsværdiopgjort til mellem 3/4 og 1 milliard kroner; et tal der dog ikke medtages i nationalproduktet,selv om det ville forøge dette med omkring 15 pct. i 1930. Derimod indgår

husgerning som en undergruppe under erhvervsgruppenliberale erhverv. I de to efterfølgendenationalregnskabspublikationer (fra 1951 og 1955) er husgerning opgjort som et selvstændigt erhverv. Der er lidt uenighed om niveauet for værditilvæksten i årene umiddelbartefter krigen, men ikke mere end det kan konkluderes, at husgerning udgør 1,8-2,1 pct. af BFI i 1946.

Ifølge Peder J. Pedersens tal udgjorde husassistenterne 14 pct. af arbejdsstyrken i 1930 og 11 pct. i 1940. Deres bidrag til BFI er altså lavt, men det er jo også en sektor helt uden kapital - hvilket jo ikke er mærkeligere end f.eks., at sektoren boligbenyttelse alene anvender kapital.

I Statistiske Meddelelser 4.160.2 findes tal (også for husgerning) for både efterkrigsperioden og 1938. Produktionsværdien er i serviceerhvervene lig lønsummen, og erhvervet husgerning tillægges i 1938 en produktion på 135 mill. kr. eller 1,8 pct. af BFI. Peder J. Pedersen anfører ca. 215.000 husassistenter i 1938, hvilket giver en gennemsnitlig produktion (løn) på godt 600 kr. pr. år. Dette tal ser måske lavt ud, men stemmer rimeligt med andre oplysninger, idet Milhøj (Milhøj 1954) med udgangspunkt i Husassistentkommissionens Betænkning skønner lønnen til ca. 50 kr. pr. måned.³ Sammenfattende er det klart inkonsistent at lade et nationalregnskabstal indeholdende husgerning indgå i et produktivitetsmål sammen med beskæftigelsestal, hvor husassistenter er pillet ud.

I det hele taget ville det være mere logisk og give klarere resultater, f.eks. om erhvervsfrekvensens udvikling, hvis Peder J. Pedersen holdt sig til serien for den samlede arbejdsstyrke incl. husassistenter og medhjælpende

3. Anvendelsen af tallene

3.1. Når man bruger tal, er det en betydelig fordel at kende dem til bunds - som Peder J. Pedersen gør, idet han jo selv har lagt et betydeligt arbejde i datakonstruktionen. Det er imidlertid ikke altid han udnytter denne fordel.

I undersøgelserne af fagforeningernes vækst anvendes bl.a. beskæftigelsesstigning og arbejdsløshedsprocent som forklarende variable (se f.eks. s. 273).⁴ Relationen har formen:

(4)

hvor O er de organiserede, L den samlede
arbejdsstyrke og u arbejdsløshedsprocenten.

Højere u vil, hvis erhvervsfrekvensen er konjunkturmedløbende, resultere i lavere L. Derved sænkes nævneren i organisationsgraden,og organisationsgraden stiger, selv ved et uændret antal organiserede. Den af Peder J. Pedersen fundne sammenhæng

---

3. Som test af Peder J. Pedersens tal for antal husassistenter synes disse beregninger således at indicere, at niveauet er rimeligt, selv om det ligger relativt højt sammenlignet med Husassistentkommissionsbetænkningen, der for 1941 anfører ca. 140.000 husassistenter excl. husbestyrerinder.

4. Disse arbejder udgør sammen med Phillipskurveestimationerne fra 1981 (se s. 146-95) overgang mellem Peder J. Pedersens arbejder fra 1970'erne og fra 1980'erne. Der er flere regressioner end i 1970'er arbejderne, men de benytter de samme lange tidsserier. Det traditionelle teorigrundlag i Phillipskurvepapiret adskiller også dette papir fra de øvrige 1980'er arbejder.

mellem O/L og « kan således forklares alene ved konjunktursvingninger i erhvervsfrekvensen.Dette kan i og for sig betragtes som en tolkning af de bagved liggende mekanismer:Organisationsgraden stiger, fordi ikkeorganiseredei periferien af arbejdsstyrken presses ud af markedet. Men det er noget andet end at sige, at arbejdsløshed gør folk utrygge, hvorfor de i højere grad slutter sig sammen i fagforeningerne. Når man bruger organisationsgraden som variabel, fristes man til at citere professor Rasch's betragtningerom det vederstyggelige i at dividere to tal med hinanden - faktisk kendte han kun én ting, der var værre.⁵

I den konkrete formulering er der endnu et problem. Det blev tidligere påstået, at Peder J. Pedersens arbejdsstyrke- og beskæftigelsestal indeholder for lidt konjunktursvingninger. Denne målefejl vil alene kunne forklare de fundne korrelationer og resultere dels i en positiv sammenhæng mellem arbejdsløshedsprocent og organisationsgrad, som begge har beskæftigelsen i nævneren, og dels i en negativ korrelation mellem organisationsgraden og beskæftigelsen, idet organisationsgraden jo - alt andet lige - vil falde, når beskæftigelsen stiger. Selv om der hverken er korrelation mellem den sande organisationsgrad og det sande beskæftigelsestal, eller mellem organisationsgraden og den sande arbejdsløshedsprocent, vil en målefejl på beskæftigelsen, som indgår ved beregningen af alle tre serier, kunne forklare de fundne korrelationer.

3.2. Et andet sted, hvor de påpegede dataproblemer påvirker resultaterne, er i analysen senaf indkomstfordelingen i mellemkrigstiden. Peder J. Pedersen har her et opgør med Poul Milhøj, der har fundet et betydeligt fald i lønkvoten fra 1920 til 1940. Peder J. Pedersen mener derimod at kunne påvise konstant eller nærmest stigende lønandel. Forskellen mellem de to fordelingsserier ligger i beskæftigelsestallene, idet de ved beregning af lønsummen anvendte løntal er de samme. Milhøjs beskæftigelsestal er baseret på landbrugsstatistikken og for byerhvervene på arbejdsløshedsstatistikken, idet han her fortsætter i sporet fra Jørgen S. Dich (1939). I fig. 3 er de to beskæftigelsesserier tegnet op. Der er - ikke overraskende - væsentligt flere svingninger i Milhøjs serie (og endnu mere sving er der i Dichs).

Derudover er der en forskel i trend, og det
er denne, der føres videre i lønsumsberegningerne.

Peder J. Pedersen har to argumenter imod Milhøjs tal (se s. 224). For det første stiger disse tal for lønmodtagerbeskæftigelsen mindre end befolkningen i aldersgruppen 15-64 år, idet perioden 1921-46 betragtes. Dette svarer til en faldende erhvervsfrekvens for lønmodtagere, hvilket ikke forekommer sandsynligt. Denne argumentation hænger dog jvf. tabel 2 helt på valget af 1921 som basisår. Da der også andre steder er afsløret mærkværdigheder ved tallene for 1921 (også ud over de fra indlemmelsen af Sønderjylland stammende), forekommer 1922 bedre som basisår, og Milhøjs beskæftigelsesserie vokser med dette basisår betydeligt mere end befolkningen. Tages husassistenter med i Peder J. Pedersens tal, bliver vækstniveauet endda nogenlunde ens i serierne.

Det andet argument til vurdering af, om
trenden er rimelig, består i at betragte det
første år, hvor lønmodtagerbeskæftigelsens

---

5. Det er vist aldrig røbet, hvad dette var; måske var det at trække to tal fra hinanden.

x

størrelse kendes rimeligt godt, nemlig 1946. Peder J. Pedersen skønner ud fra 1950folketællingenantal beskæftigede lønmodtagerei 1946 til 1.250.000. Dette tal tilbageskriverhan med vækstprocenterne i tabel 2 til 1921, et antal ledige tillægges, og til slut beregner han en restgruppe af selvstændige ved at fratrække lønmodtagerarbejdsstyrken i hans eget tal for arbejdsstyrken exclusive husassistenter og medhjælpende ægtefæller. Med Milhøjs vækstprocenter fås en restgruppepå

exclusive husassistenter både i lønmodtagerbeskæftigelsenog i det arbejdsstyrke tal, der er med til at definere restgruppen, mens Milhøjs tal indeholder et ukendt antal husassistenter .⁶ Milhøjs tal giver derfor en restgruppe,der er mindre end antallet af selvstændige,og det andet argument hviler derforpå en misforståelse af Milhøjs tal. Begge tal kan være korrekte, såfremt forskellen på de 120.000 tolkes som antallet af husassistenterhos Milhøj; til sammenligning kan nævnes,at Peder J. Pedersen for 1922 angiver antallet af husassistenter til 192.000. Når der i Peder J. Pedersens tal tages hensyn til husassistenterne, er der jvf. figur 4 i praksis heller ingen forskel i trenden. Det er således yderst tvivlsomt, om opgøret med Milhøj har noget reelt fundament i Peder J. Pedersens egne tal.

3.3. Et tredie eksempel på anvendelsen af de lange serier er produktivitetsanalyserne side 57-74 og side 75-113. Det er typiske arbejderi Peder J. Pedersens 1970'er stil. Det sidste af arbejderne må nærmest karakteriseressom,

---

6. Milhøj har bl.a. brugt landbrugsstatistikken, og da en tredjedel af husassistenterne var i landbohjem, og en anden tredjedel også ansat i landkommuner (jvf. Husassistentkommissionens betænkning), er der al mulig grund til at tro, at der indgår et betragteligt antal husassistenter i Milhøjs tal.

riseressom,hvad han selv kalder »verbal multipel regressionsanalyse«. Det er imidlertidlangtidssammenhængen mellem produktivitetog arbejdsløshed, der skal tages op til diskussion her.

Der sigtes bevidst mod brug af kun én forklarende variabel, og metoden er den fra økonometriens barndom kendte: Data transformeres indtil alene den ønskede forklaringsfaktor er tilbage. Mackeprang trendrensede i 1906 sine tal for derved at udrydde virkningen af befolknings- og indkomstvækst, når efterspørgselskurven skulle estimeres. meres.Peder J. Pedersen søger derimod at udrydde korttidssvingninger ved at anvende gennemsnit for konjunkturperioder.

Hovedproblemet i dette arbejde er, at det ikke tydeligt fremgår, om arbejdsløshedsprocentenses som én af flere mulige konjunkturindikatorer,eller om der antages en egentligårsagssammenhæng fra arbejdsløshedtil produktivitet. Det første antydes i indledningen, hvor der skrives »beskæftigelsesgradeller efterspørgselspres« (side 57) og også senere (side 68-69), hvor bruttoinvesteringerneog deres korrelation med arbejdsløshedendirekte

løshedendirektediskuteres. Men i afslutningen(side 69-70) konkluderes, at resultaterne viser »en stigning i de samfundsmæssige omkostninger ved en fastholdt høj arbejdsløshed.Omkostningerne kan nu ikke længeremåles alene ved den andel af ressourcerne,som er übeskæftigede, men omfatter ud over niveaufaldet også et fald i vækstraten«.De implicitte økonomisk-politiske anbefalinger har næppe mening, med mindreder er tale om en egentlig kausal sammenhæng.

I tabel 4 er arbejdsløshedens forklaringskraft undersøgt indenfor et traditionelt produktionsteoretisk duktionsteoretiskoplæg (hentet fra Kærgård, 1980), ifølge hvilket produktiviteten forklares ved kapital pr. mand, vækst i beskæftigelsen (en indikator for uligevægtsfænomener som labour hoarding og overarbejde) samt investeringerne de to sidste år i pct. af det samlede kapitalapparat (et mål for kapitalens aldersfordeling). Hverken på årstal eller konjunkturperioder bliver arbejdsløsheden signifikant. Konklusionen må være, at arbejdsløsheden i Peder J. Pedersens relationer kun kan tolkes som en generel konjunkturindikator, hvorfor man bør være yderst forsigtig med policy-anbefalinger.

4. De nyere arbejder

4.1. De i disputatsen indeholdte titler fra 1980-erne behandler alle ganske kontroversielle emner på grænsen mellem økonomi og politik. Modeller for strejkeintensiteten og for virkningen af arbejdsløshedsunderstøttelsens højde er de to hovedemner.

Her skal specielt sammenhængen mellem arbejdsløshedsunderstøttelsens og arbejdsløshedens højde diskuteres (side 313-324). Dette arbejde er atypisk derved, at det er estimeret på tidsserier for Danmark, medens alle strejke-papirerne vedrører OECD-landene.

Udgangspunktet er en række udenlandske arbejder, specielt det herostratisk berømte af Benjamin & Kochin (1979), der forklarer arbejdsløsheden i mellemkrigstidens Storbritannien som resultatet af en forbedring af arbejdsløshedsunderstøttelsen. Deres model har formen:

(5)

hvor u er arbejdsløshedsprocenten og B/W er arbejdsløshedsunderstøttelsens andel af lønnen. Det sidste led måler kapacitetsudnyttelse idet Q er nationalproduktet og Q* den potentielle produktion, målt som den beregnede værdi i en trend-regression. Peder J. Pedersen regner, jvf. Maki & Spindler (1975) på en lidt mere indviklet model, hvor kapaciteten Q/Q* indgår både ulagget og lagget én periode, og hvor der også indgår en arbejdsudbudsvariabel, der imidlertid i alle relationer er insignifikant eller har forkert fortegn. Der skal derfor ses bort fra denne variabel, og i det følgende vil beregningerne ske på relationer af formen:

Peder J. Pedersen regner på forskellige delperioder inden for tidsrummet 1950-78. 0 findes stærkt positivt signifikant, når estimationsperioden er længst mulig, men insignifikant hvis der stoppes midt i 1960'erne.

Dette forklarer Peder J. Pedersen ved, at B/W varierer meget lidt i perioden 1950-67, jvf. fig. 5. Der er imidlertid flere muligheder for at få variation i tallene. Her skal forsøges med dels nogle førkrigsperioder, dels med estimation til 1970, dvs. efter at B/W er begyndt at stige kraftigt, men før oliekrisen.

Et problem ved Peder J. Pedersens estimationer er, at D. W. i næsten alle tilfælde peger på autokorrelation eller anden fejlspecifikation, idet der enten er signifikant autokorrelation eller værdier i den übestemte zone. Cochrane-Orcutt's metode til estimation af autokorrelerede modeller skal derfor forsøges, og endvidere introduceres den laggede endogene variable for derved at fjerne noget af den systematik, D. W. indicerer i residualerne.

Estimationsresultaterne i tabel 5 styrker
ikke tilliden til modellen. Som allerede Peder
J. Pedersens Durbin-Watson'er indicerede,
rede,tyder tabel 5 på, at den er fejlspecificeret.
De eneste signifikante r-værdier har
forkerte fortegn.

Peder J. Pedersens konklusion: »Hovedindtrykket fra de resultater, der er anført ovenfor, er, at en reestimation med danske data af en modeltype, som har været anvendt i en række udenlandske undersøgelser, når til en ganske stærk påvirkning fra arbejdsløshedsforsikringen til den registrerede ledighed« (side 321), synes således alt for stærk i forhold til resultaterne.⁷

Spørgsmålet er, om ikke resultaterne kan
koges ned til de to enkle udsagn:

a. Arbejdsløshedsunderstøttelsen har været
væsentligt højere i 1970'erne end i

---

7. Ganske vist tager Peder J. Pedersen også visse forbehold, men dels kommer de først efter, han har draget sine policy-konklusioner, f.eks.: »For det første kan det bruges af dem, som mener, at kompensationen er for høj, til at argumentere for en reduktion af denne«, dels er hans indvendinger af en relativ generel karakter, f.eks.: »En makroøkonomisk tidsserieundersøgelse er på dette område inferiør i forhold til en undersøgelse baseret på individ-data«.

1950'erne, og arbejdsløsheden var højest i
1970'erne. For efterkrigstiden incl.
1970'erne vil der således være en klar

positiv korrelation mellem understøttelsens
højde og arbejdsløsheden.

b. Understøttelsen har været relativt høj i efterkrigstiden sammenlignet med mellemkrigstiden. Arbejdsløsheden var høj i mellemkrigstiden. For tal, der indeholder både mellemkrigs- og efterkrigstid, viser der sig derfor en negativ korrelation.

Der er næppe meget empirisk belæg for at drage nogen slutsatser om kausale sammenhænge ud fra disse to relativt velkendte og banale forhold. Og det er i hvert fald endnu ikke dokumenteret, at der er mere holdbare empiriske argumenter bag teorien.

Da Gelting disputerede, skrev Lindahl, at han altid i højere grad havde undgået at virke banal end uforståelig. Peder J. Pedersen kan næppe beskyldes for hverken uforståelighed eller banalitet. Men man kan godt spørge, om ikke arbejderne fra 1980'-erne med deres mange tests af de nyeste internationale tidsskrifters modeller somme tider er præget af en større frygt for at virke provinsiel end uigennemtænkt.

5. Afslutning

I indledningen blev fremhævet en række positive træk ved de i afhandlingen samlede arbejder; måske kunne det være passende her til sidst at nævne ting, der savnes.

Der er i arbejderne intet steds gjort forsøg på at opstille en samlet model for det danske arbejdsmarked. I intet arbejde kortlægges mere end én kausal sammenhæng, og ingen steder er der gjort noget for at sammenkæde de enkelte arbejders resultater. Et sted søges lønstigningstakten forklaret bl.a. ved strejkeintensiteten, andre steder forklares strejkeantallet ved bl.a. lønstigningerne uden sammenhæng med det tidligere arbejde. Allerede side 58 antyder et samspil mellem Phillipskurve, prisdannelse og produktivitet, men det kommer aldrig videre end til denne antydning.

Man kan overveje, om det ikke - istedet for de estimerede sammenhænge for OECDlandene, som fylder de sidste 100 sider - ville have været mere frugtbart at få alle de fundne sammenhænge knyttet sammen til en total model for det danske arbejdsmarked. Men den skylder Peder J. Pedersen os endnu. Alt tyder på, at Peder J. Pedersen fortsætter med at producere undersøgelser om det danske arbejdsmarked med en nærmest stigende intensitet, så det kommer måske snart. Der er grund til at ønske Peder J. Pedersen til lykke med, hvad der er nået indtil nu; men vi glæder os stadig til den sammenfatning, der kæder det hele sammen til en konsistent model.

Økonomisk Institut, Københavns Universitet

Ellen Andersen og Niels Kærgård

Litteratur

I: De i Peder J. Pedersens disputats indgående

(Sidetallet i det samlede optryk, der blev udgivet i forbindelse med forsvaret, er anført, og er i teksten anvendt ved henvisninger).

Arbejdsstyrke og beskæftigelse 1911-70, s. 23.
{Socialt Tidsskrift, 1977, p. 31-56).

Registreret og ikke-registreret ledighed, s. 49.
{Nationaløkonomisk Tidsskrift, 1976, p. 70-77).

Langtidssammenhæng mellem produktivitetsstigning og beskæftigelsesgrad, s. 57. {Nationaløkonomisk Tidsskrift, 1977, p. 175-92).

Produktivitetsudviklingen, s. 75. (Kap. 2 i
Arbejdsløshedsundersøgelseme 1. SFI. København

Dynamiske processer på arbejdsmarkedet, s.
114. {Økonomi og Politik, 1983, p. 140-56).

Unemployment Spells and Duration, s. 131.
(Arbejdspapir, dec. 1982).

Lønudviklingen i Danmark, 1911-1976. Stabilitet og specifikation, s. 146. (Memo 1981-1, Økonomisk Institut, Aarhus Universitet. Offentliggjort i forkortet version i Nationaløkonomisk Tidsskrift, 1983).

Langtidstendenser i den faglige og geografiske
lønstruktur i Danmark, s. 196. Nationaløkonomisk
1976, p. 303-22).

Den funktionelle indkomstfordeling i Danmark
i mellemkrigsårene, s. 216. {Økonomi
og Politik, 1978, p. 197-219).

Aspekter af fagbevægelsens vækst i Danmark,
1911-1976, s. 240. (Memo 1979-5,
Økonomisk Institut, Aarhus Universitet).

Union Growth in Denmark, 1911-39, s. 271.
{Scandinavian Journal of Economics, 1982,
p. 583-92).

Union Growth and the Business Cycle: A Note on the Bain-Elsheikh Model, s. 281. {British Journal of Industrial Relations, 1978, p. 373-77).

Økonomiske effekter af arbejdsløshedsforsikring,
s. 287. {Studie nr. 42, SFI. København

Inflationary Effects of Unemployment Insurance,
s. 288. (L. Söderström (ed.) Social
Insurance. North Holland, 1983, p. 225-49).

Skaber arbejdsløshedsforsikring arbejdsløshed?
s. 313. {Økonomi og Politik, 1982, p.
75-86).

The Macroeconomic Strike Model: A Study of Seventeen Countries, 1948-1975, s. 326. (Sammen med Martin Paldam. Industrial and Labor Relations Review, 1982, p. 504-21).

Industrial Conflicts in the Inter-War Years - A Quantitative Reappraisal, s. 344. (Memo 1982-2, Økonomisk Institut, Aarhus Universitet).

Inter-War Data on Industrial Conflicts, Wages,
Cost of Living, Unemployment, Degree
of Organization, and A Selection of

Political Variables for 23 Countries, s. 367.
(Arbejdspapir, dec. 1981).

The Large Pattern of Industrial Conflict - A Comparative Study of 18 Countries 1919-79, 399. (Sammen med Martin Paldam. International Journal of Social Economics, 1983).

II: Øvrig anvendt litteratur

Andersen, Ellen. 1977. Beskæftigelsen fordelt
på ADAM-sektorer 1948-1975. Cykelafdelingens
Memo-serie nr. 53.

Andersen, Ellen. 1978. Byerhvervenes beskæftigelse
1948-1977. Cykelafdelingens Memo-serie
nr. 64.

Benjamin, D. K & L. A. Kochin. 1979. Searching for an Explanation of Unemployment in Interwar Britain. Journal of Political Economy, side 441-78.

Christensen, Jørgen Peter & Jørgen Estrup. 1979. Strukturændringer på det danske arbejdsmarked i 1900-tallet, i Gad m.fl.: Vækst og Kriser i Dansk Økonomi i det 20. Århundrede, Århus.

Cohn, Einar. 1923. Mackeprang, E.Ph., i
Dansk Biografisk Haandleksikon, Kjøbenhavn
og Kristiania.

Dich, Jørgen S. 1939. Arbejdsløshedsproblemet
i Danmark 1930-38, København.

Husassistentkommissionen. 1943. Betænkning
afgivet af den 9. juni 1942 nedsatte
Husassistentkommission. København.

Kærgård, Niels. 1979. Produktivitetsudviklingen og de økonomisk-politiske muligheder, Nationaløkonomisk Tidsskrift nr. 3, side 299-307.

Maki, D. & Z. A. Spindler. 1975. The Effect of Unemployment Compensation on the Rate of Unemployment in Great Britain. Oxford Economic Papers, side 440-54.

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