Resumé

SUMMARY: The paper analyses the wage formation and the determination of employment in seven manufacturing sectors in Denmark. A model using input and product prices, capital stock, unemployment and capacity utilization is estimated, and the coefficients show significant differences between the sectors.

1. Indledning

Løndannelsen på det danske arbejdsmarked analyseres ofte på makroniveau. men hvordan udvikler resultaterne si?, hvis er lunende anpivsf» foretage« på spVtornivpaiir) Formålet med denne analyse er at søge at forklare løndannelsen på sektorniveau og med sektorspecifikke faktorer.

uet er veiKenat, at aer er iorsicei pa lønningerne mellem lagiærte og utaglærte, men derudover er der betydelige forskelle mellem disse grupper, f.eks. faglærte, til trods for at der er fri tilgang til næsten alle fag. Til eksempel er der i figur 1.1 vist en række gennemsnitlige timelønninger i udvalgte brancher¹.

Den ufaglærte kvindelige arbejder i den grafiske industri tjener det samme som den faglærte i træ- og møbelindustrien, og forskellene mellem faglærte og ufaglærte er større i den grafiske industri end i metalindustrien. En del af lønforskellene mellem sektorerne kan forklares med geografisk placering, men både jern- og metalindustrien og den grafiske industri er geografiske spredt, så geografien forklarer ikke alt.

Denne inter-industry-lønspredning er også emnet i Hplmlund & Zetterberg (1989), som analyserer arbejdsmarkederne i fem lande, Norge, Finland, Vesttyskland, USA og Sverige. De finder for det første vedvarende lønforskelle mellem de analyserede 28 sektorer og for det andet ligheder i lønstrukturen på tværs af landene. Sammenlignes lønspredningen i USA, Sverige og Danmark som vist i tabel 1.1. ses det. at den danske lønspredning er lidt større end den svenske, men langt mindre end den amerikanske.

---

En tak til Nina Smith, Peder J. Pedersen, Erik Strøjer-Madsen, Torben M. Andersen, Niels Westergård-Nielsen og andre deltagere i Arbejdsmarkedsworkshoppen på Handelshøjskolen og i Arbejdsmarkedsseminaret i Århus jan. 1990. Undersøgelsen er finansieret af Statens Samfundsvidenskabelige Forskningsråd.

1. Sektor og branche anvendes i det efterfølgende som synonymer.

Dette kunne tale for, at det er lykkedes for fagforeningerne at udjævne lønforskellene
mellem sektorerne.

Det er interessant, at lønspredningen er reduceret, samtidig med at beskæftigelsen er
steget i nogle sektorer og faldet i andre. Dette er illustreret i figur 1.2. De enkelte sektorers
betydning for den totale beskæftigelse i 1966 er vist i tabel 1.2.

Man kunne forvente, at sektorer med stagnerende beskæftigelse som f.eks. nydelsesmiddelindustrienville
have stagnerende lønninger, men dette er ikke nødvendigvis tilfældet,som

fældet,somdet ses ved sammenligning af figur 1.2 og figur 1.3, hvor sektorernes relative
lønninger er vist.

Det er ikke muligt ud fra figur 1.2 og 1.3 at aflæse en entydig sammenhæng mellem
lønninger og beskæftigelse.

Formålet med den efterfølgende analyse er at afdække, hvilke faktorer der påvirker lønninger og beskæftigelse i de enkelte sektorer. Som forklarende variable anvendes faktor- og færdigvarepriser, størrelsen af kapitalapparatet, arbejdsløshed og kapacitetsudnyttelsesgrader. Der er hentet inspiration fra lignende empiriske analyser af dansk industri², hvor der er anvendt tilsvarende forklarende variable for hele industrien. Til forskel herfra anvendes i nærværende analyse kun sektorspecifikke variable.

I afsnit to fremlægges det teoretiske grundlag for analysen og det grundlæggende estimationsudtryk. I tredje afsnit beskrives og analyseres data, og den estimerede model udledes. Estimationerne af beskæftigelses- og lønligninger gennemgås i afsnit fire og fem, mens konklusion og forslag til fremtidige analyser findes i sjette afsnit.

2. Gennemgang af modellen

Det teoretiske grundlag for den anvendte model ligger i tråd med makromodeller for
arbejdsmarkedet fra såvel Danmark3 som England4 og hovedformålet er at afdække forhold,
som påvirker løn og beskæftigelse.

Det er valgt at opstille en teoretisk model, som umiddelbart kan operationaliseres til
en estimerbar model. De forventede fortegn søges udledt på baggrund af den teoretiske

Arbejdernes interesser varetages af en sektorspecifik fagforening, hvis nytte (Vt)
afhænger af reallønnen (W/P) og beskæftigelsen (N') i sektor / samt alternativet til
beskæftigelse, arbejdsløshed (U') med den reale understøttelse (B/P).

(2.1)

Fagforeningen optimerer arbejdernes forventede nytte V' idet arbejdere beskæftiget i forrige periode tillægges fuld vægt, mens øvrige arbejdere, dvs. arbejdsløse og arbejdere netop indtrådt på arbejdsmarkedet, tillægges værdien 0 < y < 1. Beskæftigede tillægges nytten V og arbejdsløse nytten V', hvor V*> V.

Virksomhedernes nytte (Vv') afhænger af profitten (Tl'), der findes som forskellen
mellem produktprisen (Q')5 og faktoromkostningerne for råvarer M' og arbejdskraft
W.

(2.2)

---

2. F.eks. Andersen & Risager 1988, Jørgensen m.fl. 1989.

3. Andersen & Risager 1988.

4. Nickell & Andrews 1983, Andrews & Nickell 1986.

5. Produktprisen og færdigvareprisen anvendes i det efterfølgende som synonymer.

Kapitalapparatet K' antages at være givet på kort sigt, hvorfor profitten IT findes ved
salgsprisen gange produktionsfunktionen^' fratrukket faktoromkostningerne.

(2.3)

Denne ligning 2.3 kan omformuleres til ligning 2.4, hvoraf det fremgår, at det er
faktorpriserne set i relation til produktprisen samt produktprisen set i forhold til
nettoprisen, som er afgørende for virksomhedens realprofit.

(2.4)

Lønnen bestemmes i forhandlinger mellem fagforeningen og arbejdsgiverne i sektoren,
hvorefter arbejdsgiverne fastlægger beskæftigelsen i en såkaldt »right to manage«
model, jf. Nickell & Andrews (1983). Derved fremkommer Nash-løsningen i ligning

(2.5)

For p = 0 er denne model identisk med monopolmodellen, hvor fagforeningen fastsætter
lønnen for given arbejdsefterspørgselskurve.

Nash-problemet er i ligning 2.6 formuleret på logaritmisk form, hvilket er illustreret
ved, at små bogstaver angiver logaritmen til talserien, mens store bogstaver angiver
absolutte tal.

(2.6)

(2.7)

(2.8)

(2.9)

a angiver andelen af beskæftigede (N), som afgår fra arbejdsstyrken (L), f.eks.
bliver pensioneret.

Første ordens betingelsen af ligning 2.5 mht. lønnen er

(2.10)

Efter en række simple beregninger findes endvidere følgende resultater.

(2.11)

(2.12)

(2.13)

En reduceret form af denne model kan operationaliseres som vist nedenfor. En række
nøglevariable, f.eks. løn, overføres direkte.

Beskæftigelsen (NJ bestemmes af sektorens virksomheder, hvorfor der her indgår følgende variable i estimationen: produktlønnen W'/Q' (-), råvarepriserne i forhold til produktprisen M'/Q'(-), kapitalapparatets størrelse K' (+/-), kapacitetsudnyttelsen CP(+). Det forventede fortegn på koefficienten er angivet i parentes.

Beskæftigelsen omfatter såvel arbejdere som funktionærer. Derved undgås problemerne ved ændringer i ansættelsesstatus alene som følge af ændring i ansættelsesmåde og uden ændringer i arbejdsfunktionen. Derimod tager denne indgangsvinkel ikke højde for ændringer i forholdet mellem antallet af arbejdere og funktionærer ved givne arbejdsfunktioner.

(2.14)

Som vist i ligning 2.4 vil faktorprisstigninger relativt til produktprisen alt andet lige forringe profittabiliteten af produktionen og derved formindske arbejdskraftefterspørgslen.Ved en uændret teknik vil en forøgelse af kapitalapparatet forøge beskæftigelsen,men realkapital kan tillige være et substitut for arbejdskraft, hvorfor fortegnet er usikkert. Man må tillige være opmærksom på, at kapitalinvesteringerne overen rsrækkegennemgår teknologisk udvikling, som ikke nødvendigvis afspejles i priserne på kapitalgoder. Derved er det muligt, at faktorpriser kan stige, uden at det påvirker rentabilitet og beskæftigelse. Kapacitetsvariablen angiver udnyttelsen af kapitalapparate

tet6 og skal indfange effekten af, at uudnyttet kapacitet til en vis grad kan substituere
arbejdskraft, mens kapacitetsproblemer kan afhjælpes gennem øget ansættelse af
arbejdere.

Faktorer, som indgår i bestemmelsen af beskæftigelsen, må tillige forventes at indgå
som en del af de eksogene variable i bestemmelsen af lønnen, da lønnen fastsættes ved
forhandlinger mellem arbejdsgiverne og fagforeningen.

I lønestimationen anvendes reallønnen og ikke den nominelle løn i sektoren som venstreside-variable. Denne restriktion testes. Restriktionen indebærer, at fagforeningen antages at have rationelle forventninger om prisudviklingen, eller at der sker en automatisk indeksering aflønninger. Frem til 1982 indgik den automatiske dyrtidsregulering således i hovedorganisationernes overenskomster.

Følgende variable med det forventede fortegn i parentes indgår i lønestimationen: råvarepriserne i forhold til nettopriserne M'/P (-), produktprisen i forhold til nettopriserne Q'/P (+), størrelsen af kapitalapparatet K' (+/-), kapacitetsudnyttelsen CP_i (+), forrige års beskæftigelse A?, (t /-) og arbejdsløsheden i sektoren U' (-). I beskæftigelsesligningen mugai W/Q Kspékiiwi Af/Q, hvilket her er splittet op i W/Q — W/P:Q/P, Af/Q Af/P:Q/P. Produktprisen i forhold til nettopriserne kan også fortolkes som delingen af faktorudbyttet, hvor en forøgelse af Q/P vil forøge restindkomsterne for givne råvarepriser og kapitalomkostninger, hvorfor en forøgelse af Q/P skulle give mulighed for fagforeningen for at forøge arbejdernes aflønning. Modsat vil stigende reale råvarepriser reducere virksomhedernes profitabilitet og derved deres villighed til at forøge reallønnen. For kapitalapparatet og kapacitetsudnyttelsen gælder samme argumentation som anført under beskæftigelsen. En stigende beskæftigelse i forrige periode må antages at forøge fagforeningens muligheder for at forhandle sig frem til højere lønninger, men omvendt kan en stigende løn, jf. insider-outsiderteorien, også være et resultat af, at en gruppe af arbejdere, som er sikre på beskæftigelse, presser lønnen i vejret og derved forringer beskæftigelsesmulighederne for andre arbejdere. Dette kan vende fortegnet på den laggede

Det kan diskuteres, om det er rimeligt at medtage arbejdsløsheden UJ, da arbejdsløsheden findes som forskellen mellem arbejdsstyrken og beskæftigelsen, hvorfor den må betegnes som endogen variabel. I den efterfølgende ligning er det på trods heraf valgt at medtage den aktuelle arbejdsløshedsprocent i estimationcn som proxy for fagforeningens

(2.15)

---

6. Se Andersen & Overgård 1988.

Den egentlige estimation og udvælgelse af periodelængde og variable har dog i høj
grad beroet på mulighederne for at fremskaffe data, jf. følgende afsnit.

3. Datamaterialet og den estimerede model

Hovedparten af data er hentet fra ADAMs databank⁷, der er udarbejdet på grundlag af talmateriale fra Danmarks Statistik. Løntallene er beregnet på nationalregnskabets tal for sektorernes udgifter til løn incl. indirekte omkostninger som uddannelsesbidrag, elevrefusion m.m. Derfor indgår indirekte arbejdsgiverafgifter ikke som en variabel i estimationerne. Beregningerne af de »nye« nationalregnskabstal går tilbage til 1966, hvorfor det ikke har været muligt at føre lønserierne længere tilbage. Sammenlignes stigningerne i lønningerne i denne statistik og i Dansk Arbejdsgiverforenings statistik på brancheniveau, finder man, at der er en rimelig overensstemmelse.

Serierne for sektorernes kapitalapparat er hentet fra Lars Otto (1987), der bygger på
det endelige nationalregnskab, hvorfor der kun foreligger tal frem til 1984. Estimationsperioden
er derfor på forhånd fastsat til 1966-84.

En af de meget svært operationaliserbare variable er arbejdsløsheden i en sektor eller mere korrekt, hvor mange arbejdsløse der søger arbejde i en given sektor og derved kunne tænkes at udøve et nedadgående lønpres. Som proxy er valgt arbejdsløsheden i en given A-kasse, som har mange medlemmer i arbejde i den pågældende branche.

In tegrationsorden

De forskellige talserier er blevet undersøgt for integrationsorden i henhold til Engle & Granger (1987). Samtlige serier er blevet testet vha. et Dickey-Fuller test og et udvidet Dickey-Fuller test med et lag. Testene er blevet udført med og uden såvel trend, konstant og begge dele.

Det vil føre for vidt at gengive resultaterne, men kun kapacitetsvariablen kan med
rimelighed antages at være en 7(0) variabel. De øvrige serier er integrerede af mindst første

En undersøgelse for integration af 2. orden viser tillige, at lønserierne typisk er af 2. orden, mens prisserierne for produktionsværdien og serierne for kapitalapparatet overvejende er integreret af 2. orden. Dette stemmer bl.a, med engelske og finske serier⁸. Priserne for råvarer og beskæftigelse er derimod oftest af 7(1) typen.

Konklusionen er, at tidsserierne ikke er integreret af samme orden, hvorfor der må forventes estimationsproblemer. En estimation på første differenser må anses for at være den bedst mulige. Denne metode er med begrænset succes anvendt i Bjørn (1989), mens der her anvendes en fejlkorrektionsmodel som skitseret nedenfor.

---

7. Se ADAM maj 1987 en oversigt.

8. Jf. Hall 1986ogTyrvainen 1989.

Fejlkorrektionsmodel

Antages den korrekte formulering at være en dynamisk model af typen

(3.1)

hvor Yt er den endogene variabel,^ er en vektor af eksogene variable, og et er fejlled, kan
denne omformuleres til fejlkorrektionsformen

(3.2)

Denne estimationsmodel anvender således variablene i niveau og i differencer.
Koefficienterne til niveauvariablene udtrykker langsigtseffekterne, mens koefficienterne
til differencerne er kortsigtseffekter.

De estiiiicicuc udtryk blivei aaicuci.

(3.3)

(3.4)

4. Estimation af relationerne

Estimation

Estimationsproceduren er at starte fra det generelle og reducere til det specifikke.
Under estimationen er der ikke blot lagt vægt på standardafvigelsens størrelse, men tilligeautokorrelationens
størrelse. Denne testes vha. en hjælperegression med fejlled på

venstresiden og medtagne variable plus residualerne lagget en og to gange på højresiden.

Resultaterne af estimationerne med de signifikante variable er vist i tabel 4.1 og tabel 4.2. Koefficienterne er rimeligt konstante i forhold til udgangsestimationen, hvilket angiver, at der ikke er tale om tilfældige forhold. Estimationsperioden er kort hvorfor det kan være svært at afdække den datagenererende proces og dermed at reducere udgangsligningen korrekt. Det er derfor sandsynligt, at der ville have været flere signifikante variable, hvis estimationsperioden havde været længere.

Estimation affejlkorrektionsmodelfor beskæftigelsen

Generelt må det bemærkes, at fortegnet i tabel 4.1 på den laggede endogene variabel med en enkelt undtagelse er signifikant negativt, hvorved det bekræftes, at tilpasningen til en ny ligevægt sker med forsinkelse. Error-correction-formuleringen må derfor anses for rimelig.

Derimod er det kun relativt få og forskellige variable, som er signifikante. Selvom en
del af skylden kan tillægges den korte estimationsperiode, kunne det tyde på, at den
korrekte model for den datagenererende proces ikke er ens for brancherne.

Ligningen for beskæftigelsen i nydelsesmiddelindustrien viser de forventede fortegn, bortset fra at produktlønnen på kort sigt har en positiv sammenhæng med beskæftigelsen. I ligevægt er der den forventede negative effekt. Ligeledes er langsigtseffekten af en forøgelse af kapitalapparatet negativ, hvorfor der er tale om arbejdersubstituerende kapitalapparatændringer. I fødevareindustrien er kapitalapparatændringerne derimod beskæftigelsespositive. Kapacitetsvariablen er signifikant positiv på kort sigt, og produktlønnen indvirker negativt på såvel kort som lang sigt.

Beskæftigelsesligningen for metalindustrien har kun få signifikante variable, og disse har det forventede fortegn, hvor kapitalapparatændringerne er arbejdsbesparende. Faktorpriserne har det forkerte fortegn, hvilket kan skyldes sammenspil mellem konjunkturerne, den stærkt stigende inflation i midten af7o'erne og beskæftigelsen. Beskæftigelsen i transportmiddelindustrien er i perioden kraftigt påvirket af skibsværftskrisen fra midten af 70'erne til efter estimationsperiodens slutning. Fortegnene er ikke de forventede, og resultatet er næppe en dækkende beskrivelse. Til forklaring heraf kan det for det første nævnes, at mulighederne for abejderne i branchen for at skifte til metalindustrien antagelig er gode, hvorfor løn og beskæftigelse i tranportmiddelindustrien også påvirkes af lønnen i metalindustrien. Desuden blev der i den ovennævnte periode iværksat støtteordninger for værfterne, hvorfor den frie prismekanisme kan have været sat ud af kraft.

Lønnen har ingen signifikant effekt på beskæftigelsen i den kemiske industri, hvorimodråvarepriserne,
dvs. råvarepriserne set i forhold til færdigvareprisen, jf. ligning 3.4,

har en negativ effekt. Beskæftigelsen følger derimod størrelsen af kapitalapparatet.
Kapitalapparatets størrelse har ligeledes en positiv betydning for beskæftigelsen i el, gas
& fjernvarmesektoren. Her har produktlønnen den forventede negative effekt.

I byggeleverandørbranchen har produktråvarepriserne en positiv effekt, og kapacitetsvariablen
er signifikant positiv.

De estimerede beskæftigelsessammenhænge kan således forklares, men ikke uden en
vis fleksibilitet i fortolkningerne.

Estimation af feilkorrektionsmodellen for realløn

Fejlkorrektionsmodellens forventede fortegn til den laggede endogene variabel er et
minus, hvilket er opfyldt i samtlige ligninger, som det fremgår af estimationsresultaterne
i tabel 4.2.

Nydelsesmiddelindustrien har kun få signifikante variable. Det er bemærkelsesværdigt,at
arbejdernes realløn er steget både absolut og relativt, jf. figur 1.2, samtidig med at
beskæftigelsen har været aftagende, som det fremgår af figur 1.1. En forklaring er, at

sektoren består af to væsentlige grene: tobaksindustrien og bryggerierne, som hver især er domineret af en virksomhed med stigende markedsandel og med monopollignende indflydelse på markedet. Konkurrencen fra udlandet på disse markeder er således også begrænset.

Fortegnene i ligningen for fødevareindustrien er næsten som forventet. De signifikante variable for produkt- og råvarepriserne samt arbejdsløshed er således alle i tråd med teorien, og prisvariablene genfindes tillige i beskæftigelsesestimationen, jf. tabel 4.1, mens arbejdsløsheden i reallønsligningen har afløst kapital- og kapacitetsvariablen.

Reallønstigningen for metalindustrien har signifikante variable i såvel klassen af forventede som klassen af uventede fortegn, og overensstemmelsen med beskæftigelsesligningen er rimelig god. I transportmiddelindustrien er der en nogenlunde overensstemmelse med beskæftigelsesligningen, og i betragtning af de tidligere nævnte forhold i sektoren er estimationsresultaterne ikke uventede.

Hverken produktprisen eller produktlønnen indvirker signifikant på beskæftigelsen respektiv reallønnen i den kemiske industri. Her er andre forhold gældende, f.eks. kapitalapparatstørrclscn. Det kan dog ikke siges entydigt, hvilke andre faktorer, f.eks. forskning & udvikling, der indvirker på dette delarbejdsmarked.

I el-, gas- & varmesektoren har de signifikante variable de forventede fortegn, mens overensstemmelsen med beskæftigelsesligningen er varierende. Denne sektor er selvsagt præget af offentlige, qvasioffentlige og koncessionerede selskaber, som antagelig er lønfølgende. El-, gas- & varmesektoren er desuden klart beskyttet fra al væsentlig, direkte konkurrence fra udlandet.

Bvggeleverandørerne har tilsyneladende et sammenfald af stigende produktråvarenriser. beskjpfti pelse op realløn PettP erke^d^te^nends foren OsskchGlssitUGtiori hvor kapaciteten er fuldt udnyttet. Der er desuden en rimelig sammenhæng mellem de to estimerede ligninger.

Korreiationskoetticienten athænger i høj grad at antallet af signifikante variable, men
alligevel er koefficienten for nydelsesmiddel- og transportindustriens beskæftigelsesligninger
påfaldende lavere.

Ved brug af LM-test er den kritiske værdi ved 5% 5.991, hvorved den kritiske Ʋ-værdi for hjælperegressionen er 0.40. R^-hypotesen om ingen auto-korrelation må derfor forkastes i 3 reallønsligninger. De endelige specifikationer er således ikke tilfredsstillende.

Koefficientrestriktionerne på reallønnen og produktlønnen er testet, og kun bindingen i forbindelse med reallønsligningen for metalindustrien kan forkastes, mens de øvrige restriktioner alle er langt fra at blive forkastet. Dette må siges at være meget tilfredsstillende.

5. Yderligere disaggregering af sektorerne

Et af problemerne ved den foregående estimation var afgrænsningerne i beskæftigelsen, hvor hele sektorens beskæftigede og den gennemsnitlige løn blev inddraget. Dette var begrundet i at overgangen fra arbejder til funktionær ikke nødvendigvis indebærer ændrede arbejdsopgaver. I dette afsnit vælges den modsatte synsvinkel, idet vægten netop lægges på forskellene mellem løndannelsen for funktionærer og for arbejdere, hvor sektorernes beskæftigede opdeles for at få så homogene grupper som muligt.

Der er derfor estimeret separate ligninger for arbejdere og funktionærer i 3 sektorer:

nydelsesmiddel-, nærings- og metalindustrien, hvor beskæftigelsesoplysningerne er hentet fra ADAM-databanken, mens lønningerne er beregnet på baggrund af industristatistikken.Udviklingen i såvel løn som beskæftigelse er illustreret i figur 5.1 og figur 5.2.

Det fremgår af figuren, at funktionærernes beskæftigelse er konstant eller stigende, mens arbejdernes er svingende og/eller faldende. Funktionærandelen er markant stigende i nydelsesmiddel- og metalindustrien. Dette skyldes i første tilfælde en aftagende beskæftigelse for arbejdere og i andet tilfælde stigende beskæftigelse for funktionærer.

Lønmæssigt er gennemsnittet for funktionærerne aftagende gennem perioden, hvilket fremgår af figur 5.3, hvor lønudviklingen for funktionærer og arbejdere under Dansk Arbejdsgiverforening (DA) er vist. Beregninger på disse tal viser, at funktionærerne ikke formåede at følge arbejdernes reallønsstigninger i perioden 1973-75, men at den gennemsnitlige lønudvikling i de 3 sektorer er betydeligt under stigningen i DA, hvorfor det må antages, at der er ansat flere »lavtlønnede« funktionærer.

Der synes dog at være en klarere negativ sammenhæng mellem beskæftigelse og løn
end på sektorniveau, jf. afsnit 2.

Beskæftigelses- og reallønsligningerne 3.3 og 3.4 er herefter reestimeret for alle 6
grupper. Råvare- og færdigvarepriser, kapitalapparat og kapacitet er uændret i forhold
til afsnit 4, mens arbejdsløshedsserierne er ændret9.

---

9. For arbejderne er anvendt arbejdsløshedsprocenter for følgende A-kasser: nydelsesmiddelindustri: 1/2 (bryggeriarb + tobaksarbejdere), fødevareindustri: slagtere og endelig metalindustrien: metalarbejdere. For funktionærer er anvendt A-kassen for arbejdsledere.

For at eliminere eventuelle endogenitetsproblemer i forbindelse med anvendelsen af
arbejdsløsheds variablen, er deri estimationen brugt den forrige periodes arbejdsløshed.
Bortset fra dette er metoden den samme som i afsnit 4.

Fejlkorrektionsleddet er signifikant og med korrekt fortegn i 5 ligninger, men ellers er det koefficienterne til kapitalapparatet, som er de mest signifikante. Disse har typisk negativt fortegn, hvorfor kapitalapparatanskaffelser må anses for arbejdskraftbesparende. Kapacitetsvariablen har kun ringe betydning. Produktlønnen og produktråvareprisen har i alle tilfælde det forventede fortegn, men ingen af variablene er signifikante i mere end 3 ud af 6 grupper.

Korrelationskoefficienten svinger mellem 0.24 og 0.81, men til gengæld viser testet for autokorrelation kun problemer for metalarbejdere. Ligningerne for arbejdere har lighedspunkter med ligningerne for hele sektoren i tabel 4.1, da arbejderne udgør den største gruppe.

Reallønsligningerne viser flere signifikante variable, omend det ikke er de samme variable, som er signifikante i beskæftigelsesligningen. 5 ud af 6 fejlkorrektionsled ei signifikante, mens kapitalapparatstørrelsen og kapacitetsudnyttelsen ikke synes at spille nogen rolle for reallønnen, hvilket er på linie med resultaterne i forrige afsnit. Derimoder råvarepriserne og produktpriserne signifikante i hovedparten af ligningerne og med en enkelt undtagelse med de rigtige fortegn. Arbejdsløsheden er signifikant for nærings- og nydelsesmiddelarbejdere, men ikke for nogen af funktionærerne. De signifikante koefficienter til beskæftigelsesvariablene antyder insider-lønfastsættelse

hos de samme grupper, mens metalarbejderne har et positivt fortegn, der må forventes for en nyttefunktion med både beskæftigelse og realløn som argumenter. Ligningen" for funktionærer i metalindustrien er den svageste og med tegn på autokorrelation, men ellers er korrelationen rimelig, og der synes kun at være autokorrelation for arbejdere i næringsindustrien.

I forhold til estimationen på hele sektorer i forrige afsnit er der flere signifikante variable, og fortegnene er bedre i overensstemmelse med den teoretiske grundmodel. Det fremgår også, at de afdækkede sammenhænge ikke er ens for arbejdere og funktionærer, hvorfor adskillelsen af de to grupper har givet nyet informationer. Det er dog klart at det stadig er et problem, at funktionærergruppen ændrer karakter gennem perioden. Korrelationskoefficienterne for funktionærer er lavere for alle reallønsligninger og 2 af beskæftigelsesligningerne.

Ingen af koefficientbindingerne kan forkastes ved et LR-test. Dette må anses for at
være en kvalitetsforbedring i forhold til forrige test af koefficientrestriktionerne.

6. Konklusion

Det specielle ved denne analyse er, at den er foretaget på brancheniveau og at de medtagne
variable alle er sektorspecifikke. Dette gælder tillige for kapitalapparatet, hvor der
er anvendt talserier, som er beregnet på grundlag af nationalregnskabet.

Det antages ligeledes, at løndannelsen sker på sektorarbejdsmarkeder og ikke på makroniveau. Hvorvidt denne antagelse er korrekt, har analysen ikke kunnet afgøre. Det bekræftes dog, at der på sektorniveau er store forskelle på de signifikante variable mellem sektorerne. Hverken realråvarepriser eller råvareprisen i forhold til færdigvareprisen synes at have en væsentlig indflydelse på reallønnen respektive beskæftigelsen. Produktlønnen har i nogle sektorer en negativ effekt på beskæftigelsen, ligesom den reale produktpris påvirker reallønnen i enkelte sektorer.

Kapacitetsvariablens bidrag til estimationerne er begrænset, til trods for at den findes på sektorniveau. Dette kan skyldes Wharton-metodens simple beregningsformel. Kapitalapparatets størrelse har tilsyneladende større betydning for beskæftigelsen end for reallønnen.

Arbejdsløsheden indgår signifikant i halvdelen af sektorerne, og i samtlige tilfælde påvises en realløns-Phillips-kurve. Korttidseffekten af arbejdsløshed på reallønnen er tillige den mest ensartede og gennemgående eksogene variabel. Effekten på lang sigt er mere tvivlsom.

Ligningerne for fødevareindustrien følger et langt stykke det teoretiske grundlag og de
forventede fortegn, mens de øvrige ligninger på den ene eller anden måde adskiller sig
herfra.

Opdeles de beskæftigede i arbejdere og funktionærer konstateres det for de 3 undersøgte sektorer, at løndannelsen for arbejdere og for funktionærer er forskellig. De estimerede resultater er mere i overensstemmelse med den teoretiske model, hvor især ligningerne for arbejdere er bedre end for den samlede gruppe. Det er råvare- og produktpriserne, som er mere signifikante i reallønsligningen, mens kapitalapparatets størrelse synes at påvirke beskæftigelsen. For arbejderne i nærings- og nydelsesmiddelindustrien er der tegn på insider-lønfastsættelse og samtidig en realløns-Phillipskurve.

To af de sektorspecifikke faktorer, som har været nævnt undervejs, er monopolgraden i en sektor og graden af konkurrence fra udlandet. Monopolgradens betydning ligger i virksomhedens eller virksomhedernes afhængighed af f.eks. at omkostningsminimere eller profitmaksimere. Hvis virksomheden er underlagt en monopollov, som tillader overvæltning af omkostningsstigninger, er der ikke det samme incitament til at være løntilbageholdende, som hvis flere jævnbyrdige virksomheder konkurrerer.

Konkurrencen fra udlandet er et andet moment, der kan indgå i løndannelsen.
Fagforeninger i beskyttede sektorer vil alt andet lige have bedre muligheder for at tilkæmpesig

kæmpesiglønforhøjelser, hvis arbejdsgiverne ikke er truet af udenlandsk konkurrence.
Det er iøjnefaldende, at de tre »højstlønnede« sektorer, jf. figur 1.2, er beskyttede10.

Et tredje element i løndannelsen, som det kunne have været interessant at undersøge, er, om det er muligt at forklare en del af lønudviklingen med en interaktionseffekt mellem brancherne som anført i f.eks. Gylfason & Lindbeck (1984). Dette kan være i form af misundelseseffekter, hvor lønstigning i en branche omgående medfører krav om lignende forhøjelser i andre brancher, uanset om der er produktionsmæssig dækning herfor, eller i form af afledet arbejdskraftefterspørgsel. Problemet ved dette element er dets operationalisering, idet det er vanskeligt at bedømme muligheden for og retningen af spil-over effekter.

Der tindes således teoretiske forklaringer på, hvorfor en model kan anvendes med succes i én sektor og kun give begrænset information om en anden sektor. Konklusionen er derfor, at dykker man ned under den aggregerede overflade, er sammenhængene ikke ens i alle sektorer, hvorfor løsninger i makroøkonomiske problemer kan have forskellige skelligeeliekter i de enkelte sektuiei.

Delarbejdsmarkederne er i mange henseender vidt lorsKenige. hnuviuere kan <iei hentes yderligere informationer ved at identificere homogene grupper på arbejdsmarkedet Det kunne således være interessant at dvkke videre ned i undergrupper og undersøge løndannelsen for eksempelvis ufaglærte, faglærte, lavere funktionærer og højere funktionærer.

---

10. En sektor defineres her som beskyttet, hvis import+eksport overstiger 50% af sektorens omsætning. Inddelingen er hentet fra Bjørn 1988.

Litteratur

Andersen, T. & Overgård, P. 1988. Demand and Capacity constraints on Danish Employment, Memo 1988-18 Økonomisk Institut, Århus Universitet.

Andersen, T. & Risager, O. 1988. Wage formation
in Denmark. I Calmfors, L. (red.) Wage Formation
in the Nordic Countries. London.

Andrews, M. & Nickell, S. 1986. A disaggregated
disequilibrium model of the labour market.
Oxford Economic Papers 1986. 386-402.

Bjørn, N.H. 1988. Endogen løndannelse i en lille
åben økonomi. Upubliceret opgave ved rhus

Bjørn, N.H. 1989. Beskæftigelse og lønninger i danske industrisektorer 1966-1984. Upubliceret arbejdspapir ved Handelshøjskolen i Århus.

Eagel, R.F. & Granger, C.W. 1987. Co-integration

and error correction: Representation, estimation
and testing. Econometrica, vol 55.

Hall, S.G. 1986. An application of the Granger & Engle Two-step Estimation procedure to United Kingdom Aggregate Wage Data. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, vol 48.

Jørgensen, C. m.fl. 1989. Estimation af en fejlkorrektions-model for lønudviklingen i dansk industri. Upubliceret opgave ved Århus Universitet.

Otto, Lars. 1987. Konstruktion af erhvervstordelte
kapitaldata for Danmark. Nationaløkonomisk
Tidsskrift.

Nickel!, SJ & AnHrpw« M 198^ Unions real
wages and employment in Britain 1951-79.
Oxford Economic Papers.

Tyrvainen. T. 1989. Unions, wages and employment
in Finland. Bank of Finland Discussion
Paper 17/89.