Resumé

SUMMARY: This paper attempts to verify the validity of the efficiency-wage theory in Danish wage determination: Following the idea ofKrueger & Summers (1988) alternative of permanent interindustrial wage differences are rejected, leaving the efficiency wage theory as the main explanation. A direct test of the shirking model (a specification of the efficiency-wage hypothesis) is then conducted following a theoretical by Lazear (1981). This test also confirms the validity of the efficiency wage theory for Denmark.

1. Indledning

Diskussionen mellem keynesianere og klassisk inspirerede økonomer har været heftig, arbejdsmarkedet angår - specielt om hvorvidt arbejdsløshed er selvforskyldt eller ej. Ufrivillig arbejdsløshed er i de senere år blandt andet forsøgt underbygget udfra såkaldte efficiency-wage hypotese, som i tilknytning til arbejdsløshedsproblematikken søger at forklare den mulige tilstedeværelse af hele løn-fordelinger, lønstivhed duale arbejdsmarkeder.

Nærværende artikel søger at afklare efficiency-wage hypotesens relevans i Danmark. I afsnit 2 redegøres for efficency-wage teorien. Herefter testes hypotesen ud fra to forskellige I afsnit 3 testes for generelle efficiency-wage tendenser på det danske arbejdsmarked. I afsnit 4 ses specifikt på én variant af hypotesen kendt under navnet skulkemodellen. I afsnit 5 opsummeres resultaterne, der stærkt underbygger efficiency-wage

2. Efficient løn hypotesen

Efficiency-wage hypotesen er i sin grundform »ikke andet« end et postulat om sammenhængen

Arbejdstagerens arbejdsintensitet (e), og dermed den egentlige arbejdsindsats, er en

---

Dette papir er et sammendrag af en større rapport udarbejdet ved Center for Arbejdsmarkedsøkonomi, Økonomisk Institut, Århus Universitet. Vi takker Peter Jensen, Forrest Nelson og Nina Smith for råd og vejledning.

voksende funktion af den modtagne løn. Efficiens dækker her over den højere enhed, hvori arbejdsgivers og arbejdstagers interesser forenes; aflønning over markedslønnen mod en større indsats, anses af begge parter for fordelagtig. Begrundelserne har samlet sig under følgende fire hovedargumenter:

Sociologisk argumentation: Denne udlægning af efficiency-wage hypotesen har
basis i lønnen som direkte motivationsfaktor. Udbetaling af løn over markedsløn øger
arbejdstagernes loyalitet og dermed produktivitet.

Selvselektion: Antages det, at arbejdstageres værdi på arbejdsmarkedet afhænger af evner, og at reservationslønnen er positivt korreleret med evnerne, vil de virksomheder, der tilbyder de højeste lønninger, tiltrække den bedst kvalificerede arbejdskraft. Teorien som konsekvens, at heterogene virksomheder fastsætter forskellige lønniveauer, og derved observeres lønspredninger i stedet for én markedsløn.

Jobskifteomkostninger: Der er omkostninger forbundet med nyansættelser. Idet det antages, at de ansattes opsigelsessandsynlighed er en faldende funktion af lønnen, opstår et trade-off. Det kan da være profitabelt at udbetale løn over markedslønnen, idet sparede jobskifte- og oplæringsomkostninger vil udligne denne ekstra lønsum.

Skulketeorien: Skulketeorien har sin rod i antagelserne om, at virksomhedens medarbejdere (arbejde betragtes som et onde), og at virksomheden ikke er i stand til at overvåge sine ansatte 100%. For at modvirke skulkning giver virksomheden særlig høj løn og fyrer de af dens ansatte, der gribes i at skulke. De ansatte reagerer på den efficiente løn ved at nedsætte deres skulkeri. Alternativomkostninger forbundet med fyring er store, idet jobmulighederne udenfor virksomheden er ensbetydende med lavere løn.

De nævnte indfaldsvinkler til efficiency-wage hypotesen hviler som nævnt alle på
det fælles grundlag, e'(w)>o. Fælles for fremstillingerne er, at lønnen er med til at bestemme
og ikke omvendt, som klassisk mikroteori ellers foreskriver.

Det fælles grundlag medfører også, at det i empiriske undersøgelser er meget svært
at skelne hvilket af argumenterne, der gør sig gældende, medmindre der opstilles en
teoretisk hypotese, som er i stand til at skelne.

3. Generelt test

Vi antager, at der mellem brancher er forskel i teknologi og dermed også i jobskifteog Disse forskelle vil kombineret med systematisk variation selvselektion og sociologisk løndannelse medføre, at medarbejdere med ens karakteristika fa en løn, der afhænger af, hvilken branche de er ansat i. Nærværende afsnit en delvis implementering af en metode anvendt på amerikanske data af Krueger & Summers (1988). Metoden har dannet basis for tilsvarende undersøgelser i Sverige (Arai (1990)) og Tyskland (Fels & Gundlach (1990)).

Data bygger på skatte- og ATP-baserede registeroplysninger for perioden 1980-198 ¹. Stikprøven er begrænset til 20 til 67 årige lønmodtagere, der ikke er ansat i offentlig primær sektor. Antallet af udvalgte observationer er cirka 3000 pr. år, som fordeler sig på 16 brancher. Vi regresserer ved hjælp af OLS ligningen:

hvor Wt er gennemsnitlig timeløn, Xt en vektor af kontrolvariable og Dt en vektor af
branchedummies2.

Koefficienterne normaliseres med et beskæftigelsesvægtet gennemsnit, hvorved
lønpræmierne, fra at være den procentvise afvigelse 3 fra den udeladte branches lønniveau,
en afvigelse fra hele stikprøvens beskæftigelsesvægtede gennemsnitsløn4.

Koefficientestimaterne på industridummyvariablene for årene 1980 og 1986 (ældste
og nyeste tal) er vist i tabel 1:

For både 1980 og 1986 ses, at den største lønpræmie opnås i den grafiske industri. En gennemsnitlig arbejder i denne industri får en løn, der ligger næsten 15% over den gennemsnitlige løn i samtlige industrier, mens en ansat i detailhandlen må forventes at modtage en løn, hvor »lønstraffen« er 9% i forhold til gennemsnittet.

En forklaring på lønpræmien i den grafiske industri kan være, at fagforbundene i denne industri er specielt forhandlingsstærke. Vi har ikke korrigeret for dette, da vi kun regresserer på en generel fagforeningsdummy. Yderligere opdeling var af datamæssige årsager ikke mulig.

Hvis fagforeningers forhandlingsstyrke kan bidrage til at forklare interindustrielle lønforskelle, er det ikke nødvendigvis på bekostning af efficiency-wage teorien. Virksomheder visse brancher er formentlig mere tilbøjelige til at give efter for lønpres, da omkostningerne forbundet med eventuelle strejker, slow-down protester og andre forstyrrelser produktionen er særlig høje i disse industrier. Dette kan opfattes som varianter jobskifte- og skulkeargumenterne.

»Lønstraffen« ved at være ansat i detailhandlen kan skyldes, at de ansatte kompenseresvia

---

1. Regressioner for 1985 er ikke gennemført som følge af inkonsistens i datamateriale.

2. Vi har som kontrolvariable: uddannelseslængde, alder, syv stillingsgruppedummies, ægteskabelig status, køn, to børnedummies, bopælsstatus, fagforeningsstatus, samt fem interaktionsled. I øvrigt regresseres på et konstantled samt 15 branchedummies. En branchedummy er udeladt pga. singularitet.

3. Tilnærmelsesvist, da; e/»* p + 1

4. Den udeladte (k'te) branche's koefficientestimat bliver den negative af den vægtede sum over de k-1 andre brancher. Den k'te koefficient er således en funktion af de øvrige koefficienter, hvorfor varianser på denne ikke længere er deterministisk lig nul. Ved normaliseringen falder vores varianser 25% til 40%, og kovarianserne op til 10 gange. Dette viser klart sammenhængen mellem estimaterne. For beregningsmæssige henvises til Fomby m.fl. (1984).

seresviafrynsegoder, eller at lønnen simpelthen er blevet konkurreret langt ned, da det
er let og relativt omkostningsfrit for virksomhederne i detailhandlen at erstatte ansatte
(fravær af jobskifteomkostninger).

Standardafvigelsen falder med 3,3%, når industridummyvariablene tilføjes regressionen 1986. Til sammenligning falder standardafvigelsen med 8,3%, når kønsdummien mens det tilsvarende fald ved fagforeningsdummien, stillingsgruppevariablen uddannelseslængde er henholdsvis 0,1% , 4,2% og 2,7%. Resultaterne viser, at kønsfaktoren har væsentlig større betydning i forklaring af lønforskelle end branchetilhørsforhold.

Kortsigtet immobilitet

Hvorvidt kortsigtet immobilitet kan forklare interindustrielle lønforskelle, ses af tabel Korrelationen mellem lønpræmievektorerne er meget høj, hvilket betyder at lønstrukturen konstant over perioden. Betragtes den længst mulige periode, 1980 til 1986, fås således en korrelation på 0,86.

Det er rimeligt at afvise kortsigtet immobilitet som årsag til eksistens af lønforskelle,
kort sigt accepteres som værende mindre end syv år.

Lønspredningen for den vægtede, justerede standardafvigelses på lønpræmievektoren
hele perioden er mellem 5,9% og 8,3%. Dette underbygger ovenstående argument
imod kortsigtsimmobilitet.

Kompenserende lønforskelle

En oplagt forklaring på de rapporterede lønpræmier er kompensation for divergerendearbejdsvilkår som påvirker lønmodtagernes disnytte ved arbejdet. Et simpelt test for dette udføres ved at sammenligne branchernes aflønning af deres »white-collar«- og »blue-collar« ansatte. Da den til arbejdet hørende disnytte antages ens for funktionærer over brancherne, vil teorien om kompenserende lønforskelle forudsige ens aflønning over brancherne, ceteris paribus. En eksisterende lønspredning for »white-collar« ansattevil indikere, at efficiency-wage argumentet har betydning. En høj korrelation mellem de to lønmodtagertypers lønpræmievektorer betyder, at interindustrielle lønforskelleikke

---

5. Standardafvigelsen skal justeres, da estimationen overvurderer den sande standardafvigelse. Da den sande korrektion ikke kan findes, bruges en approksimation herfor. Den består af gennemsnittet af koefficientvarianserne gennemsnittet af kovarianserne på fejlene. Disse gennemsnit tjener som approksimationer forventet fejl. Den korrigerede standardafvigelse bliver: / k of k kGtO= WASD = V var(oi, &2,....,9 k) -Z —+I I T i=l k /=1 M k2k² Standardafvigelsen uden korrektion vil således klart være overvurderet. Omvendt, hvis der ikke korrigeres for kovarianser på fejlleddene.

skelleikkekan forklares ud fra kompensationsteorien, men snarere ud fra en idé om
branchespecifikke lønpolitikker, f.eks. efficiency-wage teorien.

Korrelationskoefficienten mellem de 2 lønpræmieskøn er på 0.55 (ssh. for korrelationen
lig 0 er 2,8%). Vi accepterer efficiency-wagw teorien som en mere relevant
forklaring end kompensationsteorien6.

Aldersbetingede lønpræmier

Virksomheder kan være tvunget til at betale højere løn til ældre arbejdere som følge af virksomhedsspecifik human capital. Modsat kan argumenteres for lønpræmier i andre aldersgrupper. En skæv aldersfordeling mellem brancherne forklarer således dele af de interindustrielle lønforskelle. Korrelationen mellem lønpræmievektorerne for aldersgrupper i intervallerne; 20-34 år, 35-49 år og 50-67 år er mellem 0.64 og 0.83. Dette er en afvisning af, at aldersfaktoren kan forklare de interindustrielle lønforskelle.

Uobserveret heterogenitet/selvselektion

I henhold til økonometrisk teori ved vi, at OLS og GLS giver inkonsistente og »skæve«
på parametrene af interesse, såfremt der er tale om problemer af selvselektionstypen.

I forbindelse med denne undersøgelse kunne denne selselektionsproblematik opstå ved, at specifikke typer af agenter koncentrerer sig i bestemte brancher. Derved ville visse brancher være kendetegnet ved systematisk over- og henholdsvis underpræmiering en følge af den uobserverede heterogenitet.

Vi gennemfører regressioner, hvor der medtages flere og flere human capital variable.Vi at ikke-observerbare human capital variable som evner og motivation ikke har større betydning for løndannelsen end de målelige: alder, uddannelse og anciennitetm.m. kan vi indirekte teste for uobserverbar heterogenitet. Testet gennemføresfor

---

6. Dette er i overensstemmelse med Arai (1990), der for Sverige finder efficiency-wage tendenser i den private sektor og kompenserende lønforskelle for den offentlige sektor.

nemføresfor1980, idet anciennitetsvariablen ikke forefindes for 1986. Den mest reduceredemodel ekstremt korreleret (0,98%) med niveauregressionen, ligesom standardafvigelsenpå er næsten ens, hvorfor vi konkluderer, at selvselektionikke et problem. Relevansen af dette test skal ses i forhold til den strenge, svært testbare antagelse ovenfor.

»Fixed-effect« estimation

Vi gennemfører:

hvor m er antal forklarende variable, herunder branchedummies. I traditionel »flxed«effekt vil * indikere individgennemsnit. Den anvendte metode er egentlig en 1. differensestimation, det vil sige at * her er lig t-\. Metoden eliminerer tidsinvariante forklarende variable og dermed også individspecifikke elementer.

Eftersom vi er interesserede i at fa information om den lønpræmie, der er forbundet med at skifte branche, renser vi stikprøven for individer, der ikke skifter branche. Endvidere regressionen under den relativt strenge antagelse, at branche-tilkommerne fra brancher med den gennemsnitlige lønpræmie, dvs. 07.

Pga. datainkonsistens i 1985 udelades 1985 og 1986. Vi tilbagediskonterer herefter
alle observationer til 1980-niveau og pooler data.

Generelt viser fixed effect analysen, at der er væsentlige lønpræmier i visse brancher;
tabel 3.

Dette er et stærkt resultat, idet vi ved, at fixed effect resultatet er robust overfor uobserveret
med mindre heterogeniteten varierer over tid. Dette er usandsynligt,
der kun er tale om et-årige perioder.

Derfor kan vi i tråd med dette resultat ikke forklare tilstedeværelsen af lønpræmier
ved uobserverede forhold, såsom evner og motivation.

Sammenligning med andres resultater

Vi har i tabel 4 sammenlignet resultaterne med Krueger & Summers (1988) for
USA og Arai (1990) for Sverige. Sammenligningen af disse koefficientskøn skal naturligvis
med et vist forbehold, da der er forskelle i:

(i) stikprøve, (stikprøvens størrelse, hvilket år stikprøven er udvalgt for, samt hvilke
udvælgelseskriterier der er anvendt),

---

7. Det ville være at foretrække at kontrollere for både »til- og fraflytning«. Dette ville dog kvadrere antallet af branchedummies. Et observationsantal på cirka 800 giver os ikke mulighed for 225 branchedummies.

(ii) hvilke brancher der er medtaget, samt
(iii) graden af kontrol for produktivitetsforskelle.

Vi konkluderer, at der er korrelation mellem lønstrukturen i Danmark og Sverige, mens korrelationen mellem den danske og amerikanske lønstruktur er væsentlig mindre. konklusion er i overensstemmelse med den kendsgerning, at de skandinaviske ligner hinanden meget. Sammenligningen viser endvidere en større lønspredning i USA end i Danmark og Sverige, hvilket må ses i lyset af et skandinavisk om solidarisk lønpolitik.

4. Skulkemetoden

Et mere specifikt test af den efficiente lønstruktur er opstillet af Lazear (1981). Han argumenterer for, at en lønudvikling, der over tid afviger fra den tilsvarende produktivitetsudvikling, er et udtryk for sammenbrud af den sædvanlige profitmaksimeringside. kan det således være efficient at aflønne arbejderen under værdien af dennes marginalprodukt først i ansættelsesforløbet og over sidst i forløbet. Den stigende påvirker produktiviteten, da incitamentet til skulkning reduceres. Den stigende lønprofil implicerer desuden, at virksomhedens incitament til utidig fyring øges, da den på et fastlagt tidspunkt skal aflønne over marginalproduktets værdi.

En stigende lønprofil over tid er imidlertid også kendt fra human capital teorierne.
Forskellen er, at ifølge human capital teorien vil lønnen til ethvert tidspunkt afspejle
værdien af arbejderens marginalproduktivitet.

Den optimale lønprofil må findes som et »trade off« mellem arbejderens skulketilbøjelighed
virksomhedens fyringsincitament.

Vigtigt for virksomheden er, om utidig fyring har konsekvenser for virksomheden. Risikoen for utidig fyring er således en funktion af omkostningerne forbundet med troværdighedstabet. antager, at arbejderen ikke til hver en tid kan være sikker på, at kunne få arbejde til en løn svarende til værdien af hans marginalprodukt. Modellen er derfor forenelig med ufrivillig arbejdsløshed.

Ved antagelse om fuldkommen konkurrence maksimerer den repræsentative virksomhedarbejderens
En vigtig betingelse er, at den indgåede kontraktmellem

traktmellemvirksomhed og arbejder har en optimal længde. Et kontraktmæssigt pensionstidspunkter da efficiency-wage teorien har separeret løn og produktivitetog forvredet arbejdsudbudsbeslutningerneß. Løsningen til optimeringsproblemeter stigende lønprofil. Vi har ikke antagelser/betingelser nok til entydigt at fastlægge lønprofilens hældning - kun sige, at den er stigende og har en stejlere hældning end »spot«-marginalproduktiviteten, der antages flad.

Arbejderen opnår større livsindkomst, da incitamentet til skulkning er fjernet og
hans gennemsnitlige produktivitet dermed forøget væsentligt.

I ovenstående figur illustreres den forventede sammenhæng mellem nutidsværdi af
løn (P) og kontraktmæssig lønstigningstakt (S).

Først stiger P med S, når et maksimum og falder. I det stigende interval dominerer skulkeeffekten. Højere lønstigningstakt vil øge omkostningerne .ved fyring og derved mindske skulkningen. Incitamentet til fyring stiger imidlertid, hvilket mindsker P. Således er utidig fyring dominerende i det faldende interval. Er arbejderen risikoneutral tidsindifferent, vil virksomheden maksimere arbejderens nytte ved at tilbyde lønprofilen, der giver P-max. Risikoaversion eller en positiv tidspræference vil medføre, arbejderen foretrækker lønprofiler til venstre for P-max. Løsninger til højre for P-max kan vises at være inferiøre.

---

8. Der er skrevet utallige artikler om dette optimale pensionstidspunkt. Da det ikke er vort primære formål at belyse dette emne, vil vi her kun nævne relevansen af dette. Se for eksempel Lazear (1979).

Metode

Da også human capital teorien argumenterer for en stigende lønprofil, må der findes en metode til separation af de to teorier. Løsningen er lønprofilen for de selvstændige. En selvstændig har intet incitament til at skulke, hvorfor human capital argumenter alene forklare deres lønstigning. Ved at gruppere data indenfor hver branche på lønmodtagere selvstændige, bestemmes P og S for hver gruppe. Regresseres P på S fåes en approksimation til den relevante del af kurven i figur 1 for begge grupper. Den gennemgåede model forudsiger en markant forskel i hældningen, hvis efficiency-wages sig gældende.

Formelt estimeres følgende lønfunktioner:

hvor Wj er timelønnen. De fundne koefficienter anvendes, til at beregne et udtryk for
den forventede livsindkomst, P, for lønmodtagere og selvstændige i alle brancher
(MODEL 1):

hvor det antages, at levetiden på arbejdsmarkedet er 46 år i alle brancher, samt at der er
1780 arbejdstimer på et år. Den til livsindkomsten hørende lønstigningstakt (MODEL
1) findes som:

idet uddannelseslængde er tidsinvariant.

Da koefficienten til erfaring kvadreret i flere regressioner er signifikant, estimeres
endvidere følgende (MODEL 2):

hvorved livsindkomsten (MODEL 2) bestemmes som:

og lønstigningstakten (MODEL 2) ved:

hvor leddet (2ERFt-\) i begge udtryk erstattes af den gennemsnitlige værdi for hhv.
lønmodtagere og selvstændige over brancherne.

Begge modeller er således »second best« løsninger, men da vi er afhængig af et tidsinvariant er vi nødsaget til at bruge disse approksimationer. Hvis den sande model kun er svagt kurvet i det betragtede interval, vil en linearisering give en rimelig approksimation.

Da ca. halvdelen af brancherne »lider« af heteroskedasticitet, udfører vi også weighted
squares på begge modeller. Vi gennemfører således fire forskellige regressioner
hver type i hver branche.

For lønmodtagere opsplitter vi yderligere på mænd og kvinder. Vi har ikke observationer hos de selvstændige til at gøre det samme. Vi har udvalgt 21 brancher for lønmodtager-mænd, 20 for lønmodtager-kvinder og 10 for selvstændige. Begrænsningerne udelukkende et krav om et rimeligt observationsantal for hver regression.

Derefter regresserer vi lønfunktioner for de 9 brancher, som er sammenfaldende for lønmodtagere og selvstændige. Konklusionerne med fa og mange brancher er enslydende troværdiggør regressionerne på baggrund af de (lidt for) fa brancher. Sluttelig fjernes outliers.

Vi regresserer ved hjælp af OLS, P-værdierne på S-værdierne for de selvstændige
samt for lønmodtager-mænd og -kvinder. Forskelle mellem disse estimater kan under
de restriktive antagelser tilskrives efficiency-wage teorien.

En høj erhvervsaktivitet sikres ved kun at medtage personer med mindst 35 timer om ugen i 30 uger. Dette giver et krav på mindst 1050 timer om året. For selvstændige er vi tvunget til at antage, at beskæftigede timer overstiger vore krav. Erfaring er for lønmodtagere beregnet udfra ATP-oplysninger. Disse ATP-oplysninger findes ikke for selvstændige. Her bruger vi i stedet for Mincer's metode: alder minus uddannelseslængde 79.7⁹.

Brancherne er udelukkende valgt ud fra antal observationer. Dette sker under hensyntagen
estimationen af selvstændiges løn. De første regressioner gav os et finger-

---

9. Mincer trækker 6 år fra. Når vi bruger 7, er det naturligvis for at tilpasse til danske forhold.

peg om, at et observationsantal på cirka 35 eller derover er nødvendigt for at få troværdige
lo

Resultater

Resultaterne fra de første ØLS-regressioner viste at udeladelse af ERF² ikke ndredevæsentligt koefficienterne til uddannelseslængde og konstantled, hvilket forsvareren approksimation (MODEL 1) i det interval, hvor vi har observationer. MODEL 2 blev gennemført som beskrevet ovenfor. Ved sammenligning af resultaterne

---

10. Da vi bruger poolede data for årene 1980-1986, er der flere observationer, der stammer fra den samme person. Derfor er der reelt i nogle brancher kun få personer. Vi har lavet plots for at checke residualerne for systematisk variation, afhængigt af antal gange individerne optrådte i regressionen. Systematisk variation

for henholdsvis mange og fa brancher fandt vi ingen markante forskelle. Dette tages
som udtryk for, at regressionerne på de få (9) brancher er forsvarlige til brug ved sammenligningmellem

Nutidsværdier

Vi fandt, at selvstændiges tilbagediskonterede livsindkomst generelt er mindre end
lønmodtager-mænds men større end lønmodtager-kvinders.

For selvstændige ved WLS-MODEL 2 blev resultaterne meget urealistiske. Der var
her helt tydeligt tale om en misspecifikation for nogle af brancherne i variansestimationen.
problem gør sig ikke gældende i andre regressioner.

Konklusionen om gruppernes indbyrdes løn holder altså stadig. For begge estimationsmetoder
at selvstændige har større lønspredning end lønmodtagere, og at
kvinderne generelt har den mindste lønspredning.

Det er værd at bemærke - specielt for lønmodtagere, at der fåes meget ens resultater,
hvad enten der bruges OLS, WLS, MODEL 1 eller MODEL 2. Der kan næsten krydssammenlignes
metoderne og modellerne) i alle lønmodtagerbrancher.

Mændenes stigningstakter er forholdsvis stabile mellem 1,00 og 1,01, mens kvinderne mellem 0,99 og 1,025. De selvstændiges svinger helt fra 0,97 til 1,025 (WLS - MODEL 2 udeladt). Det er altså ikke hældningskoefficienterne, der alene bestemmer mændenes høje nutidsværdier, men også mændenes længere uddannelser og større erfaring, koefficienterne hertil.

Ser vi på plotsll af P mod S, er det svært at sige noget entydigt.

Efter fjernelse af outlier12 for lønmodtager-mænd samt for selvstændige kan en
positiv trend spores hos begge lønmodtagergrupper. De selvstændiges observationer
ligger til gengæld mere vandret, hvis de ikke ligefrem har en negativ hældning.

Regresserer vi P-værdierne på S-værdierne, fremtræder de nævnte tendenser langt
tydeligere.

For de selvstændige finder vi, at koefficienten til S for alle regressionerne er insignifikante For begge lønmodtagergrupper opnår vi det modsatte resultat, nemlig koefficienterne er signifikant positive. For samtlige modeller bliver mænds koefficientskøn S større (stejlere) end kvinders.

Forklaringsgraden i vores estimationer er ikke bedre end normalt i denne type af regressioner undtagen for kvindernes MODEL 1, der har meget høj forklaringsgrad (0.60 og 0.72). Det ses også klart, at selvom der er forskel mellem kvinder og mænd, er disse forskelle generelt ikke signifikante. Hvis vi udelukkende ser på de 8 brancher, hvor der er sammenfald, viser det samme mønster mellem grupperne sig. Der er svag tendens til, at mændenes koefficienter falder, så de to lønmodtagergrupper bliver sværere skelne. Koefficienterne ved kvinder MODEL 1 er de eneste, der beholder deres signifikans. Her stiger forklaringsgraden endda til små 90%.

Under de sædvanlige strenge antagelser om homogenitet grupperne imellem, kan denne forskel mellem lønmodtagere og selvstændige tilskrives efficiency-wage teorien. Det skal nævnes, at vi for lønmodtager-kvinder ikke bruger den korrekte referencegruppe, tværtimod antager at selvstændige kvinder ligner deres mandlige kolleger.

5. Konklusion

Vi har afvist alternative forklaringsmuligheder såsom uobserveret heterogenitet og
kortsigtet immobilitet til forklaring af interindustrielle lønforskelle.

Herefter står efficiency-wage teorien tilbage som en plausibel og mulig forklaring.

En ukritisk vurdering af resultatet fra skulkemodellen ville være en übetinget accept

---

11. Her er kun vist for WLS, model 1. Plots for resten af modellerne viser samme tendens.

12. Dette er Undervisning, sundhed m.m., der bl.a. indeholder tandlæger. Tandlæger betragtes i øvrigt også som outliers i Krueger & Summers (1988)!

af skulkeargumentet og dermed efficiency-wage teorien. Det forudsætter imidlertid, at vi accepterer, at de selvstændiges indkomstfastsættelse er tilnærmelsesvis korrekt. Da de selvstændiges indkomstopgørelse er af essentiel betydning, må vi naturligvis stille høje krav til datasættets troværdighed. En database, som den her foreliggende, er ikke konstrueret og dermed ikke direkte egnet til en analyse af denne type. Survey-data vil helt klart være at foretrække, idet ikke bare indkomstopgørelsen, men også opgørelser af baggrundsvariable kan registreres. Hermed kunne vi have undgået forudsætningerne om for eksempel fuldtidsbeskæftigelse. På den anden side skal der ske en stor systematiskforskydning de selvstændiges profil for at ændre resultaternes kvalitative udsagn.

Litteratur

Albæk, Karsten & Erik Strøjer Madsen. 1990.
Sectoral Wage Differentials in Denmark.
Handout, November.

Arai, Mahmood. 1990. Industry Wages Differentials Efficiency Wages: A Study of the Industry Wage Structure in Sweden; Swedish Institute for Social Research. Working Paper, Stockholm, August.

Barth, Erling & Mastekaasa. 1990. Compensating The Effects of Working on Wage Differentials in Norway. Handout, November.

Fels, J. & Gundlach. 1990. More Evidence on The Puzzle of Interindustry Wage Differentials: Case of West Germany. Weitwirtschaftliches

Fomby, T, R. Hill & E. Johnson. 1984. Advanced
Methods. Berlin.

Krueger, Alan B. & Lawrence Summers. 1988
Efficiency Wages And The Inter-industry
Wage Structure; Econometrica, March.

Lazear, Edward P. 1981. Agency, Earnings Profiles; Productivity and Hours Restrictions: American Economic Review, September.

Lazear, Edward P. 1979. Why is there Mandatory
Journal of Political Economy,

Lazear, Edward P. & Robert L. Moore. 1984.
Incentives, Productivity and Labor Contracts.
Journal of Economics. May.

Smith, Nina. 1988. Analyse af longitudinale data - Fixed effekt og Random effektmodeller. Institut for Statskundskab, Aarhus Universitet, april.