Resumé

SUMMARY: In this paper we first discuss the concept of a "wage curve " and its relation to standard supply and demand analysis. Second, we follow the tradition of Blanch/lower and Oswald (1994) and estimate some wage curves for Denmark on cross section data for 1994. Our wage data contains the wages for a number of different locations and categories labour as reported directly by firms. We do find the elasticity of the 1994 wage curve for Denmark to have the expected negative sign. But in contrast to the results of studies for many other countries, the elasticity is significantly below -0.1, suggesting less wage flexibility on the Danish labour market in comparison with these other countries.

1. Indledning

Begrebet lønkurve er for alvor slået igennem i den økonomiske debat, såvel teoretisk
empirisk. Nedenfor vil vi diskutere begrebet lønkurve samt præsentere nogle
estimationer af lønkurver for Danmark.

En lønkurve angiver en sammenhæng mellem realløn og ledighed; en sammenhæng
som formodes at være negativ. Kausaliteten går fra graden af ledighed og til lønniveauet;
ledighed betyder høj løn og omvendt.

En lønkurve er ikke en Phillipskurve: For det første er Phillipskurven en sammenhæng lønændring og ledighedsmveaw, mens lønkurven som nævnt er en sammenhæng lønniveau og ledighedsmveaw. For det andet beskriver Phillipskurven kortsigtet uligevcegtssammmhæng (i moderne fortolkning), mens en lønkurve angiver kombinationer afløn og ledighed, som er forenelige med ligevægt i lønfastsættelsen, ligevægt på arbejdsmarkedet. Der er altså ingen uoverensstemmelse mellem og Phillipskurve; de hverken udelukker eller forudsætter hinanden.

Ofte er løn- og Phillipskurver estimeret på makroplan. Vi vil imidlertid følge Blanchflower og Oswald (1994) og bruge »lokale« arbejdsmarkeder som observationer. »lokal« menes del arbejdsmarked. Afgrænsningen af delarbejdsmarkeder kan ske efter forskellige kriterier; arbejdssted, uddannelse, branche, erfaring, eller hvad der nu med rimelighed kan anses for at afgrænse et delarbejdsmarked. I dette papir vil vore observationer være løn og ledighed for forskellige lokaliteter (amt).

---

Vi vil gerne takke Claus Thustrup Hansen og en anonym referee for mange gode kommentarer og forslag til forbedringer af et tidligere udkast.

Vi vil også estimere separate lønkurver for tre uddannelsesniveauer - igen med geografiske som vores observationer. Ligeledes vil vi inddrage betydningen en lang række karakteristika, så som uddannelse, arbejdsfunktion, erfaring, i vores generelle estimation.

Men hvorfor er det interessant at estimere lønkurver? Den vigtigste grund er, at identifikation af de relevante lønkurver er af afgørende betydning for de fleste diskussioner økonomisk politik. Effekterne af økonomisk politik afhænger altid af, hvad man antager om arbejdsmarkedet, dets institutioner og trægheden i reallønstilpasning. Dvs. i virkeligheden afhænger effekterne af, hvilke antagelser man gør om lønkurven.

I sektion 2 opholder vi os lidt ved baggrunden for lønkurven; i sektion 3 præsenterer kort nogle af de teorier, som kan forklare lønkurven. I sektion 4 præsenterer vi estimationerne, og i sektion 5 diskuterer vi forskellige fortolkninger af lønkurven. Sektion 6 konkluderer.

2. Baggrund

Det har længe været erkendt, at standard udbuds-efterspørgselsanalyse ikke er dækkende, varen er arbejdskraft. Arbejdsmarkederne i de fleste OECD-lande »clearer« end ikke på langt sigt tyder det på, at økonomierne bevæger sig i retning af punktet D på figur 1 (a) (skæringen mellem arbejdskraftsefterspørgsel og arbejdsudbud). er det ofte udbuds-efterspørgselsrammen, der anvendes, når diverse aspekter af arbejdsmarkedet skal analyseres, f.eks. uddannelse, understøttelse eller skatters betydning for løn og beskæftigelse.

Den vigtigste grund til, at udbuds-efterspørgselsanalyse er utilstrækkelig, er selvfølgelig, ufrivillig arbejdsløshed ikke eksisterer i denne model. Over de sidste 10-15 år er der da også opstået en ny generation af arbejdsmarkedsteorier, som har erstattet den traditionelle udbudskurve med en aggregeret lønkurve: Shapiro og Stiglitz (1984), Oswald (1986), Layard og Nickell (1986)), Layard, Nickell og Jackman (1991), Phelps (1994), og tidligere bidrag af Phelps, samt mange andre. Særligt bemærkelsesværdigt er det, at disse vidt forskellige teorier om ufrivillig ledighed alle leder frem til en lønkurve. forudsætter, at alle arbejdere er medlem af en fagforening (f.eks. Layard og Nickell (1986)). Andre forudsætter, at der slet ingen fagforeninger er; i stedet er arbejdsmarkedet i den forstand, at virksomhederne har styrke til suverænt at bestemme lønningerne (f.eks. Shapiro og Stiglitz (1984)). Alligevel leder alle teorierne til en lønkurve. Dette betyder, at den samme teori gælder for vidt forskellige forhold og dermed for vidt forskellige lande og sektorer, hvilket er en betydelig styrke.

Som nævnt beskriver lønkurven forskellige kombinationer af realløn og ledighed,
som er forenelige med ligevægt i lønfastsættelsen på arbejdsmarkedet. Vi kan imidlertidfint
lønkurven sammen med det traditionelle udbuds-efterspørgselskryds.

Dette er gjort i figur 1 (a); lønkurven (//-kurven) ligger til venstre for og er fladere end udbudskurven (ss-kurven). Til en given løn angiver afstanden mellem løn- og udbudskurvenden ledighed. Når lønkurven er fladere end udbudskurven, afspejler det, at lav (høj) ledighed og høj (lav) løn hører sammen. Ved at kombinere lønkurven med en traditionel udbuds-efterspørgselsbeskrivelse, får vi en (partiel) ligevægtsmodeltil af både beskæftigelse og ufrivillig ledighed. Beskæftigelsen er givetved B, dvs. beskæftigelsen er afstanden AB, mens ledigheden så er afstandenBC.

Inden for en partiel ligevægtsramme angiver otø-kurven i figur 1 (a) blot arbejdskraftsefterspørgslen funktion af virksomhedens eller delmarkedets produkt-realløn, alle andre priser holdes konstante. I en generel ligevægtsramme bliver ddkurven en priskurve (jf. pp-kurven i figur 1 (b)), der angiver kombinationer af beskæftigelsesgrader pris-omkostningsforhold, dvs. reallønninger, som er forenelige med ligevægt på varemarkedet. I den forstand er det stadig en slags »efterspørgsel«, men den vil typisk være fladere end den partielle efterspørgselskurve. Dette skyldes den afledede indkomsteffekt som pris- og lønændringer har, og som ignoreres af den partielle analyse, men ikke af den generelle.¹

---

1. Arbcjdskraftsefterspørgsclskurven for en repræsentativ virksomhed må formodes at være stejlere, når analysen er partiel, end når en hel økonomi betragtes. Det skyldes, at et fald i en virksomheds produktrealløn i første omgang ledsages af højere beskæftigelse, og højere beskæftigelse i alle virksomheder betyder høje- Note I fortsat: rc indkomst, hvilket igen betyder højere efterspørgsel efter virksomhedens produkter. Dette betyder, at den partielle arbejdskraftsefterspørgselskurve rykker mod nord-øst, hvilket muliggør en stigning i produktreallønnen. samlede effekt, i generel ligevægt, bliver altså et mindre fald i produktreallønnen for en given stigning i beskæftigelsen; derfor er pnskun.cn pp, Hadere end den partielle efterspørgselskurve dd. hhv. i figur og \(h).

Men vigtigst, inden for en generel ligevægtsmodel angiver skæringen mellem prisog den langsigtede, eller mellemlangsigtede, ligevægt. Standard efterspørgselspolitik, kun har effekt på kort sigt, flytter derfor ikke priskurven. En varig effekt efterspørgselssiden i denne model fordrer, at virksomhederne ændrer prisadfærd under indtryk af ændrede konkurrencevilkår på varemarkederne, 0.1., eller der er positiv hysteresis i løndannelsen.

Denne nye ramme er, i modsætning til standard udbuds-efterspørgselsrammen, i god overensstemmelse med den måde, hvorpå arbejdsmarkedet historisk har udviklet sig. Både hvad trend og konjunkturbevægelser angår: For det første er modellen forenelig eksistens af ufrivillig arbejdsløshed. For det andet er den forenelig med det faktum, at reallønnen kun fluktuerer lidt over konjunkturerne, skønt den langsigtede udbudskurve er meget stejl (de fleste finder en meget lav udbudselasticitet med hensyn løn, se f.eks. Pedersen og Smith (1995), og andre). Når arbejdsudbudet er relativt m.h.t. løn, vil man inden for standardrammen forvente, at lønningerne bevæger sig meget blot beskæftigelsen bevæger sig lidt. Tilføjer vi en lønkurve til standardrammen, som i figur 1 (a), bliver det nemmere at forklare, at lønningerne svinger mindre, og beskæftigelsen mere, over konjunkturerne.

Den teoretiske nyorientering er i de senere år blevet fulgt op af en del empirisk arbejde, med bogen The Wage Curve fra 1994 af David Blanchflower og Andrew Oswald. Her udføres og diskuteres estimationer af lønkurver for 12 så forskellige lande USA, Japan, Norge og Østrig. De delarbejdsmarkeder, som udgør observationerne er typisk geografisk region, men også nogle gange branche. Det overraskende resultat er, at der i alle lande eksisterer lønkurver, og at de er stabile over tid. Ydermere kan det sjældent afvises, at lønkurve-elasticiteten er -0.1, dvs. at en fordobling ledigheden forventes at blive fulgt af en lønnedgang på 10%.

Det helt afgørende for disse konklusioner er, at Blanchflower og Oswald (1994) har brugt mikrodata, og det er en særlig pointe ved deres arbejde, at det sandsynliggøres, at makrotal for ledigheden er et dårligt mål for den for løndannelsen relevante ledighed. der betyder noget for løndannelsen, er ledigheden »lokalt«.

3. Lønkurven og teorierne

Som nævnt kan lønkurven udledes under vidt forskellige institutionelle antagelser
og er derfor et resultat af såvel fagforeningsmodeller som af »efficiency-wage« modeller.Arbejdsløsheden
disse teorier er ufrivillig set fra en arbejdsløs lønmodtagers

---

1. Arbcjdskraftsefterspørgsclskurven for en repræsentativ virksomhed må formodes at være stejlere, når analysen er partiel, end når en hel økonomi betragtes. Det skyldes, at et fald i en virksomheds produktrealløn i første omgang ledsages af højere beskæftigelse, og højere beskæftigelse i alle virksomheder betyder høje- Note I fortsat: rc indkomst, hvilket igen betyder højere efterspørgsel efter virksomhedens produkter. Dette betyder, at den partielle arbejdskraftsefterspørgselskurve rykker mod nord-øst, hvilket muliggør en stigning i produktreallønnen. samlede effekt, i generel ligevægt, bliver altså et mindre fald i produktreallønnen for en given stigning i beskæftigelsen; derfor er pnskun.cn pp, Hadere end den partielle efterspørgselskurve dd. hhv. i figur og \(h).

synsvinkel. Herudover har teorierne det afgørende tilfælles, at de alle som et vigtigt element i løndannelsen har en sammenhæng mellem (produkt-) realløn, W, og forventetalternativ A. Alternativet til at være beskæftiget i den virksomhed eller industri, som betragtes, er enten et job andetsteds eller arbejdsløshed:

Lad sandsynligheden for arbejdsløshed være en strengt voksende funktion, <p, af ledighedsgraden, lad ydermere den forventede løn ved alternativ beskæftigelse være W^e, og arbejdsløshedsunderstøttelsen være B. Løndannelsen kan så repræsenteres ved (1) og (2), hvor lønnen er en funktion af såvel den forventede alternative indkomst, som af andre variable symboliseret ved X.

(1)

(2)

Vælger vi tilpas simple funktionsformer kan (1) og (2) reduceres til:

og i symmetrisk ligevægt med fuld forudseenhed, hvor alle betaler den samme løn,
dvs. hvor We = W, fås så:

(3)

Tager vi udgangspunkt i kompensationsgraden b = B/W, frem for i dagpengeniveauet,
(3) omskrives til:

(4)

Relationerne (3) og (4) er lønkurver: Høj ledighed hører sammen med lav løn og vice Skal modellen lukkes, skal (3) eller (4) kombineres med en relation, der bestemmer som funktion af produktreallønnen. Men til vores formål lønkurven tilstrækkelig. Relation (3) siger, at lønnen er lig med understøttelsen plus et tillæg, som er en funktion af variabierne i Kog ledighedsgraden. Så lønnen kan ikke (i statiske modeller) være lavere end understøttelsen; hvor meget lønnen er over B, afhænger af X\ forhold til ledigheden. Variabierne i Xkan være konkurrenceforholdene output-markedet, kapitalintensiteten, informationsstrukturerne, fagforeningernes karakteristika ved arbejdsstyrken, osv.

Såvel fagforeningsmodeller som efficiency-wage modeller kan lede frem til (1). Er
grundlaget en fagforeningsmodel, er A lønmodtagernes trusselspunkt i lønforhandlingerne,mens

gerne,mensvariabierne i X bestemmer, hvor højt lønnen presses op over A. Jo lavere
arbejdsløsheden er, jo højere er den forventede alternative indkomst A, jo større er
truslen, og jo højere bliver den aftalte løn.

Er grundlaget for (1) en efficiency-wage model, så er A det absolut laveste, virksomheden betale og stadig holde på lønmodtageren og få vedkommende til at arbejde Og W-A er lønmodtagerens forventede tab i tilfælde affyring. Variabierne X bestemmer så, hvor meget højere end A virksomheden skal sætte lønnen for at få lønmodtageren til at arbejde optimalt. Så igen, jo lavere arbejdsløsheden er, jo mindre en beskæftiget lønmodtagers tab ved at blive fyret; jo større er derfor tilskyndelsen at reducere arbejdsindsatsen, og jo højere en løn er virksomheden nødt til at betale netop at få lønmodtageren til at arbejde optimalt.

4. Empirisk analyse

Strategi

Strategien er at estimere en lønkurve som angivet i relationen (3) og (4). I denne omgang vil vi blot estimere lønkurver for alle almindelige lønmodtagere under ét samt for nogle bredt definerede uddannelsesgrupper. Vi vil alene estimere på cross-section data for et enkelt år - 1994 - og kan derfor af gode grunde ikke sige, om den fundne sammenhæng mellem ledighed og lønniveau er stabil over tid. Det er endvidere klart, at estimationsresultaterne nedenfor alene kan betragtes som et første forsøg på at identificere lønkurver, når datagrundlaget kun er et enkelt år. Se cvt. Card (1995) for en generel og god gennemgang af problemerne med at estimere lønkurver.

Vi vil estimere følgende log-lineære form:

(5)

Relation (5) kan udledes ved at tage logaritmen til enten (3) eller (4). Er udgangspunktet fås relation (5) ved at antage, at alle har samme dagpengeniveau.² Er udgangspunktet stedet lønkurven, som den er repræsenteret i (4), fås relation (5) under den antagelse, at kompensationsgraden er ens fordelt i alle amter. I så fald er det nemlig meget, om man har In (\-h) med på højre side eller ej, da vore ledighedstal er amternes ledighed. Bemærk, at dagpengene alene påvirker lønniveauet og ikke elasticiteten ³

---

2. Mere end 90 pet. af lønmodtagerne pa I)A- havde i 1994 sa huj en lun. at de var berettiget til ru^este i tilfælde af arbejdsloshed (h\ is de \ar forsikrede), jf. Dansk .Arbejdsgiverforening ( 1995). Nar (næsten) alle saledes far hojeste dagpengesats, og vi kun kigizer pa et ar. ændrer// sig ikke fra observation observation, og B kan derfor antages at indgå i konstantledet.

3. Ses umiddelbart, nar (5) udlede.- af (4).

Vores hypotese er, at der til hvert delmarked, dvs. for hver arbejdskraftskategori, defineret fra geografi, branche, uddannelse, erfaring, osv., svarer en priskurve (efterspørgselskurve), at lønkurven er den samme, når vi holder arbejdskraftskategorien og varierer arbejdsstedet. Cross-section variationen (den geografiske) identificerer en lønkurve. Ved at introducere dummier for de forskellige arbejdskraftskategorier vi, at lønkurverne for de forskellige kategorier af arbejdskraft har hvert sit niveau, men samme elasticitet. For nogle overordnede uddannelsesniveauer vi, om elasticiteterne faktisk er de samme.

Mange af de variable man traditionelt vil medtage på højresiden, udover ledigheden, vi har givet sig udslag i placeringen af kurverne, dvs. i konstantledet. Så de eneste X-variable, vi inkluderer, er dummier for individuelle karakteristika ved arbejdskraften.

Data

Datagrundlaget er individdata fra DA's StrukturStatistik 1994, der indeholder oplysninger
hver enkelt lønmodtagers timefortjeneste i året 1994. Data leveres til
Danmarks Statistik og indgår således også i Danmarks Statistiks strukturstatistik.

I estimationerne her indgår kun såkaldte almindelige lønmodtagere, dvs. at elever, unge, ledere samt medarbejdere med særligt ansvar ikke indgår. Det anvendte lønbegreb fortjeneste ekskl. genetillæg pr. præsteret arbejdstime, der er det bedste lønbegreb at sammenligne lønnen for sammenligneligt arbejde. Det skyldes, at alle løndele f.eks. pension samt løn under ferie og sygefravær er talt med. Genetillæg er udeladt, da arbejde med »gener« (f.eks. særligt smudsigt arbejde) ikke er sammenligneligt arbejde uden gener.

Et væsentligt kritikpunkt i Card (1995) er, at lønoplysningerne er for ringe i flere af de empiriske undersøgelser i Blanchflower og Oswald (1994). Ofte er der tale om rslønninger ikke timelønninger. Cards pointe er, at der er en automatisk negativ sammenhæng arbejdsløshed og årlig arbejdstid og dermed også mellem arbejdsløshed årsløn. Lønoplysningerne i DA's lønstatistik er i den forbindelse af meget god kvalitet, idet lønnen måles pr. præsteret time.

Vi har, jf. appendiks, medtaget følgende »X-variable« i estimationerne: Erhvervserfaring fratrukket alder ved afslutning af uddannelse), kvadratet på erhvervserfaring, (dummy), hovedstad (dummy), uddannelsesniveau (5 dummies for 6 niveauer), (6 dummies for 7 hovedarbejdsfunktioner) samt branche (13 dummies for 14 delbrancher). Personer med manglende værdi af en eller flere af disse variable er udeladt af estimationerne hvilket lader ca. 200.000 almindelige lønmodtagere

Delarbejdsmarkederne er i estimationerne geografisk bestemt således, at hvert amt
udgør et delarbejdsmarked - dog er Københavns kommune og Frederiksberg kommunebehandlet

nebehandletsom ét delarbejdsmarked. Amternes arbejdsløshedsprocent er beregnet
af Danmarks Statistik.

Resultater

Den første række i tabel 1 viser, at elasticiteten er estimeret til -0,02, svarende til, at en fordobling af amtets ledighed reducerer amtets lønniveau med 2 pct. Det kan umiddelbart at elasticiteten er -0,1, hvilket man typisk ikke kan i Blanchflower og Oswald (1994). Det fremgår samtidigt, at den regionale ledighed har signifikant betydning lønniveauet, jf. /-værdien.

Men signifikansen af den regionale ledighed overvurderes ifølge Card (1995) i en mikroestimation af denne type. Forklaringen er, at lønmodtagere i samme amt kan have tilfælles, som er af betydning for lønniveauet, og som ikke kan henføres til deres A'-variable eller den regionale ledighed. Denne uforklarede »samvariation« inden amterne reducerer variansestimatet på estimatoren for parameteren til amternes Lavere variansestimat giver højere /-værdi. Ifølge Card (1995) overvurderes omtrent med en faktor 2. Derfor bliver konklusionen lidt forsigtig: er tilsyneladende en signifikant negativ sammenhæng mellem regional ledighed regionalt lønniveau. Det kan mere klart konkluderes, at elasticiteten er signifikant fra -0,1.

Den negative sammenhæng mellem regional ledighed og lønniveau er som nævnt et ligevægtsfænomen. De fleste vil nok mene, at ledigheden med et landsgennemsnit på 12,1 pct. i 1994 var højere end sit ligevægtsniveau, dvs. at en del af ledigheden alene kunne henføres til de økonomiske konjunkturer. Det var desuden karakteristisk i 1994, at det økonomiske opsving var geografisk skævt fordelt, idet ledigheden faldt hurtigst i dele af Jylland. Det er derfor en mulighed, at disse jyske amter lå tættere på deres ligevægtsledighed de øvrige amter. Endelig kan orlovsordninger og overgangsydelse påvirket ledighedsudviklingen forskelligt i forskellige amter.

Alt i alt kan 1994 siges at være et særligt år. Der er derfor en risiko for, at estimatet
for elasticiteten i første række af tabel 1 bliver skævt, uden at det på forhånd er til at sige
hvilken retning, det er skævt.

Det er karakteristisk, at nogle amter permanent har højere ledighed end andre. For eksempel havde Nordjyllands, Fyns, Vestsjællands og Storstrøms amter alle en ledighed landsgennemsnittet i hele perioden 1980-94. Omvendt havde Frederiksborg, Roskilde og Københavns amter alle en ledighed under landsgennemsnittet i hele denne periode. Dette mere end antyder, at f.eks. Nordjyllands amt har en højere ligevægtsledighed end f.eks. Roskilde amt.

Et meget enkelt forsøg på at måle forskellene i amternes ligevægtsledighed kunne
være for hvert amt at regressere amtets ledighedsprocent som en lineær funktion af
landets ledighedsprocent. Dette er gjort over den 15-årige periode 1980-94, og det visersig

sersigf.eks., at ledighedsprocenten i Nordjyllands amt i denne periode gennemsnitligt har kunnet beregnes som landets ledighedsprocent multipliceret med 1,1 og tillagt 2,0 procentpoint. For 1994 kan således beregnes en ledighed på 15,4 pct. sammenlignet med den faktiske på 15,0 pct. Resultaterne for de øvrige amter er vist i Appendiks 2.

Disse beregnede ledighedsprocenter er ikke et mål for amternes ligevægtsledighed. Der er alene korrigeret for, at amterne kan være forskellige steder i et konjunkturforløb. at der er korrigeret for, at det økonomiske opsving kom tidligst til Jylland. Der er ikke korrigeret for de generelle konjunkturer. Amternes ligevægtsledighed kan ikke beregnes med den skitserede metode uden kendskab til hele landets ligevægtsledighed. denne diskussion skal ikke tages her.

Forskellene amterne imellem for så vidt angår disse beregnede ledighedsprocenter vil altså ikke være påvirket af, at nogle amter i 1994 rent faktisk er nærmere deres ligevægtsledighed andre amter. I den anden række i tabel 1 er amternes faktiske ledighed erstattet af den beregnede ledighed - ellers er regressionerne identiske. Der er nu mindre risiko for, at estimatet er skævt. Men resultatet skal naturligvis fortsat tages det forbehold, at datagrundlaget kun er et enkelt år. Det fremgår, at elasticiteten numerisk større (fra -0,0212 til -0,0360).

I den nederste del af tabel 1 er der estimeret en lønkurve for hver af 3 forskellige uddannelsesniveauer.Det (igen) amternes faktiske ledighed for alle uddannelsesniveauerunder der indgår som forklarende variabel. Det ville være mere relevant at anvende den amtsvise arbejdsløshedsprocent for hvert uddannelsesniveau for sig. Men disse procenter er ikke beregnet af Danmarks Statistik, og vi har ikke gjort forsøg på selv at danne dem. Et forsøg på at anvende A-kassernes ledighedsprocenter vil være for upræcist. Så hellere anvende den aggregerede ledighed og erkende, at vi i mangel af bedre blot undersøger betydningen af den aggregerede ledighed. Hvis forholdet

mellem uddannelsesniveauernes ledighedsprocentcr er nogenlunde ensartet i alle amter
hvilket synes plausibelt - vil de interessante elasticiteter desuden med rimelighed
kunne estimeres med den anvendte metode.

Det fremgår af tabel 1, at lønkurverne for de tre uddannelseskategorier har nogenlunde hældning. Det er dog tvivlsomt, om sammenhængen mellem amternes ledigheds- og lønniveau er signifikant for de videregående uddannelser, jf. kritikken fra Card (1995) nævnt ovenfor. Ved anvendelse af den beregnede ledighed som forklarende bliver elasticiteterne igen numerisk større og mere signifikante.

Uddannelsesniveau og lønkurvens placering

I estimationen, hvor vi brugte faktisk ledighed, var inkluderet en række dummier jf. Appendiks 1. For mange af dummierne er det ikke oplagt, hvad man skal forvente, dvs. hvilket fortegn og størrelse koeficienten til dummien må forventes af have. Med hensyn til uddannelsesniveau vil man dog klart forvente, at høj løn følger højt uddannelsesniveau fastholdt ledighed. Det er også resultatet, endda meget klart. En positiv parallelforskyder lønkurven opefter, og som det fremgår af tabel 2, er lønkurverne som forventet: jo højere uddannelse, jo højere løn kan man opnå foret givet ledighedsniveau.

Tabel 2 læses som følger: 1 sammenligning med en person uden kompetencegivende erhvervsrettet uddannelse, tjener en person med kort videregående uddannelse 14 pct. mere, og en person med lang videregående uddannelse tjener 30 pct. mere. når der er kontrolleret for betydningen af en lang række andre faktorer så som erfaring, arbejdsfunktion, osv.

Uddannelsesdummierne kan også betragtes som human capital estimationer. Det
skal i den .sammenhæng bemærkes, at vore resultater afviger noget fra resultaterne i
Asplund rn.il. (1996). som baserer sig på tal for det samlede danske arbejdsmarked.

Asplund m.fl. (1996) finder et relativt lille afkast af erhvervsuddannelse (2 pct), men til gengæld et relativt højere afkast af akademisk uddannelse (48 pct.). Til gengæld bekræftervores jf. tabel 2, at det marginale afkast af uddannelse er stigende i Danmark, og ikke konstant, som nærmest er tilfældet i Norge og Sverige, se igen Asplundm.fl.

5. Påvirkes ledigheden (alligevel) ikke af arbejdsmarkedets indretning?

En af hovedkonklusionerne fra Blanchflower og Oswalds (1994) bog er, at det typisk kan afvises, at lønelasticiteten m.h.t. ledighed er -0,1, lige meget hvor i verden, faggrupper, eller hvilke regioner man betragter. En konklusion som selvfølgelig ændres, fordi vi for ét land og for ét år har fået noget andet.

Blanchflower og Oswalds bog rejser stadig følgende spørgsmål. Er arbejdsmarkedets uden betydning for ledigheden? Et bekræftende svar på dette spørgsmål unægtelig vende op og ned på de sidste 10-15 års økonomiske arbejdsmarkedsforskning. er svaret imidlertid ikke bekræftende; alligevel udfordrer Blanchflower Oswalds empiriske resultater centrale konklusioner fra den nyere arbejdsmarkedsteori.

Sagen er, at når nu landene har forskellige institutioner, f.eks. dagpengesystemer, så forventer vi - med arbejdsmarkedsteorien i baghovedet - at de også har forskellige lønkurver. Ifølge teorien afspejler lønkurvens form og beliggenhed arbejdsmarkedets indretning. Lønkurven er således nødt til at variere med denne indretning, hvis ledigheden variere med arbejdsmarkedets indretning.

Her er det imidlertid vigtigt at slå fast, at teorierne typisk ikke peger på en sammenhæng dagpengenes kompensationsgrad og hældningen på lønkurven givet ved dens elasticitet. Teorierne peger derimod på en sammenhæng mellem kompensationsgraden lønkurvens niveaumæssige placering: Er kompensationsgraden høj (lav), forventes lønkurven ligeledes at ligge højt (lavt), mens elasticiteten forventes at være upåvirket af kompensationsgraden, som illustreret ved relation (4). Så Blanchflower og Oswalds arbejde ændrer ikke ved den gængse opfattelse af dagpengeniveauets betydning ledigheden.

Imidlertid peger den nye arbejdsmarkedsteori på andre institutioner, som faktisk forventes at påvirke netop lønkurvens elasticitet. Det er bl.a. institutioner, som påviiker f.eks. dagpengeperiodens længde. En kort dagpengeperiode forventes give en stejl lønkurve (dvs. en høj lønelasticitet m.h.t. ledighed). Hertil vil vi knytte tre kommentarer.

For det første er Blanchflower og Oswalds resultat ikke, at lønelasticiteterne er -0,1
overalt, men at det ikke kan afvises, at de er det. Elasticiteterne kan meget vel være
forskellige, også for andre lande end Danmark, og variere med det institutionelle setup.Det

up.Deter blot endnu ikke lykkedes/forsøgt at identificere denne variation i et Blanchflower-Oswaldset-up.

Den anden bemærkning tager udgangspunkt i, at der faktisk er mange empiriske undersøgelser, som finder den forventede sammenhæng mellem ledighed og f.eks. dagpengeperiodens længde (f.eks. Jackman (1990), Layard, Nickel og Jackman (1991), 0.a.). Dette ser umiddelbart ud til at modsige Blanchflower og Oswald (1994). Men det er ikke nødvendigvis tilfældet: Hvis f.eks. en forkortelse af dagpengeperioden folks søgeadfærd på den måde, at de begynder at søge på nye delmarkeder for at søge mere aktivt på de delmarkeder, hvor de hidtil har søgt, så vil en forkortelse af dagpengeperioden betyde, at det effektive arbejdsudbud stiger på alle delarbejdsmarkeder. Og på det enkelte delarbejdsmarked stiger det effektive arbejdsudbud ethvert ledighedsniveau, hvorfor lønkurverne parallelforskydes nedefter frem for at »dreje«. Denne forklaring er i overensstemmelse med både Blanchflower og Oswalds resultat og de undersøgelser, som på aggregeret plan finder en sammenhæng dagpengeperiode og ledighed, f.eks. Layard, Nickell, og Jackman (1991). Men det er en ny forklaring, som fokuserer på dagpengeperiodens betydning for allokering af det effektive arbejdsudbud mellem delarbejdsmarkeder i stedet for på periodens betydning for lønfølsomheden på det enkelte delmarked. Vi mangler faktisk en god teori, som modellerer dette fænomen.

Den sidste bemærkning går på arbejdsmarkedsinstitutionernes betydning for, hvor tilpasningsdygtig økonomien er over konjunkturerne. Antag et øjeblik, at alle lønkurverer ens, ikke blot samme elasticitet, men også samme niveau. Så kan der stadig tænkes at være en positiv effekt af f.eks. en kort dagpengeperiode. Hvis en forkortelse

af dagpengeperioden betyder øget mobilitet mellem delarbejdsmarkederne, vil vi forvente,at udjævnes mellem de respektive lokaliteter, og det samme gør lønningerne(se 2). Hældningen påvirkes ikke, men udjævningen vil betyde færre problemer med »flaskehalse«. Dermed får man en mere tilpasningsdygtig økonomi, hvor opsving ikke så nemt kvæles i fødslen. Er der blot de mindste problemer med hysteresisi vil dette tendere til at give lavere ledighed på langt sigt.

Øget mobilitet mellem delarbejdsmarkeder gør ikke nødvendigvis lønkurven mere elastisk, og alligevel kan det altså tænkes at reducere ledigheden på langt sigt. En kort dagpengeperiode kan som nævnt tænkes at øge mobiliteten mellem delarbejdsmarkederne således også ad den vej reducere ledigheden, uden at det viser sig ved en mere lønkurve.

6. Konklusion

Elasticiteten afløn med hensyn til lokal ledighed var i 1994 ca. -0,02. Estimation for et enkelt år er selvfølgelig kun et foreløbigt skøn, og det er da også muligt at elasticiteten højere (numerisk). Hvis man f.eks. korrigerer for, at amterne er i lidt forskellige af konjunkturforløbet i et givet år, får man en elasticitet på -0,04. Men stadig, lønkurven er en ligevægtssammenhæng, og vi er nødt til at inddrage flere år i analysen for mere præcist at kunne fastslå, hvor elastisk den eller de danske lønkurver er. De foreløbige studier, vi her har præsenteret, tyder dog på, at elasticiteten er lavere end de -0,1, som ikke kan afvises at være elasticiteten af lønkurver i mange OECD-lande.

Hvorvidt denne »magiske« elasticitet på -0,1 er udtryk for, at den institutionelle indretning af arbejdsmarkedet ingen rolle spiller for elasticiteten af lønkurven, eller om det skyldes, at det endnu ikke er lykkedes at isolere effekten af det institutionelle setup, kan vi ikke svare på endnu. Dog peger den lave danske lønfleksibilitet, vi her har fundet, på, at institutioner har betydning.

Appendiks 1: Estimationsresultater

Litteratur

Asplund, R. m.fl. 1996. Wage distribution across individuals. I E. Wadensjö, red., The Nordic Labour Market in the 1990, Amsterdam.

Blanchflower, D.G. og A.J. Oswald. 1994.
Estimating a wage curve for Britain. Economic
104: 1025-1043.

Blanchflower, D.G. og A.J. Oswald. 1994. The
Wage Curve. London.

Card, D. 1995. The wage curve: A review.
Journal of Economic Literature 33: 285-99.

Dansk Arbejdsgiverforening. 1995. Struktur-
Statistik 1994. København.

Greenwald, B. og J.E. Stiglitz. 1993. New and
old keynesians. Journal of Economic Perspectives
23-44.

Jackman, R. 1990. Wage formation in the Nordic
Viewed from an international
I L. Calmfors, red.. Wage

Formation and Macroeconomic Policy in
the Nordic Countries. Oxford.

Layard, R. og S. Nickell. 1986. Unemployment
Britain. Economica 53: 121-170.

Layard, R., S. Nickell og R. Jackman. 1991.
Unemployment: Macroeconomic Performance
the Labour Market, Oxford.

Pedersen, P. og N. Smith. 1995. Taxed and
non-taxed labour supply: Wages, taxes,
and costs of work. I Gunnar Viby Mogensen,
Work Incentives in the Danish
Welfare State, Aarhus.

Phelps, E. S. 1994. Structural Slumps: The Modern Equilibrium Theory of Unemployment, and Assets, Cambridge, MA.

Shapiro, C. og J. Stiglitz. 1984. Equilibrium Unemployment as a worker discipline device. Economic Review 74: 433-444.