Resumé

SUMMARY: This paper deals with gross migration between Danish regions. Migration is interpreted as the result of differences in labour market conditions in various regions, i.e. as a special case of hiring in which a job-seeker in one region is matched to a job in another region. In the empirical part of the paper a regression model is estimated using annual data for 14 Danish counties covering the period 1981-1993. The migration rate is influenced by factors such as unemployment, vacancy rates and other economic factors such as wages and prices. Finally, the influence of spatial factors is discussed.

1. Indledning

Ifølge Danmarks Statistiks Befolkningens bevægelser var det samlede niveau for indenlandske i 1993 på 872.223 personer. 1 runde tal svarer dette i gennemsnit til, at ca. hver sjette dansker flyttede én gang årligt. En meget stor del af disse flytninger lokale flytninger. Således udgjorde flytninger inden for samme kommune i alt 562.955 personer eller knap 65% af det samlede flytteniveau.

Set i relation til strukturproblemerne på det danske arbejdsmarked, er det imidlertid ikke de intrakommunale flytninger, som forekommer mest centrale, fordi disse flytninger er begrundet i jobovervejelser. Derimod er den mellemkommunale mobilitet mere interessant, fordi flytninger over større geografiske afstande i højere grad er forbundet med et jobskifte. Rettes opmærksomheden på de resterende 35% af det samlede antal flytninger, viser tallene fra Danmarks Statistik, at godt 53% af de mellemkommunale flytninger foregår mellem kommuner inden for det samme amt, og følgelig at næsten 47% af flytningerne sker på tværs af amtsgrænserne, hvilket svarer til et niveau på knap 145.000 personer, jf. tabel I.'

Tabellen viser brutto- og nettoflytningsniveauet for de enkelte amter, førstnævnte i
form af' bruttofi-aflytninger. Målt i forhold til befolkningens størrelse udgør de indenlandskefraflytninger
amterne årligt mellem 2% og 4,5%; men det ses, at tilogfraflytningerne

---

Projektet har modtaget støtte fra Aarhus Universitets Forskningsfond. Forfatterne takker en anonym referee for konstruktive kommentarer.

1. Pa grund af de geografiske forhold er Københavns og Frederiksberg kommuner samt Københavns Amt slået sammen til ét område, kaldet »København«.

ogfraflytningernefor de enkelte amter på kort sigt næsten ophæver hinanden. Set over en længere periode er der dog tendenser til, at bestemte områder i landet oplever en mere vedvarende nettofraflytning. I perioden 1981-1993 gælder det for amterne Bornholm,»København« de jyske »udkants-amter« (Nord-, Vest- og Sønderjylland).

Mobilitetsanalyser, der alene fokuserer på de regionale «e#oflyttestrømme, negligerer en betragtelig information. Dertil kommer, at adfærden bag konstaterede nettoflyttestrømme i realiteten består af to komponenter, nemlig relationer for såvel til- som fraflytningen for den enkelte region. Endelig gælder, at overvejelser om geografisk som middel til at mindske strukturproblemer på arbejdsmarkedet nødvendigvis må tage udgangspunkt i bruttobevægelser. Strukturproblemer kan til eksempel i, at en konkret region på samme tid mangler og har rigeligt af forskellige typer arbejdskraft. Løsningen af dette problem kunne således udmærket bestå i en ndring såvel til- som fraflytningen, samtidig med at nettotilflytningen forbliver übetydelig.

Hensigten med denne artikel er at forklare bruttoflytningsstrømmene mellem landetsforskellige Den geografiske mobilitet antages at være resultatet af jobmæssigeovervejelser det enkelte individ, således at flyttestrømmen fra amt / til amt j er konsekvensen af en job-matching proces. Omfanget af flytninger mellem landets regioner(amter) dermed forventes at afhænge af bl.a. antallet af jobsøgende samt antalletaf job i såvel fraflytnings- som tilflytningsregionen. Andre økonomiske

variable som regionalt betingede forskelle i løn- og prisniveau må ligeledes antages at
påvirke mobiliteten.

Ud over de økonomiske forhold spiller også spatiale/geografiske forhold en væsentlig Således aftager informationsmængden med større fysisk afstand mellem fraog tilflytningsamt, hvorved søgeomkostningerne (opgjort i vid forstand) ved at flytte efter job vokser, jo større afstanden er til tilflytningsamtet.

I det følgende præsenteres en model for regionale flytninger, baseret på en simpel hiring function. Dernæst diskuteres, hvorledes geografisk afhængighed kan indarbejdes den teoretiske model. Afsnit 4 rummer en kort oversigt over andre empiriske studier. estimeres den teoretiske model på danske data for perioden 1981-1993.

2. En model for flytninger mellem regioner

Analyser af flytninger mellem regioner er i reglen baseret på human-capital modeller. grundlæggende idé er, at en person vil flytte fra ét område til et andet, i tilfælde at de samlede gevinster herved på langt sigt overstiger de samlede udgifter. Opgørelsen såvel gevinster som omkostninger ved at flytte indeholder såvel direkte som indirekte omkostninger og eventuelle ikke-pekuniære omkostninger. Således medregnes forhold som relative lønninger, beskæftigelsessituationen i området, offentlig fritidsfaciliteter og flytteomkostninger i de samlede gevinster og udgifter. rationel adfærd medfører, at en person vil flytte til området med den største nettogevinst ² og det må derfor forventes, at det generelle arbejdsløshedsniveau i regionerne væsentlig indflydelse på flytteniveauet.

For den enkelte person afhænger flyttelysten af den enkeltes ledighedssituation og eventuelle jobmuligheder i den region, hvortil flytning overvejes, således at regioner med relativ lav arbejdsløshed må forventes at få en positiv nettotilflytning fra regioner med en relativ høj arbejdsløshed. På den anden side er det antallet af ledige stillinger i regionerne, der udløser en flytning, og derfor må det absolutte niveau af arbejdsløshed/ledige også have betydning for den regionale flytteaktivitet. Figur 1 viser den regionale flytteaktivitet sammen med den generelle arbejdsløshedsprocent i perioden og det ses, at den regionale flytteaktivitet er konjunkturmedløbende med den højeste flytteaktivitet i midten af 1980'erne, hvor arbejdsløsheden var på det laveste niveau i perioden.

Til forklaring af regionale flytninger er derfor valgt en referenceramme, hvor den
regionale ledighed og antal ledige stillinger har central betydning både for antal ansættelserog
mellem regioner. Ifølge Jackman & Savouri (1991)3 kan antallet af

---

2. Se f.eks. Dilling-Hansen mil (1994), Greenwood (1985) og Pissarides & McMaster (1990).

3. Den anvendte model er udviklet af Jackman & Savouri (1991). Edin m.fl. (1991) samt Nilsson (1995) anvender modelramme for analyser på svenske data.

nyansættelser (H) bestemmes som en funktion af antallet af arbejdsløse (U) og antallet
af ledige job (V) i økonomien

(1)

hvor der antages konstant skalaafkast samt positive, partielle effekter, Hv og HVHV.A

Opdeles økonomien i en række regioner, vil en arbejdsløs søge efter job i alle regioner. det i første omgang, at de fysiske afstande hverken har indflydelse på søgeomkostninger eller interesse i at flytte til en region, kan antallet af flytninger fra region /, som skyldes et ledigt job i region /, bestemmes ved

(2)

hvor ui er region /'s andel af samtlige arbejdsløse (U/ U), og vf er region /'s andel af alle
stillinger (V-t/V).

\ Jaekman & Savouri (1991) modificeres (2), således at det er de relative regionale andele af arbejdsløshed og ledige stillinger, der anvendes, vv/v- og ir/' ii. Begrundelsen denne ændring er primært, at en forøgelse af konkurrencen om et ledigt job nødvendigvis må hænge sammen med antallet af potentielle konkurrenter til jobbet. På den baggrund forudsættes det, at jobsøgende reagerer pa antallet af ledige job, men også på det relative forhold mellem størrelserne i regionerne.

(2) tager ikke hensyn til afstandens indflydelse på beslutningen om at Hytte for at
tage et job. Ifølge Gordon (1975) og Langley (1974) reduceres en jobsøgendes sandsynlighedfor

---

4. Se Pissandcs 11986) og Blanchard & Diamond (19X9) for en diskussion af hiring functions

synlighedforat få et ledigt job med stigende afstand mellem bopæls- og jobregion, fordi den tilgængelige information om det ledige job er negativt korreleret med afstanden.Jackman Savouri (1991) argumenterer for, at søgeomkostningerne vokser proportionaltmed hovedsagelig pga. transportomkostninger, men også fordi lokale arbejdsformidlinger søger at minimere administrationsomkostningerne ved at anvise job til lokale arbejdsløse. Endelig må det generelt antages, at de personlige omkostninger såvel flytte- som sociale omkostninger - ved at flytte efter et job vokser med afstanden.

Normeres antallet af indenlandske flytninger med arbejdsstyrken i fraflytterregionen,
, kan det relative antal flytninger fra region / til regiony derfor bestemmes som5

(3)

hvor u er den overordnede ledighed, u( er arbejdsløshedsprocenten i region i, dtj er en
spatial diskonteringsfaktor (0 < d{j < 1 og dti = \), og ktJ er en restbetegnelse for andre
relevante faktorer.

Den empiriske specifikation af (3) udnytter bl.a. den multiplikative form af hiring
functions, hvor en logaritmetransformation giver

(4)

De første fire udtryk fra (3) kan ses direkte i (4). Diskonteringsfaktoren, d_jjt forventes være positivt korreleret med flytningerne (a_x > 0). I henhold til human-capital teorien kunne der forventes en positiv sammenhæng mellem det generelle arbejdsløshedsniveau flytninger mellem to vilkårlige regioner (a₂ > 0), idet personerne antages minimere tabet i livsindkomst ved ledighed gennem øget mobilitet. Det relative forhold mellem arbejdsløshedsprocenten i fra- og tilflytterregionen forventes at være positivt korreleret med flytninger fra region itily (a₃ > 0), medens forholdet mellem region og/s andel af det samlede antal ledige stillinger omvendt nedsætter interessen i at flytte efter job (a₄<oj.

De øvrige forklarende variable i (4) er en operationalisering af k(., »andre relevante faktorer«. KONC_rer andelen af langtidsledige personer ud af det samlede antal arbejdsløsei / i forhold til region/ Jackman & Savouri (1991) argumenterer for en negativ sammenhæng (a₅ < 0), fordi en høj andel af langtidsarbejdsløse gør regionenekstra for andre jobsøgende gennem bedre mulighed for at udkonkurrere

---

5. For en formel gennemgang af modellen, der kun i hovedtræk skitseres her, se f.eks. Dilling-Hansen m.fl. ( 1996b).

rerelangtidsledige, der alt andet lige må forventes at være mindre attraktive for arbejdsgivere.Omvendt
forventes en positiv koefficient, hvis en høj andel af
langtidsledige i en region er en indikator for et mindre attraktivt lokalt arbejdsmarked.

Variablen c_tj er et indeks for forskelle i regionale arbejdsmarkeder, målt ved forskel i erhvervsstrukturen (a_b ^< 0). Det relative lønniveau, uv/vv., må forventes at nedsætte interessen for at flytte efter nyt job (a-, < 0), og i tilfælde af at der er perfekt samvariation priser og lønninger, må koefficienten a_s også forventes at være negativ. Specifikation af (4) med separat effekt af relative lønninger og priser er medtaget for at undersøge, i hvilken grad høje regionale priser- f.eks. målt ved de relative huspriser et områdes attraktivitet (a^ < 0), eller om høje priser mindsker tilflytningen

3. Spatial afhængighed i flyttemodellen

Estimationer af ligning (4) på aggregerede data, som det efterfølgende er baseret på, er ikke problemfri, da aggregerede flyttedata i reglen ikke er opdelt efter flyttemotiver. korrekt opgørelse over antallet af flytninger i den oprindelige model (1) skulle kun indeholde de flytninger, der befinder sig i kasserne a-d i tabel 2. De anvendte flyttedata rummer imidlertid antallet af personer, der flytter mellem amterne, dvs. c-d, g-h, k-l og o-p.

I en vis udstrækning kan spatiale effekter elimineres ved at introducere forklarende variable, der kan fange denne proces. Diskonteringsvariablen, d_tj, bliver i flyttemodeller implementeret ved et simpelt mål for afstanden mellem regionerne; potentielt der et bias-problem som følge af »home movers« (flytning uden skift af job) i opgørelsen af flytninger. Korrektion af dette måleproblem foretages ved introduktion et udtryk for »længden af fælles grænse mellem regionerne«. Såfremt der ikke er nogen fælles grænse mellem regionerne, vil antallet af denne type flytninger være übetydeligt, og jo længere den fælles regionsgrænse er, jo mere integreret antages to regioner at være. (4) kan således omskrives til udtrykket

(5)

Med introduktion af den geografiske afhængighed i form af de to variable vil den
geografiske afhængighed i residualerne begrænses.6 Sammenhængen mellem flytningerog

---

6. Modeller med spatial interaktion er vanskeligere at modellere, specielt fordi de systematiske afvigelser ikke har en bestemt retning som f. eks. i tidsserieanalyser. Både test for spatial autocorrelation og modeller estimerct med spatiale processer er imidlertid mulige, se Dilling-Hansen m.fl. (1994).

gerogafstand forventes at være negativ (au <0)og sammenhængen mellem fælles
grænselængde og flytningerat være positiv (av> 0).

4. Tidligere empiriske undersøgelser

Jackman & Savouri (1991) estimerer modellen i (5) for ti regioner i Storbritannien i perioden 1975-1989. De analyserede regioner er i forhold til danske amter store, og de relative forskelle i centrale økonomiske variable er betragtelige. Den spatiale afhængighed flyttemønsteret modelleres dels ved anvendelse af udtryk, der fanger voksende ved større fysiske afstande og den voksende andel af »home movers« længden af fælles grænse, og dels ved anvendelse af dummies, hvor den geografiske afhængighed beskrives som fixed-effects.

Den klare spatiale afhængighed i flytningerne suppleres med udtryk for de økonomiske indflydelse på flytningerne. De fundne resultater er, som forventet, højere fraflytning fra regioner med høj relativ arbejdsløshed, og et relativt lavt antal ledige Effekten fra de relative priser svarer til teorien; men til gengæld findes der en signifikant negativ effekt fra relative lønninger. Ud over særlige forhold for den syd-østlige del af Storbritannien (med London), søger Jackman & Savouri (1991) at forklare den »negative« løneffekt ved, at relativt høje lønninger i et område ofte ledsages lav efterspørgsel efter arbejdskraft, altså lønstivhed.

Nilsson (1995) og Edin m.fl. (1991) estimerer flyttemodellen på svenske data for perioden 1966-1993, baseret på en inddeling af landet i 24 regioner (len), der i størrelse mere om danske amter. Effekten af arbejdsløshed og ledige stillinger følger den teoretiske model, og der estimeres på linie med Jackman & Savouri (1991) unrestrictede som giver den numerisk største effekt af en ændring i arbejdsløsheden/ledige i tilflytterregionen. Der findes i modsætning til Jackman og Savouri 1991) den forventede sammenhæng mellem fraflytning fra en region og de relative (høj løn medfører fald i fraflytning), omend disse resultater ikke altid er statistisk signifikante.

For Danmark findes der kun få studier af regional mobilitet, jf. Gelting (1992), som
rummer en oversigt. Bach (1987) analyserer på baggrund af en stikprøve af lønmodtagerede
motiver til at være geografisk mobil. Resultaterne viser, at 13% af

personer i beskæftigelse ville være villige til at flytte, hvis de kunne få et job i de nye omgivelser. Blandt de arbejdsløse fås den tilsvarende andel til 31%. Desuden finder Bach, at mobiliteten afhænger af forholdene på ejendomsmarkedet, ligesom ikke økonomiskefaktorer børn, familie m.v. spiller ind på beslutningen om at flytte. Lignenderesultater hos Smith m.fl. (1986). Pedersen (1983) estimerer en simpel modelfor mellem Hovedstadsregionen og provinsamterne over perioden 1961-1978. Flytningerne forklares af arbejdsløshed og gennemsnitsløn i regionerne. Hvor modellen giver »pæne« resultater i 1960'erne, fås fra begyndelse af 197(rerne, at højere gennemsnitsløn/lavere ledighed i den enkelte region fører til mindre nettotilflytning.Pedersen 1983) foretager herefter enkeltregionsestimationer over hele perioden,hvorved ikke uventet opnås, at højere ledighed/lavere gennemsnitsløn fører til mindre nettotilflytning.

Endelig skal nævnes Hummelgård m.fl. (1995), som analyserer den geografiske mobilitet blandt etniske minoriteter i Danmark. Undersøgelsen, der er individbaseret, dækker perioden 1984-1991. Mobilitetsbegrebet defineres her ved, at den enkelte person bopæls-kommune i forhold til året forinden. Analyserne er primært rettet mod de etniske minoriteter; men estimationer af en sandsynlighedsmodel for mobilitet for hele befolkningen viser, at beskæftigelse uden forudgående ledighed øger flyttetilbøjeligheden. samme gælder for personer, der er unge eller bor til leje. Desuden finder forfatterne bl.a., at flere børn under 2 år og højere husstandsindkomst har en hæmmende effekt på flyttetilbøjeligheden.

5. Resultater

Modellen i (5) er estimeret på aggregerede data for danske amter i perioden 1981-1993. Amt er, som nævnt ovenfor, slået sammen med København og Frederiksberg således at der for hvert af de 13 år for det enkelte amt er oplysninger flytninger til de øvrige 13 amter, dvs. i alt 182 observationer pr. år.⁷

Estimationsresultaterne fremgår af tabel 3 for årene 1981, 1986 og 1993. De spatiale
giver samme effekt som i rene gravitationsmodeller (ej vist) med over tiden
voksende betydning af fysisk afstand og mindre indflydelse af naboeffekten.8

Effekten af de økonomiske variable er derimod ikke stabil, og estimationsresultaterneer stærkt varierende kvalitet, hvilket formentlig skyldes, at de tre år er så vidt forskelligei henseende. Årene 1981 og 1986 er således valgt, fordi de repræsenterer bund og top i perioden. 11981 var den økonomiske vækst negativ, hvorimodvæksten hele perioden 1983-1986 lå på 3-4% årligt. Antallet af ledige stillinger har (korrekt) en negativ signifikant koefficient i såvel 1986 som 1993, hvilket svarer

---

7. Se appendiks for en nærmere gennemgang af datakilder og definitioner.

8. Se Dilling-Hansen m.fl. (1996a). som viser, at ea. 55% af variationen i flytninger i de enkelte ar i perioden 1981-1993 kan forklares i rene ura\ itationsmodcller.

til, at en stigning i antallet af job i en region har en positiv effekt på tilflytningsraten.
Denne effekt kan mod forventning ikke påvises i 1981, hvilket måske skyldes, at lavkonjunkturendette
trods alt var udtalt.

Effekten af de relative ejendomspriser er derimod ret entydig. Det negative fortegn
tyder på, at ejendomspriserne repræsenterer en signaleffekt (attraktivt område) snarere
end en priseffekt.

Koefficienten til den relative arbejdsløshedsprocent har et negativt signifikant fortegn alle tre år, hvilket er imod forventningerne. Fortegnet indikerer, at flyttestrømmen påvirkes negativt af eventuel høj ledighed i tilflytningsamtet, snarere tværtimod! ses, at kun i 1981 fås den ventede effekt af koncentrationen af langtidsledighed.

Generelt giver enkeltårsestimationer mindre signifikante resultater, hvilket delvis er et udtryk for. at antallet af frihedsgrader er for lavt. På den baggrund er modellen også estimeret på det samlede datasæt over alle 13 år, i det følgende benævnt som det »poolede datasæt«, jf. tabel 4.

Den første model⁹ er uden spatiale variable, og det ses, at koefficienterne er bemærkelsesværdigt i forhold til de øvrige modeller med spatiale variable (model 2 til 5). Forskellen mellem model 2 og model 3 er arbejdsløshedsprocenten for hele landet, der giver en negativ sammenhæng mellem flytninger og den generelle arbejdsløshed, jf. figur 1.

Estimationerne viser atter, at den relative arbejdsløshedsprocent har en negativ (og signifikant) effekt på flyttehyppigheden, hvilket indebærer, at højere/lavere ledighed i til-/fraflytningsamtet øger omfanget af flytninger. I henhold til den teoretiske model skulle man forvente det modsatte.

Der er næppe tvivl om, at den høje erhvervsfrekvens for kvinder mindsker den geografiske For ægtepar vil det typisk gælde, at hvis manden bliver ramt af ledighed, familien have begrænsede incitamenter til at flytte til et andet område, idet den kvindelige ægtefælle evt. kan have svært ved at få et nyt job i det nye område. Hvis det er kvinden, der bliver arbejdsløs, vil familien højst sandsynligt slet ikke overveje at flytte.

I samme retning trækker, at udformningen af reglerne for dagpenge under arbejdsløshed giver særligt kraftige incitamenter til at være geografisk mobil i tilfælde af ledighed, dels pga. den relativt høje kompensationsgrad og dels på grund af reglerne for den maksimale dagpengeperiode. De økonomiske konsekvenser af ledighed for specielt lavlønsgrupper er således relativt begrænsede. Dette synspunkt er i overensstemmelse Hummelgård m.fl. (1995), som viser, at arbejdsløse fra de etniske minoriteter flytter mere end de beskæftigede; men hvis de pågældende først bor i en almennyttig bolig, så ophører mobiliteten stort set helt.¹⁰

Bemærkningerne ovenfor trækker i retning af insignifikante koefficenter til ledigheden men ikke signifikant negative. En mulig forklaring på denne overraskende sammenhæng er formentlig, at en del, især unge og gamle, rejser til nye områder grundet motiver, og specielt unge flytter til storbyerne af uddannelsesmæssige uden hensyn til den generelt højere arbejdsløshedsprocent i disse områder. '

Den anden ledighedsvariabel, andelen af langtidsledige i forhold til regionens samledeledighed,
korrekt og signifikant fortegn i henhold til modellen, ligesom parameterskønneter

---

9. Modellerne henviser til søjlenumrene.

10. Se også Groes( 1996).

11. Estimationer foretaget ekskl. Århus- og Københavns-områderne ændrer imidlertid ikke ved parameterværdierne »ledighedsvariablene« i tabel 4.

meterskønneterret stabilt. Ifølge Jackman & Savouri (1991) vil en høj andel af langtidsledigei mindske fraflytningen, eftersom de langtidsledige udgør en mindre alvorlig konkurrence i kampen om ledige job, fordi denne gruppe af personermåske B-holdet på arbejdsmarkedet.

Flere ledige job i fraflytnings-/tilflytningsamtet mindsker/øger flytteomfanget, hvilket er i overensstemmelse med den teoretiske model. Anvendt på danske data er denne effekt relativt stabil og signifikant, uanset hvilken modelspecifikation der er anvendt.

Parameterskønnet til den relative løn har det ventede negative fortegn. Relativt højere
i tilflytningsamtet ledsages således af en øget tilflytning.

Den negative koefficient til de relative ejendomspriser indebærer, at lavere relative ejendomspriser i fra-/tilflytningsamtet fører til øget/mindsket fraflytning. Fortolkningen ejendomspriserne i modellen går således mest i retning af at opfatte variablen som en indikator for graden af områdernes relative attraktivitet.

Af mere specielle forhold kan peges på, at erhvervsstruktursindekset kun giver korrekt når der ikke indgår spatiale variable i modellen, hvilket tyder på nogen multicollinaritet mellem disse variable. Dertil kommer, at det anvendte mål for sammenlignelighed erhvervsstruktur) efter alt at dømme er for rudimentært, når analyseenheden danske amter. Såfremt Århus Amt og Københavnsområdet fjernes fra datasættet, fås imidlertid korrekt og signifikant fortegn til erhvervsstruktursindekset, hvilket givetvis skyldes, at studerende udgør en betragtelig del af til- og fraflytterne for disse to regioner.

Endelig viser estimationerne, at koefficienten til det generelle ledighedsniveau er negativt signifikant, hvilket svarer til de udenlandske erfaringer: Stigende ledighed ledsages af mindre geografisk mobilitet, hvilket bl.a. kan henføres til den generelle jobsituation og konjunkturbetingede forhold på ejendomsmarkedet. Effekterne af de spatiale variable har de ventede fortegn. Længere fælles grænse mellem amterne har således en bemærkelsesværdigt stabil, positiv koefficient, hvilket indikerer, at variablen »home movers«, jf. ovenfor. Begge afstandsmål har negative og stærkt signifikante og bidrager som i enkeltårsestimationerne betydeligt til den overordnede forklaringsgrad. Den sidste søjle i tabel 4 viser resultaterne af estimationer modellen, når konstantleddet tillades at variere med værdierne af nærhedsindekset, det ses, at resultaterne for de økonomiske variable er meget stabile i forhold til de øvrige modelspecifikationer.

6. Konklusion

Formålet med denne artikel har været at analysere, om forskellige forhold på arbejdsmarkedet væsentlig betydning for de regionale flytninger mellem amterne i Danmark. Med reference til human-capital teorien kunne man forvente, at incitamentet mobilitet var størst, når ledigheden er størst; men de regionale flytninger i Danmark i perioden 1981-1993 været negativt korreleret med den samlede arbejdsløshed den største regionale flytteaktivitet i perioden 1985-1987, hvor arbejdsløsheden tilsvarende lav.

Til gengæld viser resultaterne som forventet, at et relativt højere antal ledige stillingermedfører
tilflytning til regionen, og på tilsvarende måde påvirker højere lønningerogså
positivt. Den relative andel af langtidsarbejdsløse påvirker ligeledestilflytningen

ledestilflytningenpositivt med den forklaring, at langtidsarbejdsløse har mindre sandsynlighedfor
få en ledig stilling.

Lidt uventet viser det sig dog, at en lav, relativ arbejdsløshed i et amt ikke øger tilflytningen. hertil er givetvis flere. Høj erhvervsfrekvens for kvinder med familiens deraf følgende ulyst til at flytte, boligmønstre, forstået derhen, at familier holder fast ved bestemte boligtyper, forekommer at være plausible forklaringselementer. generelt gælder, at eksistensen af indkomsterstattende overførsler dæmper incitamenterne til geografisk mobilitet. Analyserne viser, at områder med relativt høj arbejdsløshed ligefrem oplever en tilflytning til området. Denne sammenhæng skyldes formentlig i nogen grad flyttemønstret for uddannelsessøgende.

Ud over økonomiske sammenhænge er der indbygget spatial afhængighed inspireret gravitationsmodeller, der opstiller en funktionel sammenhæng mellem de fysiske regionerne imellem og flytteaktiviteten. Resultaterne viser, at der er mindre til at flytte fra et amt til et andet, jo større afstanden er rent fysisk, hvilket givetvis skyldes dårligere og dyrere information, jo større afstand.

Den spatiale proces er desuden suppleret med en variabel for »geografisk integration«, søger at fange den lokale flytteaktivitet, som ikke samtidig er baseret på et jobskifte. Der er en klar tendens til flere regionale flytninger, jo længere den fælles grænse er. Den overordnede forklaringsgrad og stabiliteten af parameterskønnene viser at være ret ufølsomme for andre funktionelle specifikationer. Endelig viser estimationerne en voksende betydning af fysiske afstande og aftagende effekt af fælles amtsgrænse i perioden 1981-1993.

Sammenfattende giver hiring function baserede flyttemodeller pæne resultater - også
danske data. Dette gælder specielt, når modellen suppleres med spatiale variable;
men også de relative økonomiske vilkår i amterne påvirker flyttebeslutningen.

Litteratur

Bach, H. B. 1987. Lønmodtagernes arbejdspladsmobilitet.

Blanchard, O. og P. Diamond. 1989. The Beveridge
Brookings Papers on Economics
s. 1-60.

Dilling-Hansen, M., K.R. Petersen og V. Smith. 1994. Economic factors influencing regional migration: Empirical evidence from Danish municipalities. I Symposium i Anvendt Statistik, Kobenhavn, s. 114-29.

Dilling-Hansen, M. og V. Smith. 1996a. Regionale
i Danmark. En analyse

af sammenhængen mellem regionale flytninger økonomiske vilkår i perioden 1981 til 1993. I Symposium i Anvendt Statistik, 159-76.

Dilling-Hansen, M. og V. Smith. 1996b. Estimating migration using a hiring approach. Working Paper, Institut for Økonomi, Aarhus Universitet.

Edin, P. A. m.fl. 1991. Inter-regional migration Sweden: The effects of labor market labor market programs and the price of housings. Working Paper,

Uppsala University, Sverige.

Gordon, I. 1975. Employment and housing streams in British inter-regional migration. Scottish Journal of Political Economy 22: 161-77.

Gelting, T. 1992. Geografisk mobilitet i arbejdsstyrken.

Greenwood, M.J. 1975. Research on international in the United States: A survey, Journal of Economic Literature 8: 397-433.

Greenwood M.J. 1985. Human migration:
Theory, models and empirical studies.
Journal of Regional Science 25: 521-544.

Groes, N. 1996. Uligheder og mobilitet i Danmark noget om velfærdspolitikkens geografiske Nationaløkonomisk - Festskrift til Anders 01gaard, 374-85.

Hummelgaard, H., L. Husted, A. Holm, M. Baadsgaard og B. Olrik. 1995. Etniske minoriteter. og mobilitet. København.

Jackman, A. og S. Savouri. 1991. Regional

migration in Britain: An analysis of gross
flows using NHS central register data.
Economic Journal 102: 1433-51.

Langley, P. 1974. The spatial allocation of migrants England and Wales, 1961-1966. Scottish Journal of Political Economy 21: 259-77.

Nilsson, C. 1995. Den interregional omflytningen
Sverige. Arbetsmarknadsdepartementet,
A-Rapport nr. 33. Stockholm.

Pedersen, P.O. 1983. Vandringerne og den regionale
~ i et langsigtet perspektiv.

Pissarides, C.A. og I. McMaster. 1990. Regional wage and unemployment: Empirical evidence and implications for policy. Oxford Economic Papers 42: 812-31.

Pissarides, C.A. 1986. Unemployment and vacancies
Britain. Economic Policy 3:
499-559.

Smith, N. og V. Smith. 1986. Mobilitet og uddannelse.
Tidsskrift
124: 340-52.