5.3. Appendiks: Empiriske resultater

I det følgende gives en mere detaljeret redegørelse for resultaterne, der er reporteret i tabel 5.1. Resultaterne er opnået ved at estimere en statistisk sammenhæng mellem ledigheden og en række indikatorer for beskæftigelsespolitikken, institutioner og makroøkonomiske forhold, jf. boks 1.

Boks 1. Beskæftigelsespolitik, institutioner og ledighed

Datagrundlaget er i de fleste tilfælde oplysninger for perioden 1983-99. Det skyldes, at oplysninger om aktiv arbejdsmarkedspolitik kun haves fra midten af 1980’erne, og at oplysninger om kompensationsgrad kun haves til 1999. Perioden dækker dog en fuld konjunkturcykel.

Landene, der indgår i analysen, er 13 EU-lande (EU-15, eksklusive Grækenland og Luxembourg), Australien, Japan, New Zealand, Norge og USA. OECD-landene uden for EU er inkluderet, da oplysninger om disse lande indeholder information, som kan bidrage til at vurdere effekterne af de beskæftigelsespolitiske instrumenter mere præcist. Nogle lande er dog udeladt i visse estimationer som følge af manglende data.

For flere af de beskæftigelsespolitiske indikatorer haves kun oplysninger for enkelte år. De indikatorer indgår i analysen med gennemsnittet af værdierne for det enkelte land. Det indebærer specielle statistiske overvejelser, jf. boks 1. Endvidere er flere af indikatorerne indbyrdes korrelerede, fordi der er tendens til, at nogle landene fører en nogenlunde ensartet politik, jf. klyngeanalysen i afsnit 5.2.  Dermed kan det være vanskeligt at fastlægge effekten af den enkelte indikator præcist. For at mindske denne potentielle fejlkilde er sammenhængen estimeret flere gange med inddragelse af forskellige kombinationer af indikatorerne.

Oplysninger om udgifterne til aktiv arbejdsmarkedspolitik haves fra midten af 80’erne for de fleste lande. Det anvendte mål er udgifterne pr. ledig i forhold til BNP pr. person i arbejdsstyrken. Et tilsvarende mål anvendes af bl.a. OECD. Målet er imidlertid højt korreleret med indikatoren for konjunkturerne, og den statistiske analyse kompliceres af, at arbejdsløshedsprocenten indgår i målet. Det er imidlertid vanskeligt at finde et andet egnet mål, der løser disse problemer[1]. Derfor anvendes gennemsnittet af målet over perioden som indikator for den aktive politik. Samme strategi anvendes i flere andre analyser.

Resultater

I tabel 1 er vist resultaterne af at inkludere en lang række af de beskæftigelsespolitiske indikatorer. Højere samlet bruttokompensationsgrad, højere jobbeskyttelse og højere grad af organisering af lønmodtagerne øger ledigheden. Omvendt bidrager stærkere rådighedskrav og krav til forudgående beskæftigelse, højere udgifter til aktiv arbejdsmarkedspolitik samt mere centraliserede lønforhandlinger til lavere ledighed, jf. kolonne (1) i tabel 1. Resultatet ændrer sig kun meget lidt, hvis indikatorerne for rådighed, beskæftigelseskrav og jobbeskyttelse i stedet inkluderes hver for sig. Det indikerer, at resultaterne er robuste.

Tabel 1. Estimerede sammenhænge

Anm.: Tallene i parentes angiver standardafvigelser til de estimerede parametre. Kursiverede tal angiver de koefficienter, der er anvendt til at beregne bidrag til ændringer i strukturledigheden som følge af arbejdsmarkedspolitik i figur 5.5a og b.     Der er i disse beregninger anvendt relativt forsigtige skøn for virkningerne af de enkelte indikatorer. Italien er ekskluderet fra (1)-(3) pga. manglende data for aktiv arbejdsmarkedspolitik. Australien og New Zealand er ekskluderet fra (1) og (4) pga. manglende observationer for beskæftigelseskrav. For Spanien og Japan er anvendt rådighedsindikatoren opgjort i 2004 pga. manglende observation i 1998. (1)-(3) er estimeret med random effects, mens (4)-(5) er estimeret med fixed effects med korrektion for autokorrelation og heterogenitet i residualerne. Tidsvarierende dummyer er inkluderet i alle specifikationer.

1.          Koefficienten er –0,0004 og er signifikant ved et 5 pct.niveau. Koefficienten er imidlertid sat til –0,001, da den anvendte metode sandsynligvis undervurdere effekten, jf. teksten i appendikset, og .

2.          I (1)-(3) er anvendt rangordningen af landene efter graden af jobbeskyttelse som indikator, mens der i (5) er anvendt et indeks konstrueret fra forskellige datakilder for perioden 1960-1999, jf. appendiks 5.1.

Kilde: Egne beregninger.

I kolonne (1) indgår Australien, Italien og New Zealand ikke som følge af manglende oplysninger vedrørende udgifter til aktiv arbejdsmarkedspolitik og beskæftigel­ses­krav. Eksklusionen af disse lande har betydning for koefficienten til indikatoren for dagpengekompensation. Medtages de tre lande - hvilket kræver, at indikatorerne for aktiv arbejdsmarkedspolitik og beskæftigelseskrav må udelades – reduceres effekten af dagpengekompensationsen, jf. (2).

I kolonne (1)-(2) er anvendt OECDs officielle mål for gennemsnitlig bruttokompensationsgrad korrigeret for Danmark. Korrektionen skyldes, at OECDs officielle mål, ikke tager højde for, at udvidelsen af dagpengeperioden i 1993 fra 2½ til 7 år ikke var udtryk for en reel ændring i dagpengesystemet, da retten til genoptjening af dagpengeperiode samtidig blev afskaffet, jf. appendiks 5.1. Anvendes i stedet OECDs officielle mål, der udviser en kraftig stigning i indikatoren fra 1993 til 1995, reduceres effekten som forventet af den samlede dagpengekompensation på ledigheden, jf. kolonne (2) og (3). Koefficientens størrelse svarer til resultatet i OECD’s analyser, der imidlertid kan undervurdere effekten som følge af målefejl i indikatoren.

Flere af indikatorerne indgår med få observationer over tid. Det indebærer, at den estimerede effekt bidrager til at forklare forskelle i ledigheden mellem lande, men ikke nødvendigvis effekten af ændringer i for eksempel udgifterne til aktiv arbejdsmarkedspolitik eller beskæftigelseskrav over tid i de enkelte lande.

Der er ligeledes anvendt statistiske metoder, der i højere grad anvender variationen i indikatorerne over tid, og som er bedre til at vurdere effekterne af ændringer i beskæftigelsespolitikken i de enkelte lande over tid. Oplysninger om udgifterne til aktiv arbejdsmarkedspolitik findes fra midten af 1980’erne, men den statistiske metode har som nævnt vanskeligt ved at anvende disse tal fuldt ud.

I kolonne (4) er udgifterne til aktiv arbejdsmarkedspolitik inkluderet som gennemsnittet af udgifterne i 1980’erne og 1990’erne. Det muliggør en vurdering af effekten af ændringer i de gennemsnitlige udgifter mellem de to perioder. Den estimerede effekt er noget mindre end i søjle (1). Denne metode undervurderer sandsynligvis den faktiske effekt på årsledigheden, da variationen i udgifterne ikke tillades at slå fuldt i gennem herpå.

I kolonne (4) er desuden anvendt oplysninger om beskæftigelseskravet for årene 1995 til 1999, mens beskæftigelseskravet er antaget at være uændret før 1995. Der er imidlertid anvendt et lidt andet indeks, jf. appendiks 5.1., fordi indekset, der indgår i (1) ikke er signifikant i (4). Det indikerer en vis usikkerhed om den konkrete størrelse af effekten og om, hvordan en fornuftig indikator for beskæftigelseskravet skal konstrueres.

Højere samlede skatter synes at kunne bidrage til lidt højere ledighed, om end formentlig kun på kortere sigt, jf. kolonne (5). Indikatoren beskriver imidlertid ikke alle relevante forhold vedrørende skatters betydning for lediges adfærd, og størrelsen af effekten skal derfor tages med forbehold. Det har endvidere ikke været muligt at finde en statistisk signifikant effekt i perioden 1983-99.

I kolonne (5) anvendes kun indikatorer, som der haves oplysninger om over en lang årrække (1963-99)[2], og den statistiske model er som i (4) estimeret, så effekten af indikatorerne måles på udviklingen over tid, mens forskelle mellem landene er repræsenteret ved landespecifikke konstanter, jf. boks 1. Effekterne af de øvrige variable svarer nogenlunde til de foregående resultater. Dog er virkningen af kompensationsgrad noget mindre.

Det har ikke været muligt at finde en statistisk signifikant særskilt effekt af maksimal længde af dagpengeperioden, jf. fx kolonne (5). Det skyldes formentlig flere forhold: 1) Den anvendte indi­ka­tor dækker ikke alle forhold, der er relevante for lediges adfærd, for eksempel tager målene ikke hensyn til, at retten til dagpenge kan genoptjenes i nogle lande gennem deltagelse i aktiveringstilbud, hvilket må forventes at have betydning for lediges adfærd; 2) i OECDs mål for samlet dagpengekompensationsgrad (brutto) er allerede taget delvist højde for længden af den lovgivningsmæssige dagpengeperiode, da kompensationsgraden måles over 5 år.

Andre analyser, der i stedet for kompensationsgraden som gennemsnit over 5 år inddrager bruttokompensationsgraden i første år, finder en statistisk signifikant effekt af længere dagpengeperiode, og at kombinationen af lang dagpengeperiode og høj kompensationsgrad har særskilt ugunstig betydning for ledigheden[3].

Det har endvidere ikke været muligt at finde en statistisk signifikant effekt af produktmarkedsregulering. Det skyldes formentlig, at flere lande har gennemført betydelige dereguleringer af produktmarkederne i 1980’erne og 1990’erne, og at der imidlertid kun findes sammenlignelige oplysninger om styrken af produktmarkeds­reguleringen i slutningen  af 1990’erne. Ud fra tilgængelig data kan der således identificeres en partiel sammenhæng mellem stærkere produktmarkedsregulering og strukturel ledighed i slutningen af 1990’erne, jf. figur 1.a.

Anm.:  I figur 1.a angiver ”IRE 1985-ledighed” og ”UK 1985-ledighed” ledigheden i hhv. Irland og Storbritannien i 1985 sammenholdt med indekset for produktmarkedsregulering, der er opgjort i 1998. I figur 1.b angiver ”Bidrag fra beskæftigelsespolitik m.v.” ændringen i ledigheden, som vurderes at kunne henføres til ændringer i beskæftigelsespolitikken m.v. i perioden.

Kilde: Jf. appendiks 5.1 og egne beregninger.

Effekten af de enkelte indikatorer er forholdsvis stabil på tværs af de estimerede sammenhænge (1)-(5).

Analysens forklaringskraft kan illustreres ved at sammenligne ændringen i OECDs NAIRU-indikator i perioden 1994-99 med det skønnede bidrag fra beskæftigelsespolitikken til reduktionen i ledigheden i EU-landene. Analysen indikerer således, at en betydelig del af strukturforbedringerne i EU-landene – målt ved NAIRU-indikatoren – kan henføres til ændringer i beskæftigelsespolitikken. For Irland kan beskæftigelsespolitikken sandsynligvis kun forklare en mindre del af strukturforbedringen. Strukturforbedringen i Irland er sandsynligvis også en konsekvens af ændringer i blandt andet reguleringen af produktmarkederne, som antydet ovenfor.

[1] I tekniske termer er det vanskeligt at finde et andet egnet instrument for denne variabel, som løser simultanitetsproblemet med, at ledighedsprocenten indgår i målet.

[2] I kolonne (5) er anvendt et tidsvarierende indeks for jobbeskyttelse, mens indekset for jobbeskyttelse i (1)-(4) er rangordningen af landene efter styrken af jobbeskyttelse.

[3] Jf. Nickell, R., L. Nunziata, W. Ochel og G. Quintini, The Beveridge curve, unemployment and wages in the OECD countries from the 1960 to the 1990s i P. Aghion, R. Frydman, J. Stiglitz, and M. Woodford (red.), Knowledge, Information, and Expectations in Modern Macroeconomics: In Honor of Edmund S. Phelps, 2003, Princeton University Press.