Inflasjon og arbeidsledighet blant OECD-land.
Er det en sammenheng mellom koordinering i lønnsdannelsen og helningen på Phillipskurven?
En landpaneldata analyse.
Inger Sofie Landgraff
Samfunnsøkonomisk analyse
Økonomisk institutt Universitetet i Oslo
November 2020
Forord
Til tross for at denne oppgaven har vært et individuelt prosjekt, har jeg ikke vært alene. Jeg vil rette en stor takk til min dyktige veileder, Ragnar Nymoen, professor ved Økonomisk institutt ved Universitet i Oslo. Takk for hjelp til utformingen av oppgaven og kontinuerlig dialog underveis i arbeidet. Jeg vil spesielt gi en takk til DNB Markets,
Valuta/Råvarer/Renter, både for en dyktig biveileder og for tilgang til tidsserier. Tusen takk til biveileder Oddmund Berg for gode Stata-råd, verdifulle tilbakemeldinger på tekst og struktur, oppmuntringer og for muligheten til alltid å ta kontakt.
Takk til familie og venner for støtte i det som til tider har vært en utfordrende og krevende tid.
En ekstra takk til Kristine for korrekturlesing og for at du alltid stiller opp. Takk til Helene som alltid bringer humor, omsorg og diskusjoner inn i tilværelsen. Og til slutt vil jeg si tusen takk til Kine for middager, forståelse og veiledning. Dere er uvurderlige.
Eventuelle feil og mangler er utelukkende mitt ansvar.
Oslo, November 2020 Inger Sofie Landgraff
Sammendrag
Denne oppgaven estimerer betingede modeller mellom inflasjon og arbeidsledighet og undersøker hvorvidt det eksisterer en sammenheng mellom koordineringsgrad i lønnsdannelsen og Phillipskurvestrukturen.
Koordinerte lønnsforhandlinger synliggjør for partene i arbeidsmarkedet at utviklingen i lønnsveksten påvirker ledigheten og sysselsettingen i økonomien som helhet. En samlet lønnsfastsettelse, med brede arbeidsgiver- og arbeidstakerorganisasjoner, gjør partene i stand til å internalisere de negative eksternalitetene som økt lønn i enkeltnæringer har for andre aktører i økonomien. En sterk koordinering gir følgelig en mer samstemt pris- og lønnsvekst og frikobler i større grad inflasjon og ledighet, slik at forskjeller i koordineringsgrad kan avleses som variasjoner i helningen til Phillipskurven. Dette kan muliggjøre en
sysselsettingsstimulerende politikk med sikte på å stabilisere ledigheten på et relativt lavt nivå, uten at det oppstår stor risiko for inflasjonspress.
Oppgaven benytter et utvalg av OECD-landene i tidsperioden 2001:1-2020:2 hvor datasettet består av en kvartalsvis årlig endringsrate for inflasjon og lagget nivå på ledighetsraten. For å undersøke sammenhengen mellom koordineringsgrad i lønnsfastsettelsen og
Phillipskurvestrukturen, kategoriserer vi landene med klassifisering gitt fra OECD, inn i grupper for høy og lav eller ingen grad av koordinering.
Resultatene viser en statistisk signifikant sammenheng, når et 5% signifikansnivå benyttes og der det kontrolleres for land- og kvartalsfaste effekter. Videre tyder resultatene på at
variasjoner i koordineringsgrad påvirker helningen på Phillipskurven. Land som er
kjennetegnet med høy grad av koordinering i lønnsdannelsen viser ingen statistisk signifikant sammenheng mellom inflasjon og ledighet. En sterk koordinering går sammen med en slakere helning på kurven. Land klassifisert med lav eller ingen grad av koordinering har en brattere Phillipskurve ifølge våre resultater. Dette har økonomiske implikasjoner for den avhengige variabelen. Langtidseffekten ved en varig økt ledighet på 1 prosentpoeng, fra
initialsituasjonen med en ledighet på 4 prosent, indikerer en 0.15 prosentpoeng lavere inflasjon for land kjennetegnet med høy grad av koordinering. For land klassifisert med lav eller ingen grad av koordinering i lønnsdannelsen får en 0.52 prosentpoeng lavere inflasjon.
Til slutt foretar vi en samlet regresjon der vi interagerer en indikator for koordinering med bakoverskuende arbeidsledighet. Her estimerer vi en slakere, ikke-signifikant, relasjon.
Forskjellen i resultatet mellom de separate modellene og den samlede modellen belyser at det er mange forskjeller mellom økonomiene som det kan være vanskelig å ta hensyn til på en tilfredsstillende måte.
Innholdsfortegnelse
FORORD ... II SAMMENDRAG ... III FIGURLISTE ... VII TABELLISTE ... VIII
1. INNLEDNING ... 1
2. TEORETISK RAMMEVERK ... 3
2.1LØNNSDANNELSENS INNVIRKNING PÅ INFLASJONSPROSESSEN ... 3
2.2MODELLRAMME ... 4
2.2.1 En desentralisert lønnsdannelse ... 4
2.2.2 En koordinert lønnsdannelse ... 6
2.3PHILLIPSKURVEN ... 8
2.3.1 Helningen på Phillipskurven ... 10
3. EKSISTERENDE FORSKNING OG RELEVANS ... 12
3.1INSTITUSJONELLE FORHOLD PÅVIRKER SYSSELSETTINGEN ... 12
3.2RELEVANS ... 13
4. DATA ... 15
4.1DATAUTVALG OG DATATILRETTELEGGELSE ... 15
4.1.1 Logaritmisk transformasjon av arbeidsledighet ... 16
4.1.2 Formen på Phillipskurven ... 17
4.1.3 Autokorrelasjon ... 18
4.1.4 Kilde til koordineringsgrad ... 18
5. METODE ... 20
5.1RAMMEVERK ... 20
5.2MODELLSPESIFIKASJON ... 21
5.2.1 Hausman test ... 22
5.3PROGRAMVARESTRUKTUR OG ESTIMERING I PRAKSIS ... 22
6. RESULTATER ... 24
6.1KOORDINERINGSGRAD I LØNNSDANNELSEN ... 24
6.1.1 En separat regresjon ... 24
6.1.2 En samlet regresjon ... 27
6.2ROBUSTHET FOR INKLUSJON AV KONTROLLVARIABLER ... 30
6.2.1 Estimering hvor ledigheten instrumenteres ... 34
7 IMPLIKASJONER OG DISKUSJON ... 36
7.1IMPLIKASJONER ... 36
7.2DATAUTVALG OG MÅLEUTFORDRING I TIDSSERIENE ... 37
7.3IKKE-TIDSVARIERENDE KOORDINERINGSGRAD... 38
7.4SEPARAT KONTRA SAMLET REGRESJON ... 38
7.5KOORDINERT LØNNSDANNELSE ... 39
7.6UTELATTE EFFEKTER ... 39
8. KONKLUSJON ... 41
APPENDIKS ... 46
A1.OPPSUMMERINGSSTATISTIKK ... 46
A2.OVERSIKT OVER UTVALGET AV OECD-LANDENE ... 47
A3.METODE ... 48
A3.1MODELLSPESIFIKASJON ... 48
A3.2FORUTSETNINGER ... 48
A3.2.1 Forutsetning 1 ... 49
A3.2.2 Forutsetning 2 ... 50
A3.2.3 Forutsetning 3 ... 50
A3.2.4 Forutsetning 4 ... 51
A4.«WITHIN»- ESTIMERING I PRAKSIS ... 51
A5.KATEGORISERING AV KOORDINERINGSGRAD ... 53
A6.UTREGNING AV LANGTIDSEFFEKT FRA DYNAMISK MODELL ... 54
A6.1.1 Hele utvalget, Tabell 1, kolonne (1) ... 54
A6.1.2 Høy grad av koordinering, Tabell 1, kolonne (2) ... 54
A6.1.3 Lav/ingen grad av koordinering, Tabell 1, kolonne (3) ... 55
A7.VARIASJONER I TALLMATERIALET ... 55
A7.1 Land med lav eller ingen grad av koordinering ... 55
A7.2 Land med høy grad av koordinering ... 57
Figurliste
Figur 1: Pris- og lønnsdannelsen beskrevet av Layard et.al. (1991)
Figur 2: Den konkave kortsiktig Phillipskurven viser inflasjon fallende i arbeidsledigheten, mens den loddrette langsiktige Phillipskurven viser ledighet lik sin naturlige ledighetsrate uansett nivå på inflasjonen.
Figur 3: En gitt variasjon i ledigheten gir opphav til ulik respons på inflasjonen avhengig av koordineringsgrad. Helningen til den konkave kortsiktige Phillipskurven ved lav/ingen grad av koordinering er gitt i grafen til venstre. Grafen til høyre viser helningen til Phillipskurven ved en høy grad av koordinering i lønnsdannelsen.
Figur 4: Kollektive forhandlinger gir opphav til høyere sysselsetting og lavere
arbeidsledighet i OECD-landene. ***, **, * viser statistiske signifikante resultater på 1, 5 og 10% signifikansnivåer. Resultatene er basert på OLS-regresjoner, inkludert land- og års- dummyer, samt dekningsgraden under kollektive forhandlinger (OECD, 2019, s. 114).
Figur 5: Histogram over arbeidsledighet. Venstre panel viser arbeidsledighet som en
kvartalsvis årlig endringsrate i prosent, mens høyre panel viser denne arbeidsledighetsraten i logaritmer.
Figur 6: Histogrammet viser at den kvartalsvis årlige endringsraten i inflasjon er tilnærmet normalfordelt.
Figur 7: Spredningsplottet til venstre viser sammenhengen mellom en kvartalsvis årlig endringsrate for inflasjon og arbeidsledighet, mens plottet til høyre viser kvartalsvis årlig endringsrate for inflasjon og den logaritmiske arbeidsledigheten.
Tabelliste
Tabell 1: Regresjoner med landfaste og kvartalsfaste effekter hvor kolonne (1) viser hele utvalget, kolonne (2) viser estimeringen for land definert med høy grad av koordinering i lønnsdannelsen og kolonne (3) viser til land kjennetegnet med lav/ingen grad av koordinering i lønnsdannelsen.
Tabell 2: Resultatene fra estimeringen der vi interagerer en koordinasjonsdummy med den laggede ledighetsvariabelen.
Tabell 3: Regresjonsresultater med ulike kontrollvariabler. Kolonne 1 viser resultatene fra
«Pooled OLS» uten kontrollvariabler. Kolonne (2) – (5) viser resultatene fra FE-modellen.
Kolonne (2) inkluderer landfaste effekter, mens kolonne (3) inkluderer både landfaste og kvartalsfaste effekter. Kolonne (4) inkluderer landfaste og kvartalsfaste effekter, samt laggede inflasjonsledd. Kolonne (5) inkluderer korttidsparameteren, i tillegg til landfaste og
kvartalsfaste kontroller.
Tabell 4: Kolonne (1) er identisk til kolonne (5) i Tabell 3 og viser resultatene fra LSDV - estimeringen. Kolonne (2) svarer til en 2SLS-estimering der to laggede verdier av
korttidsparameteren er benyttet som instrument for (ln (Ut) – ln (Ut-1)).
Tabell 5: Beskrivende statistikk for hele utvalget, land kjennetegnet med høy grad og land definert med lav eller ingen grad av koordinering i lønnsdannelsen. Oversikten viser alle variablene, antall land, antall observasjoner, gjennomsnittsverdi, standardavviket, medianen, minimums- og maksimumsverdien.
Tabell 6: Oversikt over utvalget av OECD – landene som inngår i datasettet, analyseperiode og tilhørende medlemsår.
Tabell 7: En oversikt over utvalget av OECD-landene kategorisert etter grad av koordinering i lønnsdannelsen.
Tabell 8: Den utvidede Phillipskurven for hvert av de 18 landene definert med lav eller ingen grad av koordinering i lønnsdannelsen.
Tabell 9: Den utvidede Phillipskurven for hvert av de 9 landene definert med høy grad av koordinering i lønnsdannelsen.
1. Innledning
Bidrar en koordinert lønnsdannelse til en svakere sammenheng mellom inflasjon og ledighet, og bidrar dette til at land med høy grad av koordinering i større grad kan føre
sysselsettingsstimulerende politikk uten at dette går på bekostning av lønns- og prisvekst?
Arbeidsledighet og inflasjon er makrotall som følges nøye av offentlige og politiske
beslutningstakere. De siste 20 årene har det vært betydelige variasjoner i arbeidsledigheten på tvers av OECD-landene. Samtidig er det store institusjonelle forskjeller mellom landene, både i systemer for lønnsdannelse og i offentlige reguleringer. Organiseringen av arbeidsmarkedet kan tenkes å påvirke relasjonen mellom arbeidsledighet og lønns- og prisvekst.
Phillipskurven representerer en negativ sammenheng mellom arbeidsledighet og lønns- og prisvekst. Intuisjonen for hvorfor en slik sammenheng kan forventes er at det ved høy aktivitet i økonomien vil være lav ledighet, som igjen gir gode lønnsbetingelser og fører til vekst i prisene. Lønns- og prisvekst representerer press i økonomien. Det vil foreligge en sammenheng mellom lønnsvekst og den generelle prisveksten fordi lønn utgjør en stor
kostnadskomponent for bedrifter. Bedrifter kan i noen grad velte denne kostnadskomponenten over på konsumprisene. Lønnsvekst og prisvekst kan derfor sies å være indikatorer for det samme samfunnsøkonomiske fenomen.
På den annen side vil en slik alminnelig prisøkning bety økte levekostnader for lønnstakerne, som i sin tur forsøker, og delvis lykkes med, å oppnå lønnskompensasjon for de økte
leveomkostningene. Slik kan en inflasjonsspiral bli etablert og prisveksten kan bli høyere enn det som vurderes forenlig med andre hensyn, som for eksempel internasjonal
priskonkurranseevne og privat investeringsvilje i næringslivet. Det er dessuten vanlig å legge til grunn at myndighetene og økonomiske beslutningstakere ønsker stabil inflasjon i
økonomien, da dette gir forutsigbarhet og gunstige rammevilkår for økonomisk aktivitet. Den kortsiktige Phillipskurven representerer på denne måten avveiningen som oppstår mellom høy sysselsetting (lav ledighet) og lav inflasjon. På lang sikt antas kurven å være brattere enn på kort sikt. Dersom den langsiktige kurven er helt vertikal er det kun ledighet som er lik den såkalte naturlige ledighetsraten som kan stabilisere inflasjonen.
Komparative analyser indikerer at en høy grad av koordinering på tvers av fagforeninger er forbundet med høyere sysselsetting og lavere arbeidsledighet (OECD, 2019, s. 12). Land som har satset på ulike former for koordinert lønnsdannelse, kanskje i kombinasjon med
inntektspolitikk, kan ha funnet en vei til å redusere arbeidsledigheten, uten at dette blir en årsak til inflasjonspress. Det impliserer at lønns- og prisveksten reagerer mindre på
etterspørselsstimulerende tiltak med sikte på å redusere arbeidsledigheten. En slik frikobling gir myndighetene mulighet til å styre mot en ledighet lavere enn den naturlige ledighetsraten, uten at tiltakene vil gå på bekostning av økt lønns- og prisvekst.
2. Teoretisk rammeverk
For å forsøke å forklare hvorfor noen land lykkes bedre enn andre i å holde ledigheten lav uten at dette har gått på bekostning av inflasjonspress, vil vi se nærmere på hypotesen om at koordinering i lønnsdannelsen kan spille en rolle. Kapittelet tar for seg det teoretiske
rammeverket som er relevant for estimeringen og tolkningen av resultatene i kapittel 6.
Vi starter kapittelet med å se på lønnsdannelsens innvirkning på inflasjonsprosessen. Deretter legger vi frem modellrammen gitt fra Layard-Nickell (1991) og forsøker å forklare
ledighetsutviklingen med utspring i mekanismene for lønnsdannelse hvor det antas at en full desentralisert lønnsdannelse gir opphav til negative eksternaliteter som kan internaliseres i en koordinert lønnsdannelse. Den kortsiktige Phillipskurven utledes fra Layard-Nickell-modellen ved å påpeke mekanismene som trer i kraft dersom økonomien har beveget seg bort fra
likevektsledigheten. Vi avrunder kapittelet med å se på hvordan ulik koordineringsgrad i lønnsdannelsen kan tenkes å påvirke helningen på Phillipskurven.
2.1 Lønnsdannelsens innvirkning på inflasjonsprosessen
Lønn har flere funksjoner i en markedsbasert økonomi. En stor andel av den yrkesaktive befolkningen er lønnstakere og lønnen utgjør derfor den viktigste inntektskilden til de fleste husholdninger. Samtidig kan lønnsutgifter være en stor andel av kostnadskomponenten til den enkelte bedrift og påvirker følgelig deres konkurranseevne både nasjonalt og internasjonalt.
På denne måten er lønn en faktor som påvirker både tilbuds- og etterspørselssiden i økonomien.
I tillegg er lønn en pris som kan formidle informasjon om hvilke type arbeidskraft det er mangel på og hvilke det er rikelig av. På denne måten bidrar lønn til at arbeidskraften allokeres effektivt i økonomien.
Lønnsdannelsen er prosessen hvor lønnen bestemmes. Lønnsdannelsen kan være sentralisert, ved at det forhandles lønn som en gruppe, eller den kan være desentralisert slik at hvert enkelt individ eller fagforening forhandler sin lønn. Målet for lønnsdannelsen er å fordele inntekt mellom arbeidstaker og arbeidsgiver, og skal sikre et samsvar mellom tilbud og etterspørsel av arbeidskraft. Lønnsdannelsen skal derfor bidra til å ivareta arbeidsmarkedets behov for
effektiv ressursanvendelse. Samtidig er det vanlig å tenke seg at systemet for nasjonal lønnsdannelse skal bidra til høy måloppnåelse om sysselsetting, og til en rettferdig inntektsfordeling. Lønnsdannelsen har på denne måten konsekvenser for den enkelte husholdning og bedrift, og for samfunnet som helhet.
Inflasjon betegner den generelle pris- og lønnstigningen i en økonomi. Inflasjonsprosessen er et komplekst system med gjensidig påvirkning mellom mange variabler. Prisene som
bedriftene setter avhenger av lønnskostnader, produktivitet, utenlandske priser og etterspørsel.
Lønnsdannelsen blir sett på av mange, både beslutningstakere og økonomer, som et sentralt ledd i inflasjonsprosessen. Begrunnelsen kan til dels begrunnes i at en stor andel av den yrkesaktive befolkningen er lønnstagere slik at lønnsdannelsen utgjør en stor del av
kostnadskomponenten til det samlede næringslivet, samtidig som at lønnsdannelsen påvirker samfunnsøkonomien gjennom fordeling av inntekt som igjen avler kjøpekraft.
2.2 Modellramme
Mange teorier som forsøker å forklare ledighetsutviklingen har sitt utspring i mekanismene for lønnsdannelse. De fleste arbeidere i OECD-landene får sin lønn bestemt gjennom en form for kollektive forhandlinger mellom arbeidsgiver og arbeidstaker, men graden av
koordinering varierer betraktelig. For å undersøke om det eksisterer en sammenheng mellom koordineringsgrad i lønnsdannelsen og Phillipskurvestrukturen, benyttes modellapparatet til Layard-Nickell (1991).
2.2.1 En desentralisert lønnsdannelse
Figur 1 beskriver den aggregerte sammenhengen mellom reallønn og arbeidsledighet.
Modellen antar at nominelle lønninger fastsettes gjennom desentraliserte lønnsforhandlinger, mens nominelle priser bestemmes av bedrifter som innehar en viss markedsmakt. Modellen er formulert med nivåvariable for lønn og pris. Inflasjon inngår ikke i utgangspunktet som en variabel i vår modell, i Figur 1, men det er rimelig å anta at inflasjonen vil være stigende eller synkende utenfor likevektspunktet. Vi kan begrunne en kortsiktig Phillipskurve fra Layard- Nickell-modellen ved å gjøre antakelser om hvilke mekanismer som gjør seg gjeldende utenfor likevektsledigheten.
Fagforeningene er opptatt av kjøpekraften lønnen til sine arbeidere gir, mens bedriftene på sin side er opptatt av lønnskostnadene relativt til sine inntekter. Figur 1 forsøker å beskrive den aggregerte sammenhengen mellom reallønn og arbeidsledighet og hvordan inflasjonen oppfører seg utenfor likevektspunktet.
Figur 1: Pris- og lønnsdannelsen beskrevet av Layard et.al. (1991).
En bedrift, med en viss grad av markedsmakt, setter prisen på sine varer som et påslag, 𝜇, på lønnskostnadene. Dette kan uttrykkes ved:
𝑃𝑡 = (1 + 𝜇)𝑊𝑡+ (1)
Ønsket reallønn for bedriftene avhenger av ledigheten, og priskurven er derfor ikke-synkende i ledigheten. Størrelsen på påslaget vil avhenge av konkurransesituasjonen,
etterspørselselastisiteten etter produktene, og produktiviteten til de ansatte. Ved lav ledighet kan det tenkes at produktiviteten begynner å falle eller at konkurransen blir mindre skarp.
Fagforeningene på sine side bryr seg om reallønnen til sine fagorganiserte og setter lønnen som et påslag, 𝛾, over det forventede prisnivået, 𝑃𝑡𝑒, uttrykt som:
𝑊𝑡 = (1 + 𝛾)𝑃𝑡𝑒− 𝑈𝑡 (2)
Lønnskurven antas å være fallende i diagrammet. Hver enkelt fagforening ønsker å utnytte sin markedsmakt slik at sine fagorganiserte får bedre vilkår ved å være fagorganisert enn de ville hatt utenfor bedriften. Fagforeningen kjemper for en bedre lønn enn det de ansatte i
gjennomsnitt ville hatt dersom de måtte søke ny jobb. Dette gjennomsnittet avhenger blant annet av hvor lenge den enkelte må forvente å gå ledig før man finner en ny jobb som igjen avhenger av ledighetsnivået (NOU:2013, s. 593). Lønnskravene antas derfor å være mer beskjedne hvis ledigheten er høy enn i tilfeller der ledigheten er lav.
I modellen defineres likevektsledighet og reallønn av skjæringspunktet mellom priskurven og lønnskurven. Likevektsledigheten bestemmes gjennom mange aktørers ukoordinerte
handlinger. Dette gir ikke et samfunnsøkonomisk optimalt utfall og gir normalt opphav til en høyere ledighet enn hva som kunne vært tilfelle under en koordinert lønnsdannelse. Årsaken hviler på at hver enkelt fagforening ikke tar hensyn til de negative eksternalitetene
lønnsfastsettelse i den enkelte bedrift medfører økonomien som helhet.
De enkelte fagforeningene tar ikke innover seg at en lønnsøkning i enkeltnæringer presser det generelle prisnivået i samfunnet opp og gir følgelig et fall i andre aktørers realinntekt. Økt lønnsvekst påvirker også, som nevnt, kostnadene til bedriften. Bransjevis lønnsforhandlinger kan gi opphav til høy ledighet. Eksempelvis er det begrenset i hvilken grad bedriften kan velte økte lønnskostnader over i produktprisene uten at dette reduserer etterspørselen etter
bedriftens varer og tjenester. Det impliserer at et høyt lønnspress får konsekvenser for antallet jobber i bedriften. Økt ledighet fra et samfunnsøkonomisk perspektiv fører blant annet til lavere skatteinntekter og høyere utgifter til ledighetstrygd som i sin tur må finansieres av andre (NOU 2013:13, s. 595).
2.2.2 En koordinert lønnsdannelse
En koordinert lønnsdannelse viser til graden av samhandling og samarbeid mellom partene i arbeidslivet på tvers av sektorer og bedrifter, og refererer til i hvilken grad mindre aktører bevisst følger hva større aktører bestemmer (Kenworthy, 2001, s. 75). Målet er å sikre en forventet samstemt pris- og lønnsvekst for bedre å kunne tilpasse seg den makroøkonomiske situasjonen (OECD, 2019, s.106). I lys av modellen i 2.2.1, kan en koordinert lønnsdannelse resultere i mer samstemte pris- og lønnspåslag fordi koordinering tar hensyn til avveiningen
mellom høyere lønn og høyere sysselsetting. En høy grad av koordinering kan bidra til å dempe lønnsveksten og redusere ledigheten.
Forhandlinger kjennetegnet ved en høy grad av lønnskoordinering på tvers av fagforeningene er assosiert med flere sysselsatte og lavere arbeidsledighet (OECD, 2019, s. 12). Det betyr at variasjoner i sysselsettingsrater antakelig er større enn variasjonen i ledighetsrater isolert sett skulle tilsi. Samtidig indikerer det at en reduksjon i arbeidsstyrken ikke uten videre løser ledighetsproblemet. En grunn til at land med sterk koordinering i lønnsfastsettelsen har lavere ledighet og flere sysselsatte kan være at partene i arbeidsmarkedet gjennom en samlet
lønnsdannelse i større grad tar hensyn til hvordan utviklingen i lønnsveksten påvirker ledighet og sysselsetting i økonomien som helhet (NOU 2016: 15, s. 19). Dersom forhandlingene på vegne av arbeidstakere og arbeidsgivere finner sted samlet, kan dette gi partene incentiver til å internalisere de negative eksternalitetene økt lønn i enkeltnæringer har for andre grupper i økonomien.
Nymoen og Sparrman (2015) finner støtte for at en sterkere koordinering senker
likevektsledigheten. Det vil si at det langsiktige nivået på ledigheten avhenger, blant annet, av reguleringer på arbeidsmarkedet. Et samspill mellom fagforeninger kan dempe lønnspresset, minske ulikhet og sørge for at bedrifter ikke får et kostnadsnivå som skader den internasjonale konkurranseevnen. Det indikerer at koordinering i lønnsdannelsen kan muliggjøre en lavere ledighet enn tilfelle uten koordinering.
En faktor som utfordrer koordinering i lønnsoppgjørene er den fallende andelen
fagorganiserte. Andelen fagorganiserte i OECD-landene har, i snitt, vist en nedadgående trend de siste 40 årene (OECD, 2019, s. 23). Det er imidlertid stor variasjon mellom landene hvor de nordiske landene og Belgia skiller seg ut ved en høy andel fagorganiserte. Disse landene utmerker seg også som land med høy grad av koordinering i lønnsdannelsen. En koordinering av lønnsdannelsen beror på betydelig organisering på både arbeidstaker- og arbeidsgiversiden.
Store og brede fagforeninger med forhandlingsmakt hviler i stor grad på medlemsmassen. En stor medlemsmasse gir større forhandlingsmakt, og forhandlingsmakt gjør det attraktivt å fagorganisere seg. Graden av forhandlingsmakt er en faktor som påvirker koordineringen.
Selv om høy medlemsmasse gir høy forhandlingsmakt, betyr ikke nødvendigvis høy andel fagorganiserte at det er høy grad av koordinering. Isolert sett vil en større andel fagorganiserte
føre til økt forhandlingsstyrke som kan gi høyere lønnspress, høyere ledighet og større inntektsforskjeller. Dette taler for at effekten av organisasjonsgrad ikke bør studeres isolert, men i kombinasjon med koordineringsgrad. Flere fagorganiserte i kombinasjon med sterke landorganisasjoner og/eller paraplyorganisasjoner kan bidra til økt koordinering. En paraplyorganisasjon er en organisasjon bestående av flere selvstendige organisasjoner og virker som et felles talerør i bestemte saker for sine underorganisasjoner (Garvik, 2019). Et felles talerør på vegne av et bredt utvalg av organisasjoner er med på å synliggjøre
konsekvensene ved desentraliserte lønnsoppgjør. Sterke paraplyorganisasjoner kan derfor legge til rette for en bedre koordinering av lønnsdannelsen.
Institusjoner og mekanismer bidrar til koordinering i lønnsdannelsen. I tillegg er
myndighetenes rolle avgjørende i hvordan de legger til rette for koordinerte forhandlinger gjennom lovverk og meklingsinstitusjoner slik at partene incentiveres til å nå felles mål.
Koordinering i lønnsdannelsen vil derfor kreve noen felles mål om hva lønnsdannelsen skal oppfylle. Her har særlig målene om høy sysselsetting og lav ledighet utpekt seg (NOU 2013:13, s. 12). For å lykkes med koordineringen må organisasjonene være villige til, og i stand til, å samordne seg for å realisere disse målene (NOU 2013:13. s.61). Et institusjonelt og lovregulert rammeverk vil kunne bidra til at målene oppfylles ved at forhandlingsprosesser og eventuelle konflikter balanserer samfunnsmessige hensyn.
En normbasert lønnsdannelse bidrar til mindre lønnsforskjeller, høyere sysselsetting og lavere ledighet (NOU 2013:13, s. 61). Det innebærer at den samlede lønnsveksten tilpasses pris- og produktivitetsveksten i én sektor og at denne sektoren leder lønnsutviklingen for de øvrige sektorene. Eksempelvis er det norske systemet for lønnsdannelse bygget på frontfagsmodellen der lønnsveksten i konkurranseutsatt sektor leder den generelle lønnsutviklingen i økonomien.
For å bedre en svekket konkurranseevne ovenfor utlandet vil dette normalt skje gjennom en moderat lønnsvekst. En normbasert lønnsdannelse kan dermed tenkes å ivareta
koordineringen mellom sentrale og lokale tillegg.
2.3 Phillipskurven
Det antas å være forskjell på kort og lang sikt når vi studerer ledighet og inflasjon. Den kortsiktige Phillipskurven utledes fra Layard-Nickell-modellen ved å påpeke mekanismene som trer i kraft dersom økonomien har beveget seg bort fra likevektsledigheten. En ledighet
lavere enn likevektsledigheten vil normalt gi opphav til en stigende pris- og lønnsvekst som i neste omgang vil redusere etterspørselen etter arbeidskraft, slik at ledigheten øker. Omvendt vil en ledighet høyere enn likevektsledigheten presse lønnsveksten nedover og følgelig gi fallende inflasjon, slik at etterspørselen etter arbeidskraft øker. Dersom vi følger ny-
keynesiansk argumentasjon om stivheter knyttet til priser og lønninger vil det ta noe tid før partene i arbeidslivet oppdager at det generelle prisnivået i økonomien har økt. En slik alminnelig prisøkning betyr økte levekostnader for lønnstakerne som vil søke, og delvis lykkes med, å få lønnskompensasjon for økte levekostnader. På grunn av stivheter i priser og lønninger vil det på kort sikt være en trade-off mellom inflasjon og arbeidsledighet.
Relasjonen mellom inflasjon og avvik fra likevektsledigheten, eller avvik fra et naturlig produksjonsnivå, kan uttrykkes ved:
𝜋𝑡 = 𝜋𝑒+ {
𝑎(𝑢 − 𝑢𝑛) 𝑒𝑙𝑙𝑒𝑟 𝑏(𝑦 − 𝑦𝑛)
} + 𝑠 (3)
Hvor 𝜋𝑡 definerer inflasjonsraten, 𝜋𝑒 gir forventet inflasjon, (𝑢 − 𝑢𝑛) angir avviket fra likevektsledigheten, og (𝑦 − 𝑦𝑛) angir avviket fra et naturlig produksjonsnivå. Koeffisienten 𝑎 antas å være negativ, mens koeffisienten 𝑏 antas å være positiv. 𝑠 er en samlevariabel for tilbudssjokk. Relasjonen gir oss en kortsiktig Phillipskurve der inflasjonen er fallende i arbeidsledighetsraten, som vist i Figur 2.
Analyser av ledighetsraten bygger typisk på antagelsen om at det eksisterer en
likevektsledighet som ledigheten konvergerer mot på lang sikt. På grunn av mekanismer beskrevet innledningsvis, kan den faktiske ledigheten avvike fra likevektsledigheten. Normalt eksisterer det krefter i økonomien som trekker arbeidsledighetsraten tilbake til sitt
likevektsnivå. Likevektsledigheten, også kalt den naturlige ledighetsraten, er det
ledighetsnivået som i fravær av forstyrrelser vil vedvare over tid, men nivået kan påvirkes gjennom politiske beslutninger (NOU 2000:21, s. 581). På lang sikt vil derfor Phillipskurven være loddrett. «Lang sikt» innbefatter at forventet inflasjon blir lik faktisk inflasjon, 𝜋𝑡= 𝜋𝑒. Det vil si at den naturlige ledighetsraten, 𝑈𝑛, er uavhengig av nivået på inflasjonen.
Figur 2: Den konkave kortsiktig Phillipskurven viser inflasjon fallende i arbeidsledigheten, mens den loddrette langsiktige Phillipskurven viser ledighet lik sin naturlige ledighetsrate uansett nivå på inflasjonen.
2.3.1 Helningen på Phillipskurven
Dersom en høy grad av koordinering i lønnsdannelsen bidrar til en lavere ledighet kan det tenkes at graden av koordinering kan avleses som variasjoner i helning til Phillipskurven.
Dersom en høy grad av koordinering gir opphav til en slakere helning indikerer dette at endringer i ledigheten ikke nevneverdig slår ut i inflasjonen. Det vil si at arbeidsledigheten i større grad er frikoblet inflasjonen. Hvis det er tilfelle kan myndighetene føre
sysselsettingsstimulerende politikk med mål om å presse ledigheten lavere enn
likevektsledigheten uten at tiltakene gir voldsomme reaksjoner i lønns- og prisveksten.
Illustrativt vil den loddrette, langsiktige Phillipskurven flyttes til venstre i Figur 2.
Figur 3 viser konkave kortsiktige Phillipskurver med ulik helning avhengig av koordineringsgrad. Dette illustrerer at land med en lav/ingen grad av koordinering i
lønnsdannelsen gir opphav til en brattere Phillipskurve, mens land kjennetegnet med en høy grad av koordinering i lønnsdannelsen kan gi en slakere Phillipskurve. Koordineringsgraden kan påvirke styrken i relasjonen på kort sikt, samtidig som en sterk koordinering på lang sikt kan presse ledigheten lavere enn likevektsledigheten.
Figur 3: En gitt variasjon i ledigheten gir opphav til ulik respons på inflasjonen avhengig av koordineringsgrad.
Helningen til den konkave kortsiktige Phillipskurven ved lav/ingen grad av koordinering er gitt i grafen til venstre. Grafen til høyre viser helningen til Phillipskurven ved en høy grad av koordinering i lønnsdannelsen.
3. Eksisterende forskning og relevans
Phillipskurven, som løselig betegner sammenhengen fra ledighetsrate til lønns og/eller prisvekst har vært, og fremdeles er, sentral i makroøkonomien. Relasjonen har blitt diskutert, undersøkt og kritisert.
3.1 Institusjonelle forhold påvirker sysselsettingen
Det er store institusjonelle forskjeller mellom OECD-landene, både hva gjelder offentlige reguleringer og i systemer for lønnsdannelsen. En etterhvert ganske omfattende økonomisk litteratur har studert i hvilken grad institusjonelle forhold påvirker arbeidsmarkedet. Det foreligger en konsensus om at institusjoner som bidrar til å regulere arbeidsmarkedet er en viktig komponent for å motvirke arbeidsledighet (Flaig, G. & Rottmann, H. 2013, s. 636).
Flaig og Rottman (2013) forsøker å besvare hvor mye av variasjonene i arbeidsledighetsraten i OECD-landene som kan forklares gjennom ulike institusjonelle forhold i tidsperioden 1960 - 2000. De finner signifikante resultater for at økt koordinering eller sentralisering i
lønnsdannelsen gir opphav til en lavere ledighetsrate (Flaig, G. & Rottmann, H. 2013, s. 645).
Funnene indikerer at institusjonelle forhold på arbeidsmarkedet er bestemmende for ledighetsraten.
Rapporten fra OECD (2019), omtalt i avsnitt 3.1.4, finner tilsvarende resultater. OECD finner at kollektive forhandlinger påvirker områder politikere og befolkningen generelt bryr seg mest om: sysselsetting, lønninger, ulikhet og produktivitet (OECD, 2019, s. 106). OECD finner, med bakgrunn av data for 35 OECD-land mellom 1980 og 2016, at koordinerte forhandlinger er forbundet med høyrere sysselsetting og lavere arbeidsledighet enn helt desentraliserte systemer, som vist i Figur 4.
Figur 4: Kollektive forhandlinger gir opphav til høyere sysselsetting og lavere arbeidsledighet i OECD-landene.
***, **, * viser statistiske signifikante resultater på 1, 5 og 10% signifikansnivåer. Resultatene er basert på OLS-regresjoner, inkludert land- og års-dummyer, samt dekningsgraden under kollektive forhandlinger (OECD, 2019, s. 114).
Mange av OECD-landene har gått i retning av en mer desentralisert lønnsdannelse de siste årene. Rapporten påpeker at desentralisering uten koordinerte kollektive avtaler innad og på tvers av sektorer, har en tendens til å være assosiert med et dårligere arbeidsmarked. Bowdler
& Nunziata viser at en høy andel fagorganiserte kan forårsake høyere inflasjon og finner, som OECD også påpeker, at koordinering i lønnsdannelsen reduserer faren for at sterke
fagorganisasjoner misbruker sin forhandlingsmakt. OECD trekker frem at landene som har lyktes med en normbasert koordinert lønnsdannelse beror på sterke og brede fagforeninger på både arbeidsgiver- og arbeidstakersiden. I tillegg peker rapporten på at det er nødvendig med effektive meklingsorganer som kan tre inn ved uenigheter og balansere samfunnsmessige hensyn.
3.2 Relevans
Den nordiske modellen har produsert noen av de minste lønnsforskjellene og de mest
sjenerøse velferdsstatene i verden (Moene, 2007, s. 1). De nordiske landene kjennetegnes ved sterke fagforeninger, sterke arbeidsgiverorganisasjoner og en omfattende
forhandlingskoordinering i arbeidslivet. En høy grad av koordinering i lønnsfastsettelsen mellom forhandlingsenhetene i de nordiske landene kan tenkes å ha bidratt til lav
arbeidsledighet, høy sysselsetting og små lønnsforskjeller.
Det er naturlig å bemerke at Phillipskurvens relevans og styrkeforholdet mellom inflasjon og ledighet har implikasjoner for pengepolitikken. Dersom forstyrrelser inntreffer økonomien, kan det oppstå en konflikt mellom oppnåelsen av inflasjonsmålet og hensynet til høy og stabil sysselsetting og produksjon. Pengepolitikken påvirker hva slags bytteforhold lønnssetterne står overfor mellom lønn og sysselsetting (NOU 2001:21. s. 596). Dersom høye lønnstillegg presser det generelle prisnivået opp, vil en kompromissløs anti-inflasjonistisk sentralbank reagere med å stramme inn pengepolitikken, hvor resultatet vil kunne bli økt arbeidsledighet.
I tilfeller der en sterk koordinering i lønnsfastsettelsen frikobler inflasjon og ledighet i større grad, gir dette mulighet for sentralbankene å gi økt fokus på sysselsetting når
virkemiddelbruken skal bestemmes.
4. Data
4.1 Datautvalg og datatilretteleggelse
Datamaterialet1 for oppgaven består av kvartalsdata for konsumprisindeksen og arbeidsledighet for en rekke land. Valg av mål for både konsumprisindeksen og arbeidsledighet er en kvartalsvis årlig endringsrate. En årsak til valget om å benytte kvartalsvis årlig rate kan forklares i potensiell tilfeldig variasjon i de kvartals-vise
endringstallene. Da oppgavens hensikt er å undersøke sammenhengen mellom inflasjon og ledighet og om relasjonen påvirkes av koordineringsgrad i lønnsdannelsen, glatter vi over fire kvartaler for å unngå store, tilfeldige variasjoner.
Fordelen ved å benytte konsumprisindeksen, KPI, er dets relative like målegrunnlag på tvers av landene. Et relativt likt målegrunnlag gir et bedre sammenligningsgrunnlag. En ulempe ved KPI er dets kompleksitet. Indeksen består av mange underkomponenter som har priser som ikke nevneverdig påvirkes av innenlands arbeidsledighet. I tillegg er det noen priser som inngår i KPI som har en tendens til å variere mye. Dette er særlig gjeldende for energipriser.
Store variasjoner i prisendringene kan skape støy i bildet av den underliggende trenden i prisutviklingen (Norges Bank, 2020). Dette kan potensielt forkludre resultatene. Dersom vi skulle ha korrigert for store prisendringer gjennom å benytte KPI justert for avgiftsendringer og uten energivarer, KPI-JAE, ville antall land blitt færre og tidsrekkene kortere.
Arbeidsledighetsraten viser antall arbeidsledige i prosent av arbeidsstyrken.
Datagrunnlaget består av et utvalg OECD-land hvor tidsseriene for inflasjon og
arbeidsledighet dekker perioden 2001:1 – 2020:2. Datasettet som benyttes i analysen er balansert. Et balansert datasett innebærer at alle landene har observasjoner for hver variable i hvert kvartal. Det vil konkret si at alle 27 OECD-land har hver sin tilhørende tidsobservasjon i perioden 2001:1-2020:2. Det er verken hull eller «sagbladtenner» i datasettet.
1 Tilgang til tidsserier er gitt gjennom DNB Markets, Renter/Råvarer/Valuta. Datagrunnlaget er hentet fra
plattformen Refinitiv/Eikon (www.refinitiv.com)hvor jeg er blitt gitt brukertilgang. Tidsserienes kilde er i all hovedsak nasjonale statistikkbyråer.
Per september 2020 var det totalt 37 medlemsland av OECD, Organisation for Economic Co- operation and Development. Datautvalget favner 27 av disse landene. Utvalget av landene er gjort etter tilgjengelig tidsserier. Datasettet består av 9 av totalt 10 land som OECD
kategoriserer som land kjennetegnet med høy grad av koordinering og 18 av totalt 27 land som defineres med lav eller ingen grad av koordinering. En oversikt over de utvalgte landene er gitt i appendiks, A1, Tabell 1.
4.1.1 Logaritmisk transformasjon av arbeidsledighet
Figur 4 og 5 viser henholdsvis fordelingen i utvalget av den kvartalsvise årlige endringsraten til arbeidsledighet og inflasjon. Vi ser fra histogrammet til venstre i Figur 4 at fordelingen over arbeidsledighetsraten er ganske høyreskjev. For å kunne benytte statistiske tester som er basert på en normalfordeling, kan det være et poeng at ledighetsratene er tilnærmet
klokkeformet. Det er naturlig også å bemerke at det er en tilnærmet normalfordeling av residualene som er av betydning. Normalfordelte residualer blir riktignok automatisk oppfylt dersom både inflasjons- og ledighetsseriene er tilnærmet normalfordelt.
Store skjevheter i utvalget kan påvirke resultatene på en uheldig måte i den forstand at
resultatene blir upålitelige og en generalisering av resultatene blir utfordrende. Histogrammet til høyre i Figur 4 gir en viss støtte til at logaritmen til arbeidsledighet kan betraktes som tilnærmet lognormalfordelt. Det vil derfor gjøres en logaritmisk transformasjon av variabelen som viser kvartalsvis årlig endringsrate til arbeidsledigheten. Fordelingen i utvalget til den kvartalvis årlig endringsraten til inflasjon i Figur 5 viser, i motsetning til
arbeidsledighetsraten, å være tilnærmet normalfordelt. Det vil derfor ikke gjøres noen tranformasjon av inflasjonsraten.
Modellen vil ta form som en versjon av en semi-logaritmisk modell, en såkalt lin-log-modell.
Figur 5: Histogram over arbeidsledighet. Venstre panel viser arbeidsledighet som en kvartalsvis årlig endringsrate i prosent, mens høyre panel viser denne arbeidsledighetsraten i logaritmer.
Figur 6: Histogrammet viser at den kvartalsvis årlige endringsraten i inflasjon er tilnærmet normalfordelt.
4.1.2 Formen på Phillipskurven
Valg av funksjonsform knyttes opp til resultatene i underkapittel 4.1.1. En lin-log-modell forutsetter at dersom koeffisienten på arbeidsledighet er negativ, vil inflasjonen falle når ledigheten øker, men at fallet avtar ved økende verdier av ledigheten (Bårdsen & Nymoen, 2011, s. 44).
Lønnskurven under Layard-Nickell-modellen vil være konkav i overensstemmelse med den logaritmiske transformasjonen av arbeidsledighet. Dersom vi antar at en ledighet lavere enn likevektsledigheten fører til økt lønnspress og at bedriftene kan velte denne kostnaden over i produktprisene, vil en kostnadsovervelting i prisdannelsen gi en Phillipskurve med den logaritmiske ledigheten, ln (𝑈), på høyresiden. Vi antar også en grad av stivheter knyttet til
relasjonen mellom ledighet og inflasjon slik at høyresidevariabelen vil være en bak- overskuende logaritmisk ledighet, ln(𝑈𝑡−1).
Det kan tenkes at det er andre ikke-lineære funksjonsformer på arbeidsledigheten som passer datautvalget like godt eller bedre. Arbeidsledighetsraten, som en andel av arbeidsstyrken vil alltid ligge mellom 0 og 100%, og har således en grenseverdi (Bårdsen & Nymoen, 2011, s.
39). Inversmodellen tar høyde for at variablene har en grenseverdi og kan fanges opp ved at arbeidsledigheten tar funksjonsformen 1
𝑈𝑡. Et annet alternativ til funksjonsform kan være en log-log-modell. Denne formen utelukker at prisnivået kan falle, en negativ inflasjon. Historisk sett kan nok dette stemme, men det er kanskje ikke like aktuelt lenger. Dette vil nok være tilfelle for enkelte land, men som resultatene viser at dette ikke stemmer for alle landene.
Siden vi har et utvalg av land vil det være rimelig å anta et sammensatt bilde hva gjelder funksjonsform. En lineær funksjonsform kan nok kunne beskrive dataene best i noen land, mens den logaritmiske formen eller den inverse modellen vil kunne beskrive relasjonen bedre i andre. Med bakgrunn i avsnitt 4.1.1 vil det i den videre analysen benyttes en lin-log-modell.
4.1.3 Autokorrelasjon
På grunn av mye autokorrelasjon2 i inflasjonsvariabelen er det nødvendig å inkludere flere laggede verdier av inflasjon. Dette for å unngå autokorrelerte restledd. Koeffisienten til det fjerde lagget av inflasjonsvariabelen blir midlertidig estimert til svært nær null i de
modellikningene vi har sett på. Derfor har vi gjennomgående benyttet tre lag i den avhengige variabelen for å fange opp autokorrelasjonen som har, eller kunne ha, havnet i residualene.
4.1.4 Kilde til koordineringsgrad
For å undersøke om ulik grad av koordinering i lønnsdannelsen kan påvirke helningen på Phillipskurven, vil landene inndeles etter klassifisering gitt i OECD sin rapport Negotiating Our Way Up: Collective Bargaining in a Changing World of Work (2019). Rapporten gir en omfattende vurdering av funksjonen til kollektive forhandlingssystemer i OECD-landene og analyserer betydningen institusjoner har på sysselsetting, lønn, inkludering, så vel som ikke-
2 Beskriver graden av samvariasjon mellom en gitt tidsserie og en lagget verdi av samme tidsserie.
monetære aspekter ved det å være sysselsatt. Rapporten diskuterer hvorvidt kollektive forhandlinger kan mobiliseres for å adressere nye utfordringer på arbeidsmarkedet hvor det påpekes at koordinering mellom forhandlingsenhetene utmerker seg som en viktig komponent for lavere ledighet og flere sysselsatte (OECD, 2019, s. 12). Til tross for at to tredjedeler av OECD-landene har en form for kollektive forhandlinger, varierer graden av koordinering mellom forhandlingsenhetene. Koordinering i lønnsdannelsen er, ifølge OECD, en nøkkelfaktor bak økonomiens evne til å tilpasse seg makroøkonomiske sjokk. Rapporten peker spesielt på at koordineringen er sterk i landene Østerrike, Danmark, Tyskland, Nederland, Norge, Sverige og Japan.
Beskrivelsen av funksjonen til kollektive forhandlingssystemer i OECD-landene, heriblant kategoriseringen av koordineringsgrad, beror i hovedsak på spørreskjemaer adressert til Arbeidsdepartementer, arbeidsgiverorganisasjoner og fagforeninger i 2016 (OECD, 2019, s.
29). Fokuset ligger på kollektive forhandlinger i privat sektor og der det er institusjonelle forskjeller på tvers av sektorer, fokuserer svarene på hva som er aktuelt i avtalen som gjelder for produksjonssektoren.
Alle OECD-landene skal ha fylt ut og innsendt spørreskjemaene (OECD, 2019, s. 29).
5. Metode
Inflasjon og ledighet påvirkes av særs mange faktorer som i sin tur kan påvirke relasjonen. Vi vil anvende en paneldataanalyse, nærmere bestemt en fixed effects modell, for å estimere betingede modeller mellom inflasjon og arbeidsledighet for deretter å undersøke om det eksisterer en sammenheng mellom koordineringsgrad i lønnsdannelsen og
Phillipskurverelasjonen. Et paneldatasett bestående av samme antall land som observeres over gjentatte kvartal over flere år har den fordelen at vi kan utnytte både variasjon mellom
landene og variasjonen innenfor hvert land over tid.
5.1 Rammeverk
Rammeverket for en paneldataregresjon med både landfaste og tidsfaste effekter, der vi ønsker å studere sammenhengen mellom inflasjon og arbeidsledighet, kan uttrykkes ved følgende likning:
(4)
𝜋𝑖𝑡 = 𝛽1ln(𝑈𝑖𝑡−1) + 𝛽2[(𝑙𝑛𝑈𝑖𝑡− 𝑙𝑛𝑈𝑖𝑡−1)] + 𝛾1𝜋𝑖𝑡−1+ 𝛾2𝜋𝑖𝑡−2+ 𝛾3𝜋𝑖𝑡−3+ 𝛼𝑖 + 𝜆𝑡+ 𝜀𝑖𝑡 Der 𝑖 angir OECD-land og 𝑡 angir år: kvartal. Avhengig variabel 𝜋𝑖𝑡, 𝑖𝑛𝑓𝑙𝑎𝑠𝑗𝑜𝑛𝑖𝑡, presiserer kvartalsvis årlige endringsrate. På grunn av plausibel funksjonsform i arbeidsledighetsratene viser den uavhengige variabelen ln(𝑈𝑖𝑡−1) en kvartalsvis årlig endringsrate for OECD-land 𝑖 i år: kvartal 𝑡. Videre viser (𝑙𝑛𝑈𝑖𝑡− 𝑙𝑛𝑈𝑖𝑡−1) en kortsiktighetsparameter som har de samme statistiske egenskapene som om vi hadde inkludert 𝑙𝑛𝑈𝑖𝑡 og 𝑙𝑛𝑈𝑖𝑡−1 separat. Det inkluderes, som drøftet i avsnitt 4.1.3, tre laggede inflasjonsledd, 𝛾1𝜋𝑖𝑡−1, 𝛾2𝜋𝑖𝑡−2 𝑜𝑔 𝛾3𝜋𝑖𝑡−3. Videre spesifiserer 𝛼𝑖 de uobserverte landspesifikke effektene. Det vil si ukjente variabler som er konstante over tid, men som varierer på tvers av landene. Disse kan for eksempel være historiske og institusjonelle faktorer. 𝜆𝑡 er en vektor av dummyvariabler som spesifiserer kvartalsfaste effekter. Tidsfaste effekter kontrollerer for faktorer som antas å være like på tvers av OECD-landene, men som varierer over tid. Eksempelvis kan dette være
internasjonalt aksepterte standarder. OECDs omfattende standardsetting innføres ved enstemmige beslutninger og er deretter bindende for medlemslandene. Disse standardene varierer over tid, men antas å være like på tvers av landene. Residualen, 𝜀𝑖𝑡, er et stokastisk feilledd som varierer både mellom land og over tid. Hvert land i hvert kvartal per år har sitt
eget særegne feilledd. Feilleddene fanger opp variasjon som ikke kan forklares gjennom modellen.
Siden vi ønsker å teste om det er en sammenheng mellom grad av koordinering i
lønnsdannelsen og Phillipskurvestrukturen, danner vi en dummyvariabel, 𝑘𝑜𝑖𝑡, hvor 𝑘𝑜𝑖𝑡 = 1 for land definert med høy grad av koordinering og 𝑘𝑜𝑖𝑡 = 0 for land kjennetegnet med lav eller ingen grad av koordinering i lønnsdannelsen. Det vil kjøres separate og samlede
regresjoner, hvor den separate regresjonen anvender likning (4) for hver koordineringsgruppe, mens en samlet regresjon vil interagere koordinasjonsdummyen med den laggede
arbeidsledigheten som vist i likning (5):
(5)
𝜋𝑖𝑡 = 𝛼𝑖+ 𝛾1𝜋𝑖𝑡−1+ 𝛾2𝜋𝑖𝑡−2+ 𝛾3𝜋𝑖𝑡−3+ 𝛽1(𝑙𝑛𝑈𝑖𝑡−1) + 𝛽2[(𝑙𝑛𝑈𝑖𝑡− 𝑙𝑛𝑈𝑖𝑡−1)] +
⋋1(𝑙𝑛𝑈𝑡−1𝑘𝑜𝑖𝑡) + 𝜆𝑡+ 𝜀𝑖𝑡
5.2 Modellspesifikasjon
Siden parameterne 𝛽0, 𝛽1, 𝛽2, 𝛾1, 𝛾2, 𝛾3, 𝜆𝑡 𝑜𝑔 𝜃 i likning (4) og (5) er ukjente, estimeres disse verdiene ut fra tilgjengelig data. Minste kvadraters metode, heretter kalt OLS3, estimerer de ukjente parameterne i likning (4) og (5) slik at regresjonslinjen er så nær den observerte dataen som mulig, hvor så «nær som mulig» innebærer å minimere summen av kvadrerte avvik fra den estimerte regresjonslinjen (Stock & Watson, 2015). Sett opp mot likning (4) betyr det at ∑ 𝜀𝑖𝑡2 er så liten som mulig.
Siden vi mistenker at de landspesifikke observasjonene er korrelert med
forklaringsvariablene, antas det at FE-modellen, fixed effects, passer vårt formål. Ved å benytte FE-modellen filtrerer vi bort variasjon mellom landene som ikke handler om endringer i inflasjon og ledighet over tid, men som potensielt handler om institusjonelle forandringer. En FE-modell hvor vi inkluderer både landfaste og tidsfaste effekter, tillater at hvert OECD-land kan ha ulikt konstantledd. Konstantleddet beskriver hvor høyt
Phillipskurven ligger i diagrammet, det vil si der kurven skjærer y-aksen. Med andre ord vil sammenhengen mellom inflasjon og ledighet være lik for alle land, men nivåene vil være
3 OLS er forkortelse for «Ordinary Least Squares». På norsk – Minste Kvadraters Metode, MKM.
forskjellig. Det innebærer at kurvens plassering i diagrammet tillates å variere mellom landene. I tillegg estimerer vi en felles tidseffekt slik at vi kan se bort fra tidseffekten da vi tolker koeffisienten av interesse.
Det er naturlig å påpeke at koeffisientene under FE-modellen går under navnet within- estimatorer og presenteres ofte under navnet Least Squares Dummy Variables (LSDV).
Årsaken er at within-estimatoren i praksis kan oppnås ved å inkludere n-1 individ-dummyer.
En dypere gjennomgang av modellens forutsetninger er lagt til appendiks A2.
5.2.1 Hausman test
For å avklare hvorvidt en random effects- eller fixed effects modell passer dataen best,
gjennomføres det en Hausman test. Nullhypotesen i testen sier at en random effects-modell er foretrukken ovenfor en FE-modell (Green, 2008, kapittel 9). Hausman-testen undersøker hvorvidt de enkelte feilleddene, 𝜀𝑖, er korrelert med forklaringsvariablene, hvor nullhypotesen sier at de ikke er det. Testresultatet viser at vi forkaster nullhypotesen om at 𝜀𝑖 er korrelert med forklaringsvariablene. Den korrekte modellen å benytte er dermed FE.
5.3 Programvarestruktur og estimering i praksis
Programvaren Stata4 er blitt benyttet til å produsere de økonometriske resultatene i oppgaven.
Regresjonsanalysene utføres ved bruk av xtreg-kommandoen i Stata. Denne kommandoen benytter en «within»- estimering som kun benytter variasjon innenfor landene og ikke noe mellom enhetene. Estimatoren er identisk lik LSDV metoden. En videre gjennomgang av den bakenforliggende within-estimeringen er lagt til appendiks A3.
Generelt er R2 et mål på hvor godt modellen passer dataen, en såkalt goodness-of-fit. Xtreg- kommandoen i Stata rapporterer automatisk tre R2-verdier, henholdsvis «Within», «Between»
og «Overall». «Within», heretter referert til som R2 (1), forteller oss noe om hvor mye forklaringsvariablene kan forklare endringer i inflasjonen innad i samme land over tid. R2
4 Stata/SE 16.1 for Windows (64-bit x86-64).
Revision 20 May 2020.
Copyright 1975-2019 StataCorp LLC.
«Between», heretter kalt R2 (2) forsøker å vise hvor mye forklaringsvariablene kan forklare variasjoner i inflasjon mellom land. Den siste R2 «Overall» gir et vektet gjennomsnitt av de to.
Jeg vil i tabellene i kapittel 6 rapportere R2 (1) og R2 (2).
For å vurdere den statistiske signifikansen og verdien av relasjonsfaste effekter i regresjonen, vil vi benytte F-testen og p-verdien. Regresjonene der vi benytter xtreg-kommandoen gir oss en F-test som tester nullhypotesen om at de faste effektene er null. Vi benytter p-verdien for å vurdere den statistiske signifikansen. Jo lavere p-verdi, desto sterkere bevis har vi mot
nullhypotesen. Med andre ord gir F-testen oss innsikt om de uobserverte landspesifikke effektene. Hva gjelder robuste standardfeil kontra kluster-robuste standardfeil viser estimeringen identiske standardfeil mellom de to ulike metodene. Vi vil derfor rapportere robuste standardfeil.
6. Resultater
Vi begynner fremleggingen av resultatene med hvorvidt det eksisterer en sammenheng mellom koordineringsgrad i lønnsdannelsen og helningen på Phillipskurven.
Deretter ser vi å hvordan koeffisienten til ln(𝑈𝑡−1) endrer seg ved ulike tilpasninger og utvidelser av modellen for å belyse sammenhengen i Phillipskurvestrukturen til gitt
tidsperiode og for utvalget av OECD-landene. Vi adresserer også bekymringen om at ledighet i inneværende periode kan være påvirket av inflasjonen.
Utregningene av langtidseffekten fra de dynamiske modellene er lagt til appendiks A6.
En bredere oversikt over variasjonen i tallmaterialet er gitt i appendiks A7, hvor vi viser alle de landvise, dynamiske Phillipskurvene.
6.1 Koordineringsgrad i lønnsdannelsen
Vi vil først vise de separate resultatene fra estimeringen hvor vi inndeler landene etter koordineringsgrad definert fra OECD sin rapport (2019, s. 19), gjengitt i Appendiks A4, Tabell 6. Den separate estimeringen tillater at alle koeffisientene til forklaringsvariablene er forskjellige. Deretter viser vi resultatene fra en samlet regresjon der vi interagerer
koordineringsdummyen med den laggede ledigheten. Den samlede regresjonen tillater kun forskjeller i koeffisienten til den laggede ledighet, og tvinger således alle de andre
koeffisientene til forklaringsvariablene å være like.
Årsaken til at vi viser begge estimeringene er at signifikansen til helningen på Phillipskurven kan variere mellom de to versjonene.
6.1.1 En separat regresjon
Tabell 1 gir en oversikt over de ulike koeffisientene til forklaringsvariablene i hele utvalget, de landene kjennetegnet med høy grad av koordinering og de landene definert med lav eller ingen grad av koordinering i lønnsdannelsen. Den enkeltvis, separate estimeringen beror på likning (4). Vi inkluderer landfaste og kvartalsfaste effekter for å filtrere bort variasjon mellom landene som ikke omhandler endringer i inflasjon og ledighet over tid, men som vi mistenker handler om institusjonelle forskjeller. Siden vi har en dynamisk modell viser vi
førstekvartals- og langtidseffekter på inflasjonen ved en 1-prosentpoengs økning i ledigheten fra en ledighetsrate på 4%.
Tabell 1: Regresjoner med landfaste og kvartals-faste effekter hvor kolonne (1) viser hele utvalget, kolonne (2) viser estimeringen for land definert med høy grad av koordinering i lønnsdannelsen og kolonne (3) viser til land kjennetegnet med lav/ingen grad av koordinering i lønnsdannelsen.
Kolonne (1) i Tabell 1 viser at koeffisienten av interesse, ln (Ut-1), er statistisk negativ signifikant på et 5% signifikansnivå der vi inkluderer land- og kvartalsfaste effekter. Dette indikerer at endringer i ledigheten har implikasjoner for inflasjonen for utvalget av OECD- landene. Førstekvartalseffekten av økt ledighet på 1 prosentpoeng fra initialsituasjonen med
ledighet på 4 prosent, er assosiert med følgende fall i inflasjonen:
𝜋𝑖𝑡 = 𝛽1(ln 𝑈𝑡− 𝑙𝑛𝑈𝑡−1) + 𝛾1𝜋𝑖𝑡−1+ 𝜀𝑖𝑡
𝜕𝜋𝑖𝑡
𝜕 (ln 𝑈𝑡− 𝑙𝑛𝑈𝑡−1)=𝜕(𝛽0+ 𝛽1(ln 𝑈𝑡− 𝑙𝑛𝑈𝑡−1) + 𝛾1𝜋𝑖𝑡−1+ 𝜀𝑖𝑡)
𝜕 (ln 𝑈𝑡− 𝑙𝑛𝑈𝑡−1)
= 𝛽1
= −1.545 ∗1
4≈ −0.39 prosentpoeng
Om vi tar høyde for at en permanent endring i ledigheten også har en effekt på inflasjon gjennom de laggede koeffisientene, får vi 0.42 prosentpoeng lavere inflasjon5.
Langtidseffekten viser således helningen på den langsiktige Phillipskurven.
Tabell 1, kolonne (2) viser resultatene for land kjennetegnet med høy grad av koordinering i lønnsdannelsen. Førstekvartalseffekten av økt ledighet på 1 prosentpoeng fra
initialsituasjonen med ledighet på 4 prosent, er assosiert med følgende fall i inflasjonen:
𝜕𝜋𝑖𝑡
𝜕 (ln 𝑈𝑡− 𝑙𝑛𝑈𝑡−1) = −0.831 ∗1
4≈ −0.21 prosentpoeng
Dersom en permanent endring i ledigheten også har en effekt på inflasjon gjennom de laggede koeffisientene, får vi 0.15 prosentpoeng lavere inflasjon6. Dette gir helningen på den
langsiktige Phillipskurven.
Tabell 1, kolonne (3) viser resultatene for land kjennetegnet med lav til ingen grad av koordinering i lønnsdannelsen. Det fremgår av tabellen at land kjennetegnet ved lav eller ingen grad av koordinering i lønnsdannelsen har en signifikant negativ koeffisient på den laggede ledighetsraten under et 5% nivå. Førstekvartalseffekten av økt ledighet på 1
prosentpoeng fra initialsituasjonen med ledighet på 4 prosent, er assosiert med følgende fall i inflasjonen:
5 Se utregning i appendiks A6, seksjon A6.1.1
6 Se utregning i appendiks A6, seksjon A6.1.2
𝜕𝜋𝑖𝑡
𝜕 (ln 𝑈𝑡− 𝑙𝑛𝑈𝑡−1) = −1.965 ∗1
4≈ −0.49 prosentpoeng
Hvor langtidseffekten, der endringen i ledighet også har en effekt på inflasjon gjennom de laggede koeffisientene, gir en 0.52 prosentpoeng lavere inflasjon7. Vi ser at helningen på den langsiktige Phillipskurven for land kjennetegnet med lav eller ingen koordineringsgrad er nevneverdig brattere enn tilfellet for land med høy koordineringsgrad.
Konstantleddet viser hvor høyt Phillipskurven ligger i diagrammet. Konstantleddet har en lavere tallverdi for land definert med høy koordineringsgrad kontra land kjennetegnet med lav eller ingen koordinering i lønnsdannelsen. Dette impliserer at grad av koordinering påvirker helningen på Phillipskurven. Sentraliserte forhandlinger gir tilsynelatende opphav til en slakere Phillipskurve enn hva som er tilfelle under desentraliserte forhandlinger.
De negative kvartals-dummyene antyder at inflasjonen har hatt en negativ vekst over gitt tidsperiode der 2001:1 er referansepunktet.
Tolkningen av de laggede verdiene av inflasjon er tilnærmet lik for kolonne (1) – (3). Den første laggede verdien av inflasjonskoeffisienten er statistisk signifikant på et 1%
signifikansnivå. Dette er et forventet resultat da lønns- og prisveksten i foregående periode mest sannsynlig har påvirkningskraft på inneværende periodes inflasjon. Tidligere
inflasjonsrater er styrende for forventingene til inflasjonen i inneværende periode, samtidig som at stivheter i priser kan gjøre seg gjeldende. Den andre laggede inflasjonskoeffisienten er ikke signifikant, mens 3. kvartal igjen er statistisk signifikant på et 1% nivå.
Kvartalsdummyene viser at relativt til utelatt kvartalsdummy 2001:1, er inflasjonen estimert til å være lavere i de andre kvartalene i året.
6.1.2 En samlet regresjon
Resultatene fra Tabell 1 viser at med unntak av konstantleddet har alle land samme koeffisienter i kolonne (1), mens koeffisientene tillates å være forskjellig avhengig av koordinering i kolonne (2) og (3). Dersom vi interagerer koordineringsdummyen med den
7 Se utregning i appendiks A6, seksjon A6.1.3
laggede ledigheten kan vi teste om helningen på Phillipskurven er signifikant annerledes for land definert med høy kontra lav/ingen grad av koordinering i lønnsdannelsen på hele utvalget. Vi tillater kun forskjeller i koeffisienten til den laggede ledighet. Siden denne koeffisienten er av spesiell høy relevans for problemstillingen synes valget om å tillate full heterogenitet kun til koeffisienten til den laggede ledigheten velbegrunnet.
Tabell 2 viser resultatene fra estimering hvor vi interagerer koordinasjonsdummyen med variabelen for den laggede arbeidsledigheten. Estimeringen refererer til likning (5).
Tabell 2: Resultatene fra estimering der vi interagerer en koordinasjonsdummy med den laggede ledighetsvariabelen..
Koeffisienten til forklaringsvariabelen ln (Ut-1) viser her helningen til Phillipskurven for landene definert med lav eller ingen koordineringsgrad i lønnsdannelsen. Ved hjelp av en F- test er koeffisienten, -0.325, statistisk signifikant under et 5% signifikansnivå. Koeffisienten er tilnærmet lik kolonne (3) i Tabell 1.
Verdien til interaksjonskoeffisienten (𝑙𝑛𝑈𝑖𝑡−1∗ 𝑘𝑜𝑖𝑡), 0.192, viser differansen til helningen i Phillipskurven mellom landene definert med lav eller ingen grad av koordinering og landene kjennetegnet med høy grad av koordinering, ((𝑘𝑜𝑖𝑡 = 0) – (𝑘𝑜𝑖𝑡 = 1)). Forskjellen på helningene til kurvene er ikke statistisk signifikant.
Vi finner helningen på Phillipskurven til landene klassifisert med høy grad av koordinering i lønnsdannelsen: −0.325 + 0.192 = −0.133. Resultatet og tolkningen er tilnærmet lik koeffisienten til den laggede ledigheten i kolonne (2) i Tabell 1.
Konstantleddet i Tabell 2 har verdi 0.908 og gir oss den forventede verdien på inflasjonen under regresjonen for den laggede ledigheten på inflasjonen for land definert med lav eller ingen grad av koordinering i lønnsdannelsen. En enkel F-test gir oss en p-verdi på 0.0007 som impliserer at vi kan forkaste nullhypotesen med stor konfidens.
Tolkningen av kvartalsdummyene og de laggede verdiene av inflasjonsleddene er tilnærmet identiske som i Tabell 1.
6.2 Robusthet for inklusjon av kontrollvariabler
Tabell 3 viser hvordan koeffisienten til ln(𝑈𝑡−1) endrer seg ettersom vi gradvis utvider modellen og inkluderer flere kontroller. Tabellen viser en kvartalsvis årlig endringsrate for inflasjon som spesifiseres gjennom forklaringsvariablene: En kvartalsvis årlig endringsrate av den logaritmiske laggede ledigheten, ln (Ut-1), en kortsiktighetsparameter
(ln (Ut) - ln (Ut-1)) og tre laggede inflasjonsledd, Πt-1, Πt-2 og Πt-3.
Det er verdt å påpeke at kolonne (5) i Tabell 3 er identisk til kolonne (1) i Tabell (1).
Hensikten i dette delkapittelet er derfor å se på hvordan koeffisienten endrer seg ved inklusjon av kontrollvariabler.
Vi estimerer først den enkleste modellen som verken inneholder landfaste eller kvartalsfaste effekter eller andre kontrollvariabler. Deretter inkluderer vi gradvis flere kontroller i følgende rekkefølge: landfaste effekter, kvartalsfaste effekter, tre laggede verdier av inflasjon og differansen mellom inneværende og ett kvartals bakoverskuende verdi av ledigheten.
I estimeringene der vi inkluderer landfaste og kvartalsfaste effekter ønsker vi å filtrere bort variasjon mellom landene som ikke handler om endringer i inflasjon og ledighet over tid, men som potensielt handler om institusjonelle forandringer.
Tabell 3: Regresjonsresultater med ulike kontrollvariabler. Kolonne 1 viser resultatene fra «Pooled OLS» uten kontrollvariabler. Kolonne (2) – (5) viser resultatene fra FE-modellen. Kolonne (2) inkluderer landfaste effekter, mens kolonne (3) inkluderer både landfaste og kvartalsfaste effekter. Kolonne (4) inkluderer landfaste og kvartalsfaste effekter, samt laggede inflasjonsledd. Kolonne (5) inkluderer korttidsparameteren, i tillegg til landfaste og kvartalsfaste kontroller.
Kolonne (1) viser sammenhengen mellom inflasjon og arbeidsledigheten på tvers av landene, utført ved en «Pooled OLS8». Den positive koeffisienten på arbeidsledighetsestimatet i
8 Her er hele datasettet samlet og det kjøres en regresjon med minste kvadraters metode.
