UNIVERSITEIT GENTFACULTEIT ECONOMISCHE

EN TOEGEPASTEECONOMISCHE WETENSCHAPPEN

ACADEMIEJAAR 1994 - 1995

THEORETISCHE EN EMPIRISCHE

ANALYSE VAN DE

RELATIE

LOONKOST - TEWERKSTELLING

Verhandeling voorgedragen tot het bekomen van de graad van licentiaat in de economischewetenschappen door

GERT PEERSMAN

onder leiding van

Prof. F. HEYLEN

VOORWOORD

Het schrijven van een licentiaatsverhandeling als bekroning van vier jaar studie in deeconomische wetenschappen is een boeiende, maar geen makkelijke opgave. Daarom zou ik allepersonen die me geholpen hebben bij het tot stand komen van deze verhandeling willenbedanken.

In de eerste plaats zou ik mijn promotor, prof. F. Heylen, willen bedanken voor de zeer goedebegeleiding en interessante tips en raadgevingen.

Ook zou ik de professoren L. Goubert, F. Heylen en E. Omey willen danken voor het reedsmogen gebruiken van de eerste resultaten van hun nog niet gepubliceerde studie.

Verder gaat mijn dank naar de commissarissen prof. J. Denduyver en prof. E. Omey voor hetbereid zijn van het lezen van deze verhandeling, het personeel van de bibliotheek voor het gedulddat ze hebben moeten opbrengen bij het verzamelen van mijn gegevens voor het empirischeonderzoek, en naar alle andere personen die rechtstreeks of onrechtstreeks geholpen hebben bijhet tot stand komen van deze verhandeling.

Ten slotte dank ik mijn ouders voor het financieren van vier jaar studie.

April 1995,

Gert Peersman

INHOUDSTAFEL

VOORWOORD

INHOUDSTAFEL

1. INLEIDING 1

2. DE VRAAG NAAR ARBEID 52.1. INLEIDING 52.2. HET MODEL 5

2.2.1. Basisveronderstellingen 52.2.2. Volkomen concurrentie 7

2.2.2.1. Korte termijn 72.2.2.2. Lange termijn 13

2.2.3. Onvolkomen concurrentie 242.2.3.1. Onvolkomen concurrentie op de produktmarkt 24

2.2.3.1.1. Korte termijn 242.2.3.1.2. Lange termijn 29

2.2.3.2. Monopsonie op de arbeidsmarkt 312.2.4. Loonelasticiteit 322.2.5. Determinanten van de kapitaalkost 352.2.6. Prijsvergelijking 362.2.7. Loonvergelijking 37

2.3. OPHEFFEN VAN DE BASISVERONDERSTELLINGEN 392.3.1. Dynamische functie 392.3.2. Meerdere produktiefactoren 432.3.3. Heterogene arbeid 49

2.4. OVERZICHT 50

3. OVERZICHT VAN DE EMPIRISCHE LITERATUUR 533.1. INLEIDING 533.2. WERKGELEGENHEID OVER DE CONJUNCTUURCYCLUS 533.3. LOONELASTICITEIT 55

3.3.1. substitutie-elasticiteit 553.3.2. Rechtstreekse schatting van de reële loonelasticiteit 573.3.3. Arbeidsvraag als deel van een produktiesysteem 59

3.4. DYNAMISCHE FUNCTIES 61

3.5. MEERDERE PRODUKTIEFACTOREN 633.6. HETEROGENE ARBEID 643.7. ONEVENWICHTSMODELLEN 663.8. OVERZICHT VAN DE STUDIES OMTRENT BELGIE 68

4. EMPIRISCH ONDERZOEK 734.1. INLEIDING 734.2. ALGEMEEN MODEL VOOR DE BELGISCHE ECONOMIE 73

4.2.1. Specificaties en a priori verwachtingen 734.2.2. Methodologie 794.2.3. De schattingsresultaten 80

4.3. SECTORONDERZOEK VOOR DE VERWERKENDE NIJVERHEID 864.3.1. Specificatie en methodologie 864.3.2. Resultaten 87

5. BESLUIT 93

LITERATUURLIJST

BIJLAGEN

1

1. INLEIDING

De werkgelegenheid is één van de fundamentele doelstellingen van ons economische beleid. Deevolutie van die werkgelegenheid baart Europa, en meer bepaald België grote zorgen. Ondanksde periodes van hoogconjunctuur slaagde België er niet in om de relatief hoge economische groeite vertalen in bijkomende werkgelegenheid. Voor de evolutie van de werkgelegenheid speelt deprijs van de aangeboden goederen en diensten in vergelijking met de prijzen van de belangrijksteconcurrenten een grote rol (de zogenaamde concurrentiepositie). Deze prijs wordt op zijn beurtbepaald door kostenfactoren, waarbij het meeste aandacht wordt besteed aan de arbeidskost. Ditis niet verwonderlijk aangezien de arbeidskost een belangrijk deel van de totale produktiekostuitmaakt en hierdoor een directe invloed op de werkgelegenheid uitoefent. Tevens is het één vande weinige kostenelementen waarop het nationaal beleid nog een belangrijke invloed heeft doorhet beheersen van de loonkost en het aanpassen van sociale zekerheidsbijdragen en anderebelastingsvoeten (Abraham, 1993).

Tabel 1 vergelijkt de arbeidskosten tussen België en een aantal belangrijke handelspartners. Wezien duidelijk dat ons land een zeer hoge loonkost heeft in vergelijking met de andere landen endat deze loonkost bovendien nog sneller is gegroeid (Tabel 2).

Arbeidskosten, voor gans de industrie, in ECU per uur

LAND 1988 1989 1990 1991

BelgiëDenemarkenDuitslandFrankrijkIerlandItaliëLuxemburgNederlandPortugalVerenigd ko-ninkrijk

16.9715.5118.2715.2710.5214.2413.6116.37 2.9810.97

17.7515.9619.04

-11.01

-14.4816.68 3.2111.61

19.3017.1920.08

-11.64

--

17.47 3.5712.20

20.5318.0721.37

-12.29

--

18.08 4.2013.57

Tabel 1, bron: Ministerie van tewerkstelling en arbeid (1994)

Verdedigers van deze hoge loonkost verwijzen graag naar de hogere produktiviteit in België danbij de handelspartners, wat een hogere loonkost zou verechtvaardigen. Tabel 2 geeft de evolutieweer van de loonkost en de produktiviteit in de verwerkende nijverheid in België en de vijfbelangrijkste handelspartners.

2

Loonkost- en produktiviteitsontwikkelingen in de verwerkende nijverheid (jaarlijkseprocentuele veranderingen)

JAAR

Loonkost per tewerkgestelde Toegevoegde waarde pertewerkgestelde(in cte prijzen)

België(BF)

5 handelspartnersBelgië

5 handels-partners

nat.munt BF

1982-841985-881989-92

7.94.95.2

8.24.85.4

12.03.84.4

5.94.03.0

4.02.31.9

Tabel 2, bron: Abraham (1993, p 4).

Het blijkt inderdaad dat de snellere loonkoststijging in België gepaard gaat met een hogereproduktiviteitsgroei. Deze argumentatie is echter misleidend omdat arbeidskoststijgingen deproduktiviteitsontwikkeling beïnvloeden: Indien de loonkost boven de produktiviteit stijgt, zullende werkgevers minder produktieve activiteiten afstoten en arbeid vervangen door kapitaal,waardoor de werkgelegenheid daalt en de produktiviteit stijgt (Abraham, 1993).

Eén van de belangrijkste redenen voor onze hogere loonkost is ongetwijfeld de hoge belastings-voeten voor arbeid. Tabel 3 geeft een overzicht van het globaal belastingpercentage en deevolutie ervan.

Terwijl ons belastingpercentage in 1978 nog rond het OESO-gemiddelde lag, ligt dit er nu ruim14% boven. Bovendien presteren landen zoals de Verenigde Staten, Japan en de Scandinavischelanden, waar er lage belastingsvoeten heersen beter op het gebied van de werkgelegenheid.

1 Eigen berekeningen.

3

Globaal belastingpercentageop het niveau van de loonkost die overeenstemt met het

gemiddelde loon van arbeiders in de verwerkende nijverheid.

1978 1985 1992 1978-921

OESO - gemiddelde 36.2 38.8 38.2 2.0

BelgiëDenemarkenFrankrijkDuitslandItaliëSpanjeNederlandVerenigd Koninkrijk

36.038.937.144.844.836.448.937.0

44.346.645.046.450.336.749.837.8

52.247.448.346.250.336.551.233.2

16.28.511.21.45.50.12.3-3.8

FinlandNoorwegenZweden

38.241.751.1

37.941.950.7

37.038.244.9

-1.2-3.5-6.2

Verenigde StatenCanadaJapan

30.722.812.7

33.627.011.8

31.230.011.3

0.57.2-1.4

Tabel 3, bron: Hoge Raad Van Financiën (1994).

Dit alles zorgt voor de zeer actuele vraag of men al dan niet de patronale bijdragen moetverlagen, om zo de loonkost voor onze ondernemingen te drukken en bijkomende werkgelegen-heid te creëren. De vraag die we ons hierbij kunnen stellen is in welke mate deze loonkost moetdalen en hoeveel bijkomende werkgelegenheid dit creëert, m.a.w. wat is de loonelasticiteit.Daarnaast komt het probleem van de arbeidsduurvermindering: Moet die al dan niet gepaard gaanmet loonbehoud (wat een reële loonkoststijging voor de werkgevers impliceert). Aanwerkgeverszijde beweert men dat arbeidsherverdeling met loonbehoud tot een verlies aanwerkgelegenheid zal leiden.

Deze invloed van de loonkost op de werkgelegenheid is hetgeen we in deze verhandeling vannaderbij zullen bekijken. Meer bepaald zullen we ons toespitsen op de vraag naar arbeid vanuithet standpunt van de werkgevers. Ongetwijfeld zal er met een loondaling ook koopkrachtverliesgeleden worden, wat onrechtstreeks tot een daling van de werkgelegenheid kan leiden, maar dit

4

laten we buiten beschouwing. Ook moet onderstreept worden dat het peil van de werkgelegen-heid dat in de gehele volkshuishouding, in een bedrijfstak of in een onderneming wordt bereikt,afhangt van de vraag naar en het aanbod van arbeidskrachten. Er kan echter worden gesteld,zeker op korte termijn, dat voor de werkgelegenheid de vraagfactoren overwegend zijn,vergeleken met de krachten die aan de aanbodzijde actief zijn. We veronderstellen dus, zeker metde huidige werkloosheid, dat het arbeidsaanbod quasi inelastisch is. Vandaar dat in hettheoretische deel, dat een aanloop vormt tot het empirische deel waar de werkgelegenheid aanbod komt als een resultante van vraag- en aanbodkrachten, de nadruk wordt gelegd op de vraagnaar arbeidsdiensten.

In het eerste hoofdstuk zullen we op een theoretische manier een vraagfunctie van arbeidafleiden. Daarbij vertrekken we vanuit een eenvoudig model wat we nadien uitbreiden via hetintroduceren van nieuwe variabelen. In het tweede hoofdstuk geven we een overzicht van deuitgebreide empirische literatuur en trachten we die in te delen naargelang de gemaakteveronderstellingen en gebruikte variabelen. Tot slot doen we in het laatste hoofdstuk zelf eenempirisch onderzoek. Enerzijds schatten we een macro-economische arbeidsvraagvergelijkingvoor de gehele Belgische economie simultaan met een prijs-, consumptieprijs-,loon- enkapitaalvergelijking. Anderzijds doen we een onderzoek voor de subsectoren van de Belgischeverwerkende nijverheid.

2 zie 2.3.2. en 2.3.3.

5

2. DE VRAAG NAAR ARBEID

2.1. INLEIDING

In dit eerste hoofdstuk bekijken we de vraag naar arbeid. Daarmee bedoelen we: 'het volume,in kwantitatieve en kwalitatieve termen, van de factor arbeid, dat tegen de heersendevoorwaarden (prijs, loon, ...) gevraagd wordt om ingeschakeld te worden in het produktiepro-ces.' (Omey, 1993-94, p 1.114). Als algemeen uitgangspunt veronderstellen we een economiedie bestaat uit identieke ondernemingen die naar winstmaximalisatie streven. We beschouwenéén onderneming die 'representatief' is voor de gehele economie, zodanig dat een macro-economisch beeld kan gevormd worden. We verkiezen deze aanpak boven een directe macro-economische benadering omdat de beslissing om arbeidskrachten aan te trekken of af testoten uiteindelijk wordt genomen door de onderneming zelf.

We bouwen ons algemeen model uit op basis van een aantal veronderstellingen, voor zowelvolkomen als onvolkomen concurrentie. Daarbij maken we een onderscheid tussen de korteen de lange termijn, en passen dit toe op een Cobb-Douglas en C.E.S.- produktiefunctie.Voorts bekijken we de loonelasticiteit, de determinanten van de kapitaalkost en stellen we eenprijs- en loonvergelijking op. Ten slotte gaan we na wat de invloed is op ons model als weeen aantal basisveronderstellingen opheffen.

2.2. HET MODEL

2.2.1. Basisveronderstellingen

In ons basismodel vertrekken we van een ondernemer die een homogeen produkt produceert,en daarbij over volledige informatie beschikt. Aanvankelijk beschikt hij over twee homogeneen onbeperkt deelbare produktiefactoren: arbeid en kapitaal (later zullen we ons modeluitbreiden tot meerdere en heterogene produktiefactoren)2. De stand van de technologie isgegeven en constant.

Derhalve komen we tot de volgende produktiefunctie:

Y = ƒ(K,L)

3 Merk op dat bij een produktiefunctie met toe- en afnemende meeropbrengsten dedoelmatige zone ook in het gedeelte met afnemende meeropbrengsten ligt (Omey, 1992-93, p2.61).

6

Afbeelding 1: partiële produktiefunctiefactor arbeid.

Afbeelding 2: Marginale arbeidsproduk-tiecurve

waarbij: - Y = output = produktie. - K = Kapitaalvoorraad. - L = Arbeidsvolume, uitgedrukt in man-uur.

Dus: L = h . LL met: LL = aantal tewerkgestelden.

h = gemiddeld aantal arbeidsuren per werknemer. Bovendien veronderstellen we dat deze produktiefunctie wordt gekenmerkt door afnemendemeeropbrengsten (tweede afgeleide naar de respectievelijke produktiefactoren is kleiner dannul).3 In de afbeeldingen 1 en 2 staan respectievelijk de partiële produktiefunctie en demarginale produktcurve van de factor arbeid afgebeeld.

De kostenfunctie van de onderneming kent een lineair verloop en heeft de volgende gedaante:

TK = W.L + R.K

waarbij: R = nominale kapitaalkost. W = nominale loonkost voor de onderneming per man-uur.

Dus: W = Wg(1 + tp).met: Wg = nominaal bruto uurloon.

tp = patronale bijdragevoet.

4 zie 2.3.1.

7

Als de totale opbrengsten TO = P.Y (met P = prijs van het produkt) zijn, dan kent deonderneming de volgende nominale winstfunctie:

π = TO - TKπ = P.Y - W.L - R.K

Zoals reeds eerder vermeld zal de onderneming naar winstmaximalisatie streven. Dit betekentdat:

π' = 0en π''< 0

In de hiernavolgende paragrafen zullen we dit nader bekijken voor volkomen en onvolkomenconcurrentie, en dit zowel voor de korte als de lange termijn. Volkomen concurrentie wilzeggen dat de producent zowel op de produktmarkt als op de arbeidsmarkt prijsnemer is(Cole C.L., 1981). Bij onvolkomen concurrentie maken we nog eens een onderscheid tussenenerzijds monopolist op de produktmarkt en prijsnemer op de arbeidsmarkt en anderzijdsprijsnemer op de produktmarkt en monopsonist op de arbeidsmarkt. Een combinatie vanbeide laatsten is ook mogelijk (Jackson, 1970).

2.2.2. Volkomen concurrentie

2.2.2.1. Korte termijn

In ons eenvoudig model met twee produktiefactoren, arbeid en kapitaal, zal op korte termijnalleen arbeid variabel zijn. Daarbij veronderstellen we een volledige en ogenblikkelijkeaanpasbaarheid zonder bijkomende kosten zoals aanwerf- en ontslagkosten, zodanig dat deonderneming niet afwijkt van haar optimale werkgelegenheidspad (dit is de zgn. statischeversie; later zullen we ook deze veronderstelling opheffen in het dynamische model, waarbijwel rekening gehouden wordt met aanpassingskosten e.d.)4.

Derhalve komen we tot de volgende winstfunctie:

π = P.Y - W.L - R.Kmet

5 Beiden zullen tot hetzelfde resultaat leiden (Omey, 1993-94, p 1.122)

6 Dit is de zogenaamde marginale produktiviteitstheorie. Voor een historisch overzichtdaaromtrent, zie Cartter, 1959, p 11-44.

8

dπdL

�0

P . dYdL

�W�0

P . dYdL

�W (1)

dYdL

�WP (2)

P,W,K,R = gegeven en constant

De optimale hoeveelheid arbeid op korte termijn bekomt men door de winstfunctie af teleiden naar ofwel de output ofwel naar de factor arbeid5:

In formule (1) zien we dat de onderneming arbeid zal aannemen tot de waarde van het mar-ginaal arbeidsprodukt gelijk zal zijn aan de loonkost6. Dit is intuïtief logisch: daar de onder-neming streeft naar winstmaximalisatie zal het haar arbeidsinzet uitbreiden zolang deopbrengst ervan (prijs vermenigvuldigd met produktiviteit) groter is dan de kost (loon) (Rey-nolds e.a., 1986). Overbrengen van de prijs naar het andere lid in formule (2) geeft ons degelijkheid tussen marginale arbeidsproduktiviteit en de reële loonkost. Via die gelijkheid,gecombineerd met afbeelding 2, bekomen we de negatieve vraagcurve naar arbeid op kortetermijn bij variërende reële loonkost in afbeelding 3. Hoe hoger de loonkost; hoe minder ar-beiders de onderneming zal tewerkstellen.

9

Afbeelding 3 De vraag naar arbeid op korte termijn voor vol-komen concurrentie

Y�C .L α .K ß

0<α<1 en 0<ß<1

dYdL

�WP

C .α .L α�1 .K ß�

WP

lnC� lnα� (α�1) . lnL�ß . lnK� lnW� lnP

Als we dit nu toepassen op een Cobb Douglas produktiefunctie:

metDan krijgen we de volgende resultaten:

Indien we beide leden logaritmeren, dan verkrijgen we na aanpassingen de vraagcurve naararbeid.

7 Men kan dit ook in de algemene gedaante voorstellen:Omdat K op K.T. constant is: Y = ƒ(K,L) S Y = g(L).Nemen we de inverse functie, dan: L = g-1(Y).

10

ct� (α�1) . ld�ß .k�w�p

ld�ct �� 11�α

. (w�p)� ß1�α

.k (3)

ct� lnC� lnα

ct �� 11�α

. (lnC� lnα)

dYdL

�α . YL�

WP

lnα� lnY� lnL� lnW� lnP

ld�ct ��� (w�p)�y (4)

ct ��� lnα

met

Men kan dit ook in functie van de output schrijven7, immers:

met

Uit (3) zien we duidelijk dat de reële loonelasticiteit negatief is. Bovendien is deze elasticiteitin absolute waarde groter dan één aangezien 0 < α < 1; en zal ze toenemen naarmate hetaandeel van arbeid in de totale produktie (α) stijgt. Uit (3) en (4) zien we een positief verbandmet de beschikbare hoeveelheid kapitaal (k) en output (y), de reden hiervoor is dat bij een

8 Bij de Cobb Douglas produktiefunctie geldt: µ = α + ß

9 De substitutie-elasticiteit σ = 1/(1+ρ), en neemt een constante waarde aan. De band metde Cobb Douglas produktiefunctie bestaat erin dat bij de laatste de substitutie-elasticiteitgelijk is aan één. Ze is derhalve een bijzonder geval van een C.E.S.- produktiefunctie.

11

Y�C . [ (1�δ ) .L �ρ�δ .K �ρ ]

�µρ

dYdL

�µ.(1�δ) .C�ρµ .Y

µ�ρµ .L �(1�ρ)

�WP

(5)

lnµ� ln (1�δ)� ρµ

. lnC�( µ�ρµ

) .lnY� (1�ρ) .lnL� lnW� lnP

ld�ct� 11�ρ

. (w�p)� µ�ρµ.(1�ρ)

.y

toename van de output of een grotere hoeveelheid beschikbaar kapitaal, de arbeidsproduktivi-teit zal toenemen (bij constante hoeveelheid arbeid), wat een verschuiving van arbeidsproduk-tiviteitscurve impliceert in afbeelding 2.

Op analoge wijze kunnen we de vraag naar arbeid op korte termijn uit een C.E.S.- produktie-functie met de volgende gedaante afleiden:

waarbij:

C = efficiëntieparameter µ = schaalparameter8

ρ = substitutieparameter9

δ = verdelingsparameter, 0<δ<1

Wanneer we de marginale arbeidsproduktiviteit berekenen (voor uitwerking: Maton, 1994, p9), deze gelijkstellen aan de reële loonkost, logaritmeren en uitwerken, bekomen we devolgende vraagfunctie naar arbeid (voor de uitdrukking in functie van de output):

12

ct� 11�ρ

. ( lnµ� ln (1�δ)� ρµ

. lnC )

ld�ct�σ . (w�p)� σ . (µ�1)�1µ

.y (6)

εW/P�

jLL

j( WP

)

( WP

)

�1

µ�ρ

δ1�δ

. (K0

L)�ρ

�1

� (1�ρ) (7)

met

Vervangen we (1/(1+ρ)) door de substitutie-elasticiteit (σ), dan wordt de vraagvergelijking:

Naarmate de substitutie-elasticiteit groter is, zal dus de reële loonelasticiteit ook groter zijn.

In functie van een gegeven hoeveelheid kapitaal kunnen we, voor een C.E.S.- produktiefunc-tie, de vraag naar arbeid niet volledig uitwerken in logaritmische gedaante (cfr. vergelijking3). Van Rompuy (1969, p 39) geeft wel de volgende gedaante van de 'reële loonelasticiteit'voor een gegeven input van kapitaal (K0):

De invloed van de verschillende variabelen op de reële loonelasticiteit kunnen we als volgtvoorstellen:

+ ? - ? εW/P = ε(δ,ρ,µ,K0)

10 Voor de lange termijn, en niet voor de korte termijn, maken we ook een uitwerking vande arbeidsvraag bij kostenminimalisatie. Dit doen we omdat de meeste auteurs bij hunempirisch onderzoek op lange termijn, en dit in tegenstelling tot het onderzoek op kortetermijn, uitgaan van kostenminimalisatie in plaats van winstmaximalisatie.

13

Afbeelding 4: Lange-termijn expansiepad

TK�W .L�R .K

Y�ƒ(L,K)�0

©�W .L�R .K�λ [Y�ƒ(L,K) ]�0

2.2.2.2. Lange termijn

Op lange termijn zijn beide produktiefactoren arbeid en kapitaal variabel. Dit betekent dat ersubstitutiemogelijkheden zijn bij verandering van de respectievelijke factorkosten.

Nemen we een onderneming die streeft naarkostenminimalisatie10, dan zal die een gege-ven output trachten te produceren tegen eenminimum aan kosten. Verbinden we al dezeoptimale combinaties, dan bekomen we hetlange-termijn expansiepad in afbeelding 4(Sapsford e.a., 1993, p 122).

Dit lange-termijn expansiepad kunnen webepalen via de methode van Lagrange(Omey, 1993-94, p 1.136).De te minima-liseren doelfunctie is TK en de randvoor-waarde is: Y = ƒ(L,K):

De Lagrange-functie is dan:

Kostenminimalisatie betekent dat de partiële afgeleiden naar arbeid, respectievelijk kapitaalgelijk zijn aan nul:

14

j©

jL�W�λ . jƒ(L,K)

jL�0

j©

jK�R�λ . jƒ(L,K)

jK�0

W�λ . jYjL (8)

R�λ . jYjK (9)

jYjLjYjK

�WR (10)

waaruit:

Beide vergelijkingen delen door elkaar geeft de vergelijking van het lange-termijn expan-

siepad:

Het lange-termijn expansiepad wordt bepaald door de punten waar de verhouding van demarginale produktiviteiten gelijk is aan de verhouding van de respectievelijke factorkosten.

In onze basisveronderstellingen hebben we echter gesteld dat de ondernemer naar winstmaxi-malisatie streeft, en niet alleen naar kostenminimalisatie. Daarvoor moeten we de winstfunc-tie hernemen, maar nu voor de lange termijn:

π = TO - TKπ = P.Y - W.L - R.K

met

11 Hierbij dient opgemerkt te worden dat enkel aan de eerste-orde-voorwaarde voldaan is.Bij een Cobb-Douglas technologie is slechts aan de tweede-orde-voorwaarde voldaan bijafnemende schaalopbrengsten (Omey, 1993-94, p 1.138).

15

jπjL

�0

jπjK

�0

jπjK

�P . jYjK

�R�0

jπjL

�P . jYjL

�W�0

P . jYjK

�R

P . jYjL

�W

P,W,R = gegeven en constantY,K,L = variabel

Winstmaximalisatie bekomen we door de partiële afgeleide naar de respectievelijke produk-tiefactoren gelijk te stellen aan nul (Omey, 1993-94, p 1.138)11:

Uitgewerkt is dit:

of

Wat opnieuw de gelijkheid geeft tussen waarde van het marginale produkt en de factorkost,maar ditmaal voor zowel de factor arbeid als kapitaal. Ook dit kan intuïtief makkelijk aange-

16

jYjL

�WP

jYjK

�RP

Afbeelding 5: De vraag naar arbeid op lange termijn voor vol-komen concurrentie (Cole, 1981, p 416)

toond worden: Als de waarde van het marginale produkt van arbeid of kapitaal groter is dande respectievelijke factorkost, dan kan de onderneming haar winst vergroten door hetuitbreiden van de hoeveelheid arbeid of kapitaal, en dit tot zowel voor arbeid als kapitaal degelijkheid geldt. Omzetting in functie van de reële factorprijzen geeft ons:

Analoog als de korte termijnanalyse kan hieruit de vraagcurve naar arbeid op lange termijnworden afgeleid in afbeelding 5. Een gegeven loonkostdaling op korte termijn van W1/P naarW2/P en de daarmee gepaard gaande uitbreiding van de werkgelegenheid van L1 naar L2 zal ervoor zorgen dat de waarde van het marginale kapitaalsprodukt toeneemt tot boven de kapi-taalkost, wat de onderneming op lange termijn zal aanzetten tot een uitbreiding van de hoe-veelheid kapitaal. Deze uitbreiding van de kapitaalstock veroorzaakt een verschuiving van decurve van het marginale arbeidsprodukt naar rechts, wat een identieke verschuiving van dekorte termijn arbeidsvraagcurve impliceert van KT1VC naar KT2VC. De lange termijnarbeidsvraagcurve zal derhalve een vlakker verloop kennen: Een daling van de reële loonkost

17

Y�C .L α .K ß

jYjLjYjK

�WR

WR�αß

. KL

K�ßα

. WR

.L (11)

van W1/P naar W2/P leidt tot een uitbreiding van de werkgelegenheid tot L3 in plaats van L2.Dit betekent een grotere loonelasticiteit op lange termijn.

De loonelasticiteit op lange termijn kan men opsplitsen in een substitutie-effect en een out-puteffect (Johansen, 1972). Ten gevolge van de loonwijziging zal de factorprijsverhoudingwijzigen, wat zal leiden tot substitutie van de relatief duurder geworden produktiefactor doorde relatief goedkoper geworden produktiefactor: Dit is het substitutie-effect, dat we bekomendoor het constant houden van de output. Het outputeffect bekomen we door de kapitaal-ar-beidsratio constant te houden en na te gaan wat de invloed is ten gevolge van de wijziging inhet reële kostenbudget (Bijvoorbeeld bij het duurder worden van de factor arbeid zal het reëlekostenbudget dalen, wat leidt tot een vermindering van zowel de input van arbeid als de inputvan kapitaal).

Toegepast op een Cobb Douglas produktiefunctie voor kostenminimalisatie:

De vergelijking van het expansiepad wordt bepaald door:

Dit geeft ons:

Omzetten in functie van het kapitaal:

Invullen in de produktiefunctie:

12 Dit is logisch: Indien er afnemende schaalopbrengsten zijn, zal bij een toename van deoutput een meer dan evenredige toename van de input noodzakelijk zijn.

18

Y�C .L α . ( ßα

. WR

.L)ß

Y�C .L α�ß . ( ßα

. WR

)ß

L�C�

1α�ß .Y

1α�ß . ( ß

α. W

R)�

ßα�ß

ld�ct� 1α�ß

.y� ßα�ß

. (w�r) (12)

ct�� 1α�ß

. lnC�ßα�ß

ln ( ßα

)

In functie van de vraag naar arbeid:

Beide leden logaritmeren brengt ons tot de volgende vergelijking van de vraag naar arbeid:

met

Hieruit blijkt dat bij kostenminimalisatie de vraag naar arbeid op lange termijn een positievefunctie is van de output en een negatieve functie van de factorprijsverhouding. Merk op datwe hier apart de invloed van het substitutie-effect en het outputeffect zien. Het substitutie-effect (ß/(α+ß)) is negatief en in absolute waarde kleiner dan één terwijl het outputeffect(1/(α+ß)) positief is en groter respectievelijk kleiner of gelijk aan één naargelang er afnemen-de, constante of toenemende schaalopbrengsten zijn (α+ß). Bij onze veronderstelling vanafnemende schaalopbrengsten zal er dus een meer dan proportioneel effect zijn.12

Vervolgens kunnen we dit ook doen voor winstmaximalisatie (merk op dat dit slechts kan bij

13 ibidem voetnoot 11.

19

W�P . jYjL

R�P . jYjK

W�P .α .C .L α�1 .K ß (13)

W�P .α .C .L α�1 . ( ßα

. WR

.L)ß

W�P .α .C .L α�ß�1 . ( ßα

. WR

)ß

lnL� 1α�ß�1

. (lnW� lnP� lnα� lnC�ß . ln ( ßα

. WR

))

ld�ct� 11�α�ß

. (w�p)� ß1�α�ß

. (w�r) ( )

afnemende schaalopbrengsten; dit is als α + ß < 1)13. De voorwaarde voor winstmaximalisatieis:

Passen we dit toe op de Cobb Douglas produktiefunctie voor de factor arbeid:

Via het invullen van de vergelijking van het expansiepad in formule (13) en uitwerken geeftons de vraagcurve naar arbeid op lange termijn bij winstmaximalisatie. Het is immers zo dateen onderneming die naar winstmaximalisatie streeft automatisch aan kostenminimalisatiedoet (zodat hij zich steeds op het expansiepad bevindt):

met

14 Via het invullen van de optimale kapitaalvergelijking in de optimale arbeidsvergelijkingkomen we tot net hetzelfde resultaat, maar in een andere gedaante (uitwerking: bijlage 1)

ld�ct� 1�ß1�α�ß

. (w�p)� ß1�α�ß

. (r�p) (15)

De invloed van de reële kapitaalkost kunnen we opsplitsen in een positief substitutie-effect(ß/(α+ß)) en een negatief outputeffect (-ß/(1-α-ß)/(α+ß)), waarbij het laatste domineertaangezien het totale effect (-ß/(1-α-ß)) een negatieve relatie weergeeft (Beenstock, 1988, p45).

20

ct� 11�α�ß

. (lnα� lnC�ß . lnß�ß . lnα)

1�ß1�α�ß

> 11�α

jYjLjYjK

�µ.(1�δ) .C

�ρµ .Y

µ�ρµ .L � (1�ρ)

µ .δ .C�ρµ .Y

µ�ρµ .K �(1�ρ)

�WR

Aangezien we hierbij uitgingen van afnemende schaalopbrengsten (α+ß<1) is er ook hier eennegatieve relatie tussen de reële loonkost en de vraag naar arbeid (opnieuw is er een meer danproportioneel effect)14. De lange termijn elasticiteit bij een verandering van de loonkost isevenwel in absolute waarde groter dan de korte termijnelasticiteit, immers:

Merk op dat formule (14) een positieve relatie weergeeft met de relatieve factorkost. Ditbetekent dat een stijging van de kapitaalkost (r) ceteris paribus een daling van de vraag naararbeid zal veroorzaken, m.a.w. het outputeffect weegt hier zwaarder door dan het substitutie-effect. Dit wil echter niet zeggen dat een stijging van de loonkost (w) ceteris paribus tot eenstijging van de vraag naar arbeid zal leiden. Integendeel: Het negatieve effect van de wijzi-ging van de reële loonkost (w-p) is groter dan het positieve effect van de wijziging van derelatieve factorkost (w-r), aangezien ß<1.

Vervolgens kunnen we dit ook toepassen op de C.E.S.- produktiefunctie. Bij kostenmi-nimalisatie krijgen we de vergelijking van het expansiepad als volgt (voor de uitwerking vande marginale produktiviteiten: Maton, 1994, p 9):

21

1�δδ

. ( KL

)(1�ρ)

�WR

K� ( δ1�δ

. WR

)( 1

1�ρ).L (16)

K� ( δ1�δ

. WR

)σ.L (17)

Y�C . [(1�δ) .L �ρ�δ . ( δ

1�δ. W

R)�σ .ρ

.L �ρ]�

µρ

Y�C .L µ .[δ . ( δ1�δ

. WR

)�σ .ρ

�1�δ]�

µρ

L�Y1µ .C

�1µ . [δ . ( δ

1�δ)σ�1

. ( WR

)σ�1

�1�δ]σ

1�σ (18)

Vervangen we (1/(1+ρ)) door de substitutie-elasticiteit (σ), dan kan de vergelijking van hetexpansiepad ook in de volgende gedaante herschreven worden:

Vervolgens vullen we de vergelijking van het expansiepad in in de produktiefunctie en zettenwe die om tot een vraagvergelijking naar arbeid (rekening houdend met: ρ = (1-σ)/σ):

Het outputeffect is hier hetzelfde als bij de Cobb Douglas produktiefunctie: de reciproke vande schaalelasticiteit:

22

jLjY

. YL�

1µ (19)

jL

j( WR

).

( WR

)

L� �

σ .δ . ( δ1�δ

)σ�1

. ( WR

)σ�1

δ . ( δ1�δ

)σ�1

. ( WR

)σ�1

�1�δ

� �

σ .δ . ( δ1�δ

)σ�1

. ( WR

)σ�1

(1�δ) . [ δ1�δ

. ( δ1�δ

)σ�1

. ( WR

)σ�1

�1]

� �

σ . ( δ1�δ

)σ. ( W

R)σ�1

( δ1�δ

)σ. ( W

R)σ�1

�1(20)

Het substitutie-effect uit formule (17) berekenen we als volgt:

Daaruit kan men besluiten dat naarmate de substitutie-elasticiteit (σ) groter is, de absolutewaarde van de elasticiteit van de vraag naar arbeid ook groter is. Deze elasticiteit is nietlanger meer constant, maar hangt ook af van het niveau van de relatieve factorprijzen (W/R).Indien σ>1, m.a.w. wanneer er ruime substitutiemogelijkheden tussen arbeid en kapitaal zijn,dan neemt de elasticiteit van de vraag naar arbeid toe naarmate de verhouding W/R stijgt. Bijσ<1 krijgen we het omgekeerde effect (Van Rompuy, 1969).

Voor winstmaximalisatie moeten we de vergelijking van het expansiepad substitueren in degelijkheid van marginale produktiviteit en reële loonkost. (Als de onderneming naar winst-maximalisatie streeft, zal ze zich immers ook steeds op het expansiepad van kostenminimali-satie bevinden):

23

jYjL

�µ.(1�δ) .C�ρµ . [δ . ( ( δ

1�δ. W

R)

11�ρ .L)

�ρ

� (1�δ) .L �ρ]� ( µ�ρ

ρ).L � (1�ρ)

�WP

µ.(1�δ) .C�ρµ .L µ�1 . [δ . ( δ

1�δ)�

ρ1�ρ . ( W

R)�

ρ1�ρ

�1�δ]� ( µ�ρ

ρ)�

WP

L�ct . ( WP

)1

µ�1 . [δ .( δ1�δ

)σ�1

. ( WR

)σ�1

�1�δ ]σ . (µ�1)�1

(µ�1). (1�σ) (21)

ct� (µ . (1�δ) .C�ρµ)

�1

µ�1

jL

j( WR

).

( WR

)

L� �

(σ� 1µ�1

) .δ . ( δ1�δ

)σ�1

. ( WR

)σ�1

δ . ( δ1�δ

)σ�1

. ( WR

)σ�1

�1�δ

� �

(σ� 1µ�1

) . ( δ1�δ

)σ. ( W

R)σ�1

( δ1�δ

)σ. ( W

R)σ�1

�1(22)

met

Het reële looneffect (1/(µ-1)) is opnieuw negatief en hetzelfde als bij de Cobb Douglasproduktiefunctie. Uit formule (21) halen we voorts het effect van een wijziging van derelatieve factorkosten:

Het overwegen van het outputeffect op het substitutie-effect bij wijziging van de kapitaalkosthangt hier af van de grootte van de substitutie-elasticiteit (σ). Slechts bij een hoge substitutie-elasticiteit (σ > 1/(µ-1)) zal het duurder worden van kapitaal een positief effect hebben op devraag naar arbeid.

24

dπdL

�0

P . dYdL

�Y . dPdL

. dYdY

�W�0

dYdL

. (1� dPdY

. YP

) .P�W

dYdL

. (1� 1εp

) .P�W (23)

2.2.3. Onvolkomen concurrentie

2.2.3.1. Onvolkomen concurrentie op de produktmarkt

2.2.3.1.1. Korte termijn

Voor zowel de situatie van monopolie als monopolistische concurrentie op de produktmarktis de onderneming niet langer prijsnemer, maar prijszetter. Ze wordt geconfronteerd met eendalende prijs-afzetcurve. De onderneming zal de prijs zodanig bepalen dat de winst maximaalis. Ook hier wordt nog geen rekening gehouden met aanpassingskosten. Op korte termijnhebben we de volgende winstfunctie:

π = P.Y - W.L - R.K

met W,K,R = gegeven en constantP,L,Y = variabel

Winstmaximalisatie ten aanzien van de inputmarkt en uitwerking brengt ons tot de volgendegedaante (Omey, 1993-94, p 1.128):

15 Dit kan logisch verklaard worden: Als de producent zijn produktie wil uitbreiden, en duszijn verkoop wil doen toenemen, dan zal hij de prijs van het produkt moeten laten dalen, nietalleen voor de 'marginale' eenheid, maar ook voor alle andere eenheden.

25

dYdL

. (1� 1εp

)� WP (24)

εp � prijselasticiteit van de vraag naar het eindprodukt ;εp <�1

(1� 1εp

) .P<P

Afbeelding 6: De vraag naar arbeid op korte termijn voor onvol-komen concurrentie op de produktmarkt

met

Formule (23) is opnieuw een uitdrukking van gelijkheid tussen waarde van het marginalearbeidsprodukt en de kost ervan: het loon (inclusief patronale bijdragen). Merk op dat dewaarde van het marginale arbeidsprodukt hier kleiner zal zijn dan in het geval van volkomenconcurrentie15, immers door de dalende prijs-afzetcurve is εp < 0, wat tot gevolg heeft:

Dit impli-ceert dat devraagcurvenaar arbeidin de situa-t i e v a no n v o l k o -m e nconcurren-tie (VOC) uitf o r m u l e(24) linkszal liggenten opzich-te van dezevan volkomen concurrentie (VVC) in afbeelding 6. De mate waarin ze van de laatste afwijkt

16 Merk op dat bij volkomen concurrentie de prijselasticiteit gelijk is aan -Q, wat beidecurven doet samenvallen.

26

P�WdYdL

. (εp

εp�1)

P�WdYdL

. (1�M )

dYdL

�WP

. (1�M ) (25)

M��1εp�1

A0

hangt af van de prijselasticiteit van de vraag naar het produkt: Hoe hoger de prijselasticiteit,hoe dichter de vraagcurve naar arbeid komt te liggen bij die van volkomen concurrentie16. H-ieruit kunnen we besluiten dat de vraag naar arbeid lager zal zijn bij de situatie van onvolko-men concurrentie dan bij de situatie van volkomen concurrentie.

Formule (23) kunnen we ook omzetten in functie van het mark-up-percentage (M) dat demonopolist vraagt bovenop de marginale kosten:

of

met

Daaruit blijkt dat naarmate de vraag inelastischer is, de mark-up groter zal zijn. Vele auteursbeweren dat het mark-up-percentage conjunctuurgevoelig is. Daarbij nemen ze twee tegeng-estelde stellingen in. Volgens de ene groep zal het mark-up-percentage een pro-cyclischeevolutie kennen. De reden hiervoor is dat de ondernemingen bij een stijgende vraag gecon-fronteerd worden met een beperkte produktiecapaciteit en aldus de prijzen (mark-up) zullen

27

C .α .L α�1 .K ß�

WP

. (1�M )

ld�ct �� 11�α

. (w�p )� ß1�α

.k� 11�α

.m (26)

verhogen om de overvloedige vraag te beperken (Drèze en Bean, 1990, p 7). Ook zullen dekopers tijdens een hoogconjunctuur niet zo kieskeurig zijn, waardoor de elasticiteit lager is(en bijgevolg de mark-up hoger), terwijl de ondernemingen zich in een recessie veel competi-tiever zullen gedragen (Heylen, 1993, p 51). Volgens de andere groep daarentegen zal hetmark-up-percentage een inverse relatie kennen met de conjunctuurcyclus. Zij gaan er vanuitdat het bij hoogconjunctuur aantrekkelijker is om nieuwe klanten aan te trekken (watprijsdalingen interessanter maakt) en dat het voor de ondernemingen bovendien moeilijker zalzijn om collusie-afspraken omtrent de prijzen te maken en te doen respecteren (die onderne-mingen die toch lagere prijzen vragen, zullen de nieuwe klanten voor zich winnen). Daaren-boven zal, bij een produktiefunctie gekenmerkt door afnemende meeropbrengsten, eenoutputstijging een verhoging van de marginale kosten veroorzaken, wat ook een druk op demarge tussen marginale kosten en prijs impliceert (Layard, Nickell en Jackman, 1991).Daaruit kunnen we besluiten dat de macro-economische vraag een dubbele invloed zalhebben op de vraag naar arbeid: enerzijds rechtstreeks via de outputwijziging en anderzijdsonrechtstreeks via het mark-up-percentage.

Los van de stand van de conjunctuur zal de 'grootte' van de mark-up ons inziens bepaaldworden door de graad van monopolie. In de realiteit zal een markt immers niet volledig eensituatie van monopolie of volkomen concurrentie kennen, maar veeleer iets ertussen.Naarmate een markt dan meer naar een situatie van monopolie tendeert, zal de vraagcurvevan de individuele ondernemingen inelastischer worden, en zullen de ondernemingenbijgevolg de mark-up vergroten. Empirisch kan men dit nagaan via het invoeren van eenconcentratie- of concurrentiemaatstaf in de arbeidsvraagvergelijking.

Komen we nu terug op onze Cobb-Douglas produktiefunctie en passen we er formule (25) optoe:

Op analoge wijze als onder 2.2.2.1. komen we tot de volgende vraagfunctie naar arbeid:

28

dYdL

�α . YL�

WP

. (1�M )

ld�ct ��� (w�p )�y�m (27)

m� ln (1�M )

dYdL

�µ.(1�δ) .C�ρµ .Y

µ�ρµ .L �(1�ρ)

�WP

.(1�M)

ld�ct�σ . (w�p)� σ . (µ�1)�1µ

.y�σ .m (28)

Of in functie van de output:

met:

Naast de effecten die we reeds eerder besproken hebben van de reële loonkost, de output ende kapitaalstock, is er een negatief effect op de vraag naar arbeid naarmate de mark-up groteris (een meer dan evenredig effect), m.a.w. wanneer de elasticiteit van de vraag naar heteindprodukt lager is.

Voor de C.E.S.- produktiefunctie (in functie van de output) hoeven we enkel de formules (5)en (6) aan te passen:

wat leidt tot de vraagfunctie:

17 De prijselasticiteit is hierbij niet noodzakelijk gelijk aan de elasticiteit op korte termijn.

29

jπjL

�0

jπjK

�0

jYjL

. (1� 1εp

)� WP (29)

jYjK

. (1� 1εp

)� RP (30)

2.2.3.1.2. Lange termijn

Bij kostenminimalisatie wil de onderneming een gegeven output realiseren tegen eenminimum aan kosten. Aangezien de onderneming prijsnemer is op de inputmarkten, leidt dittot hetzelfde resultaat als bij volkomen concurrentie. De vergelijking van het expansiepad(formule 10) blijft dus onveranderd. De daaruit voortvloeiende vraagvergelijkingen naararbeid voor de Cobb Douglas en C.E.S.- produktiefuncties zijn aldus ook identiek (formules12 en 18). Voor de bespreking ervan verwijzen we naar het desbetreffende gedeelte.

Bij winstmaximalisatie daarentegen wordt er rekening gehouden met de prijs, wat hier tot hetactieradius behoort van de onderneming, zodat de resultaten hier wel zullen verschillen.Opnieuw zal het optimum bereikt worden via maximalisatie naar de beide inputmarkten:

Uitwerking brengt ons op een analoge manier als boven tot de volgende vergelijkingen17:

Op een identieke manier als voor volkomen concurrentie kan hieruit de vraagcurve naararbeid op lange termijn worden afgeleid in afbeelding 7. Ook hier kent die een vlakker (elas-tischer) verloop. Merk op dat de korte termijn vraagcurves hier steeds links liggen tenopzichte van die van volkomen concurrentie (zie afbeelding 6), zodat de lange termijn vraag-curve ook links komt te liggen ten opzichte van die van volkomen concurrentie.

18 Of in de andere gedaante:

ld�ct� 1�ß1�α�ß

. (w�p)� ß1�α�ß

. (r�p)� 1�ß1�α�ß

.m

30

Afbeelding 7: De vraag naar arbeid op lange termijn voor on-volkomen concurrentie op de produktmarkt.

ld�ct� 11�α�ß

. (w�p)� ß1�α�ß

. (w�r)� 1�ß1�α�ß

.m (31)

ct . ( WP

)1

µ�1 . [δ . ( δ1�δ

)σ�1

. ( WR

)σ�1

�1�δ ]σ . (µ�1)�1

(µ�1). (1�σ) . (1�M)(32)

Voor de Cobb Douglas produktiefunctie, rekening houdend met het mark-up-percentage,moet formule (14) als volgt worden aangepast18:

Daar α+ß<1 zal er opnieuw een negatieve en meer dan proportionele relatie zijn tussen devraag naar arbeid en de grootte van het mark-up-percentage. Hetzefde resultaat bekomen webij de C.E.S.- produktiefunctie, waar formule (21) vervangen wordt door de formule:

De 'mate' waarin het mark-up-percentage een invloed heeft op de vraag naar arbeid is hier dus

19 Tenzij men werkt met een discriminerend monopsonie, waar aan iedere individuelearbeider een ander loon wordt uitbetaald (Jackson, 1970).

20 Voor een diepgaande theoretische uitwerking: Omey, 1993-94.

31

afhankelijk van de schaalelasticiteit.

2.2.3.2. Monopsonie op de arbeidsmarkt

Monopsonie op de arbeidsmarkt betekent dat de onderneming op de arbeidsmarkt de enigevrager is naar arbeid. In de theorie wordt ze daar meestal geconfronteerd met een positieveaanbodcurve van arbeid (Reynolds e.a., 1986). Als de onderneming vervolgens haar volumevan arbeid wenst uit te breiden, zal ze (door de positieve aanbodcurve) daartoe een hoger loondienen te betalen. Dit hoger loon moet ze dan niet enkel aan de laatst aangeworven arbeiderbetalen, maar ook aan alle andere, reeds eerder aangeworven arbeiders19. Daardoor zal demarginale arbeidskost voor de onderneming groter zijn dan het loon. De gelijkheid tussenwaarde van het marginale arbeidsprodukt en de loonkost zal dan niet langer opgaan. Dewaarde van het marginale arbeidsprodukt zal dan, bij winstmaximalisatie, gelijk zijn aan demarginale kost. De grootte van deze marginale arbeidskost is afhankelijk van de loonelastici-teit van het aanbod van arbeid (Omey, 1993-94).

Op micro-economisch vlak is een situatie van monopsonie perfect mogelijk: Dit is bijvoor-beeld het geval wanneer een streek voor haar werkgelegenheid afhangt van slechts één groteonderneming en de arbeidsmobiliteit gering of onbestaande is. Op macro-economisch vlakkan men zich slechts een situatie van monopsonie voorstellen indien alle werkgevers zichorganiseren in een werkgeversorganisatie. In de realiteit zullen de werknemers zich dan ookorganiseren in werknemersorganisaties, zodat het loon dan tot stand zal komen via hetcollectief overleg. Aangezien ons onderzoek (deel 4) enkel over het macro-economische gaat,gaan we er niet verder op in20. Alleen dient hierbij opgemerkt te worden dat de vraagcurvenaar arbeid ook hier links zal liggen ten opzichte van die van volkomen concurrentie (Omey,1993-94). Voorts is een merkwaardige eigenschap van het monopsoniemodel dat onderbepaalde voorwaarden de invoering van een wettelijk minimumloon de gevraagde hoeveel-heid arbeid doet toenemen (Cole, 1981, p 425 e.v.)

32

εL�

jLLjWW

�jLjW

. WL (33)

σ�

d( KL

)

( KL

)

d( WR

)

( WR

)

�

d( KL

)

d( WR

).

( WR

)

( KL

)(34)

2.2.4. Loonelasticiteit

De loonelasticiteit van een vraagcurve meet de wijziging van de vraag naar arbeid veroor-zaakt door een wijziging van de loonkost. Algebraïsch kan men dit als volgt voorstellen:

Wat bepaalt nu die loonelasticiteit ? We geven een kort overzicht van haar determinanten, opbasis van de regels van Marshall (Sapsford e.a., 1993).

Een eerste determinant hebben we reeds eerder vermeld: de substitutie-elasticiteit. Desubstitutie-elasticiteit meet de mate waarin de capital-labour-ratio wijzigt ten gevolge van eenwijziging van de factorprijsverhouding:

Men kan aantonen dat de substitutie-elasticiteit bij een Cobb Douglas produktiefunctie gelijkis aan 1, terwijl ze bij een C.E.S.- produktiefunctie uitsluitend bepaald wordt door desubstitutieparameter: σ = 1/(1+ρ) (Maton, 1994). Naarmate deze substitutie-elasticiteit groteris zal, bij een loonstijging, makkelijker arbeid door kapitaal kunnen vervangen worden enkent de vraagcurve dus een vlakker verloop. Dit zien we duidelijk in formules (6) en (20),waar we uitgaan van een C.E.S.- produktiefunctie. Ook bij het onderscheid tussen de korte ende lange termijn zien we dit: Op lange termijn is er, in tegenstelling tot de korte termijn, demogelijkheid om arbeid door kapitaal te substitueren, en kende de vraagcurve bijgevolg ookeen vlakker verloop.

21 Het aandeel van de arbeidskosten in de totale kosten is ook een belangrijke factor van demacht van de vakbonden binnen de onderneming (Reynolds e.a., 1986).

33

εL�� (1�VL) .σ (35)

εL�� (1�VL) .σ�VL .εP

Vervolgens zal de vraagelasticiteit naar arbeid afhankelijk zijn van het aandeel van dearbeidskosten in de totale kosten. Hier spelen twee tegenstrijdige effecten. Enerzijds zullen detotale kosten (en bijgevolg de prijs van het eindprodukt) meer stijgen ten gevolge van eenloonkoststijging, indien de arbeidskosten een hoger aandeel van de totale kosten vormen.21

Door de prijsstijging zal, indien de vraag naar het eindprodukt niet volkomen inelastisch is,de output van de onderneming (en bijgevolg de arbeidsvraag) dalen (voor de mate waarin ditgebeurt verwijzen we naar de derde regel van Marshall). Anderzijds zal het makkelijker zijnom, althans bij een gegeven technologie (σ), arbeid door kapitaal te substitueren naarmate ermeer arbeid is om mee te substitueren. In de meeste literatuur wordt er zonder meer aangeno-men dat de loonelasticiteit groter is naarmate het aandeel van de arbeidskosten hoger is; docher dient opgemerkt te worden dat dit enkel geldt indien de (negatieve) prijselasticiteit van heteindprodukt (in absolute waarde) groter is dan de substitutie-elasticiteit, zoals blijkt uitformules (36) en (37). Het aandeel van de arbeidskosten wordt weerspiegeld in de waarde vanα en δ voor respectievelijk de Cobb Douglas en C.E.S.- produktiefunctie.

Volgens Hamermesh (1993) kunnen we deze eerste regel en het tweede gedeelte van detweede regel voorstellen in de 'constante-outputelasticiteit':

waarbij VL het aandeel van de arbeidskost in de totale kosten is. Uit dit gedeelte blijkt dat deelasticiteit lager is naarmate het aandeel van de arbeidskosten in de totale kosten hoger is.

Een derde determinant is volgens Marshall de prijselasticiteit van het eindprodukt. De redenhiervoor is dat de vraag naar arbeid een afgeleide vraag is. Indien de prijselasticiteit van deproduktvraag laag is, dan zal de ondernemer de loonstijging makkelijker kunnen afwentelenop de consument, zonder al te veel outputverlies. Bij een hoge prijselasticiteit zal de prijs-stijging ten gevolge van de loonkoststijging een gevoelige outputdaling veroorzaken en, viade positieve relatie tussen output en arbeid, een daling van de arbeidsvraag. De mate waarindit gebeurt wordt weergegeven door het outputeffect, wat we reeds eerder besproken hebbenbij de arbeidsvraagcurves in functie van de output. Hamermesh (1993) breidt zijn voorstellingals volgt uit:

34

εL�VL . (σ�εP)�σ (36)

εL�VL . (σ�εP)�σ

1� (1�VL) .εP /SK(37)

of

waarbij εP de prijselasticiteit van het eindprodukt is. Hierbij zien we duidelijk dat de positieverelatie van het aandeel van de arbeidskosten slechts geldt indien εP groter is dan σ.

Als laatste regel is er de aanbodelasticiteit van de overige produktiefactoren. Als de onderne-mingen bij een loonkoststijging arbeid door kapitaal willen vervangen, dan moet die hoeveel-heid kapitaal ook voorhanden zijn. Indien die hoeveelheid kapitaal er niet is, dan zal het nietmogelijk zijn om arbeid door kapitaal te vervangen. Merk op dat dit ook voor de factor arbeidgeldt: Als bij een loonkostdaling de onderneming bijkomende arbeiders wenst aan teschaffen, dan moeten die ook daadwerkelijk beschikbaar zijn. Voor hooggeschoolde arbeiderskan dit soms een probleem zijn (Peeters, 1989). In onze theorie vinden we dit niet terug: Dezeis opgebouwd in de veronderstelling van een volkomen inelastisch aanbod van zowel arbeidals kapitaal. Fallon en Verry (1988) werken de invloed van de aanbodelasticiteit van kapitaal(SK) uit, en combineren dit met formule (36). De uiteindelijke voorstelling is dan:

Daaruit kunnen we besluiten dat de loonelasticiteit groter zal zijn, naarmate de substitutie-elasticiteit groter is, naarmate de prijselasticiteit van het eindprodukt groter is, naarmate deaanbodelasticiteit van kapitaal groter is en, indien εP groter is dan σ, naarmate het aandeel vande arbeidskosten in de totale kosten hoger is.

35

PK . i

PK�prijs van de kapitaalgoederen

i�nominale intrestvoet . (1�belastingsvoet op intrestinkomen)

PK .δ

2.2.5. Determinanten van de kapitaalkost

In functie van ons empirisch onderzoek moeten we voor de kapitaalkost (R) ook een vergelij-king opstellen. Als we van een perfecte kapitaalmarkt uitgaan met afwezigheid van onzeker-heid, dan krijgen we de volgende determinanten:

Een eerste determinant is de opportuniteitskost van het investeren in kapitaal. Indien men inkapitaal investeert, dan kan men dat bedrag niet meer beleggen in een alternatieve investe-ring. Deze opportuniteitskost kan men het best weergeven door de prijs van het kapitaal tevermenigvuldigen met de rentevoet waaraan men anders zou kunnen beleggen (Heylen,1994). Merk op dat als de onderneming leent om kapitaal aan te schaffen, ze daar dan ook eenintrest op dient te betalen, wat het resultaat niet zal wijzigen. Volgens Harris (Harris, 1985)moet men ook rekening houden met de belasting die men zou moeten betalen bij eenalternatieve belegging. Derhalve komen we tot de volgende component:

waarbij:

Aangezien een belegging in kapitaal gaat over een periode van meerdere jaren, gaat het hierom een intrestvoet op lange termijn. In praktijk wordt hiervoor bijvoorbeeld de intrestvoet opondernemingsobligaties genomen voor een periode van minimum twintig jaar (Van Rompuy,1969).

Een tweede determinant is de waardevermindering die het kapitaal ondergaat ten gevolge vantechnologische of economische slijtage. Ieder jaar zullen de ondernemingen een zeker af-schrijvingspercentage (δ) van het kapitaal ten laste nemen van het boekjaar. De slijtagekostper jaar kan dan als volgt voorgesteld worden (Heylen, 1994):

Ten slotte zullen de kapitaalgoederen ook prijswijzigingen ondergaan over de jaren heen.

36

R�PK . ( i�δ )�ÈPK (38)

P�WjYjL

. (1�M)

p�w�q�m

θ�y�y ��1

Indien de prijs van de kapitaalgoederen stijgt, dan zal dit de kost van het kapitaal drukken.Deze prijswijzigingen van het kapitaal mag men niet gelijkstellen aan het algemeen inflatie-percentage: de prijzen van de kapitaalgoederen kennen immers in de praktijk veel grotereschommelingen en bovendien is de evolutie niet gelijklopend met het algemeen inflatieper-centage (De Vijlder, 1994, p 3.12).

De totale kost (R) van het kapitaal kunnen we dan als volgt voorstellen:

2.2.6. Prijsvergelijking

Indien we uitgaan van een Cobb Douglas produktiefunctie en onvolkomen concurrentie op deproduktmarkt, dan zal (zoals we uitgewerkt hebben onder 2.2.3.2.1.) de onderneming zijnprijs zodanig zetten dat:

In logaritmische gedaante kunnen we dit als volgt uitdrukken:

waarbij q de logaritme van de marginale produktiviteit is. De vraag stelt zich nu hoe we demark-up gaan voorstellen. Een eerste factor die we reeds aangehaald hebben is de conjunc-tuurgevoeligheid van het mark-up-percentage. Indien we de hypothese aannemen van eenstijgende mark-up naarmate de capaciteit meer benut wordt, dan verwachten we een positiefteken voor de outputratio (θ):

waarbij y en y* de logaritme van respectievelijk de output en potentiële output zijn. Bijhoogconjunctuur zal de outputratio een waarde groter dan één aannemen, en bij laagconjunc-tuur een waarde kleiner dan één (Heylen, 1993a).

22 Voor dit gedeelte hebben we ons voornamelijk gebaseerd op Layard, Nickell enJackman (1991) , Bean en Layard (1986), Heylen (1993a en 1993b) en Layard en Nickell(1986).

23 Merk op dat het hier om de consumentenprijs gaat. Deze kunnen we als volgt bepalen(Heylen, 1993):

pc = c1.p + (1-c1).pm + ib

waarbij pm de importprijs voorstelt en ib de indirecte belastingen (ib=ln(1+ti))

37

m�m0�m1 .θ�m2 .comp (39)

p�a0 �a1 .w �a2 .q � m1 .θ � m2 .comp�a3 .p�1 (40)

Verder hebben we gesteld dat het mark-up-percentage ook hoger zal zijn naargelang de 'graad'van monopolie hoger is. In de prijsvergelijking kunnen we dit voorstellen via een concen-tratie- of concurrentiemaatstaf.

Aangezien de prijzen niet direct volledig kunnen reageren op een wijziging van één dervariabelen, hebben we ook de vertraagde prijs in de vergelijking opgenomen.

De vergelijking van de mark-up en de prijsvergelijking hebben dan de volgende gedaante:

2.2.7. Loonvergelijking22

Tot slot van deze paragraaf stellen we een eenvoudige bruto-loonvergelijking op. Een eerstedeterminant is uiteraard het prijspeil voor de consumenten: Indien het loon al niet automa-tisch geïndexeerd is, zullen de werknemers een loon eisen waarbij ze geen koopkrachtverliezen23.

Een stijging van de arbeidsproduktiviteit zal het mogelijk maken voor de werknemers om eenhoger reëel brutoloon (w-p) af te dwingen. In de vergelijking stellen we dit voor via de varia-bele q, die een positieve invloed zal hebben op het loon.

Een negatieve druk op het loon zal uitgaan van de outsiders op de arbeidsmarkt: Naarmate de

24 Merk op dat het hier om de volgende gedaante gaat:tpl = ln(1+tp)twl = ln(1+tw)

25 Merk op dat de vergelijking die we uiteindelijk zullen schatten in het empirischegedeelte een andere gedaante zal hebben.

38

concurrentie van de werklozen voor de werkenden groter is, zullen deze laatsten geneigd zijneen lager loon te aanvaarden, aangezien ze het risico lopen vervangen te worden door eenoutsider die bereid is om tegen een lager loon te werken. Deze druk van de outsiders kunnenwe het best voorstellen via de werkloosheidsgraad (u).

Deze druk zal verminderen naarmate de periode van werkloosheid vordert. Langdurigewerklozen zullen immers aan produktiviteitsverlies leiden, waardoor ze minder concurrentievormen voor de werkenden (Hysteresis effect). Goubert, Heylen en Omey (1995) stellen dit inhun onderzoek voor via de toename van de werkloosheid van de vorige periode ten opzichtevan twee periodes ervoor (u-1-u-2). Door deze vermindering van de druk op het loon, zal dehysteresisindicator een positieve relatie met het brutoloon hebben.

De belastingen op arbeid zullen een logische druk hebben op de bruto-lonen. Enerzijds zullende werkgevers een verhoging van de patronale bijdragen (tp) trachten af te wentelen op dewerknemers en anderzijds zullen de werknemers een verhoging van de werknemersbijdragenvoor de sociale zekerheid of een verhoging van de inkomensbelastingen trachten (tw) af tewentelen op hun werkgevers. In de bruto-loonvergelijking zal de logaritme van de patronalebijdragevoet (tpl) een negatieve druk uitoefenen, terwijl de logaritme van de wernemersbelas-tingen (twl) een positieve druk zal uitoefenen op het brutoloon24. De mate van afwenteling zalafhankelijk zijn van de macht die beide partijen hebben. De laatste zal verder ook afhankelijkzijn van de aanbodelasticiteit van arbeid.

Ten slotte verwachten we een positieve druk uitgaande van de generositeit van het uitkerings-systeem (Φ). Naarmate de werkloosheidsuitkering hoger is, zal de werkgever een hoger loonmoeten aanbieden om het voor de arbeider aantrekkelijk te maken om zijn vrije tijd op tegeven. Uiteraard gaat het hier over de reële uitkering.

Formule (41) stelt dan de loonvergelijking voor25. We hebben ook het reële loon van devorige periode in de vergelijking opgenomen, om ze dynamisch te maken: In de praktijk zalhet immers een zekere tijd vergen vooraleer de aanpassingen zich voordoen door het bestaan

26 Hetzelfde geldt voor de reële kapitaal-en grondstoffenkost in de latere, meer uitgebreidevergelijkingen.

39

.pc�b2 .q�b3 .u�b4 . (u�1�u

�2� b5 . twl�b6 . tpl�b7 . (Φ�p)�b (41)

L�ƒ(ct ,K ,M , ( WP

)t

, ( WP

)t�1

, ... ) (42)

van contracten en omdat de verschillende partijen met verwachtingen werken.

2.3. OPHEFFEN VAN DE BASISVERONDERSTELLINGEN

2.3.1. Dynamische functies

Een eerste, in de realiteit weinig waarschijnlijke, basisveronderstelling die we opheffen is devolledige en ogenblikkelijke aanpasbaarheid van het arbeidspotentieel op korte termijn. Ditbrengt ons van de statische naar de dynamische arbeidsvraag.

Een eerste dynamisch aspect is de vertraging van de reactie van de ondernemingen opbepaalde signalen: Verkeerde verwachtingen omtrent het prijsniveau kunnen tijdelijk eenonevenwicht op de arbeidsmarkt veroorzaken. Pas in de volgende periode zullen de onderne-mingen reageren door hun gedrag aan te passen (Biesbrouck, 1990, p 25). Vooral de 'mate'van onzekerheid zal een cruciale factor zijn voor de reactiesnelheid. In de praktijk kan mendie vertraagde reactie voorstellen door het bijvoegen van het reële loon uit de vorige periodesbij de onafhankelijke variabelen26:

40

Afbeelding 8: Dynamische vraag naar arbeid (bron: Hamer-mesh, 1993, p 212)

Een tweede dynamische aspect wordt verkregen door de aanwezigheid van aanpassings-kosten. Voor de factor arbeid bestaan die hoofdzakelijk uit aanwerf- en opleidingskostenindien de ondernemingen hun arbeidspotentieel wensen uit te breiden en uit ontslagkosten bijhet inkrimpen. Ook indien bijvoorbeeld de kapitaalkost wijzigt is het meer realistisch dat deonderneming na één periode slechts gedeeltelijk zal reageren via het wijzigen van arbeidspo-tentieel en kapitaalstock. Zo zal die aanpassing naar een evenwichtsniveau (L*: welke identiekis aan de ideale korte of lange termijnvraag naar arbeid) worden gericht dat op zijn beurtvoortdurend in beweging is (tenzij alle factoren constant blijven) zoals in afbeelding 8. Hoehoger de aanpassingskosten zijn, hoe trager de onderneming zal reageren op de wijzigingen(Sargent, 1978, p 1018). De hoogte van deze aanpassingskosten zal ondermeer bepaaldworden door de schaarste op de arbeidsmarkt (hoe meer spanningen, hoe hoger de aanpas-singskosten) en door institutionele factoren (bijvoorbeeld opzegtermijn en -vergoedingen).Bovendien is het zo dat kosten voor selectie, aanwerving en opleiding van nieuwe arbeids-krachten aanzienlijk toenemen naarmate de nieuwe arbeidskrachten sneller moeten wordengeïntegreerd, net zoals de kosten voor reorganisaties zullen toenemen naarmate de afvloeiing-

41

Lt

Lt�1

� (Lt

�

Lt�1

)λ

lt� lt�1�λ . (lt�� lt�1)

lt�λ . lt�� (1�λ) . lt�1 (43)

εKT�Ci (44)

εLT�Ci

λ(45)

en sneller moeten gebeuren (Van Rompuy, 1969). Indien men er vanuit gaat dat de aanpas-singskosten een exponentiële functie vormen van de aangepaste hoeveelheid arbeid tijdenséén periode, dan verkrijgen we de volgende gedaante (Sapsford, e.a., 1993):

Waarbij λ (0@λ@1) de fractie is van het verschil tussen actuele en nagestreefde werkgelegen-heid dat zal worden uitgeschakeld in de loop van periode t. De hoogte van λ is invers gerela-teerd tot de kosten van aanpassing: hoe hoger λ, hoe sneller de aanpassing. Logaritmeren enuitwerken brengt ons tot de volgende dynamische vraagcurve naar arbeid:

In het empirische onderzoek wordt er geen onderscheid gemaakt tussen de korte en langetermijn zoals wij dit gedaan hebben in het theoretische gedeelte. De geschatte coëfficiëntenuit een dynamische arbeidsvraagvergelijking zijn dan de korte termijnelasticiteiten. De langetermijnelasticiteit bekomt men dan via de geschatte coëfficiënten (Ci) te delen door deaanpassingssnelheid:

Merk op dat λ kleiner zal zijn dan één, waardoor de lange termijnelasticiteit groter is dan dekorte termijnelasticiteit.

42

lt�ct� λ1�α

. (w�p)� λ .ß1�α

.k� (1�λ) . lt�1 (46)

ct� λ1�α

. (lnC� lnα)

lt�ct ��λ .σ . (w�p)�λ . σ . (µ�1)�1µ

.y� (1�λ) . lt�1 (47)

ct �� λ1�ρ

. [lnµ� ln (1�δ)� ρµ

. lnC]

lt�ct� λα�ß

.y� λ .ßα�ß

. (w�r)� (1�λ) . lt�1 (48)

ct�λ . (� 1α�ß

. lnC�ßα�ß

. ln ( ßα

))

�ct �� λµ

.lnY�λ. σ1�σ

.ln [δ.( δ1�δ

)σ�1

.( WR

)σ�1

�1�δ]� (1�λ).lt (49)

ct ��� λµ

. lnC

Passen we dit toe op onze Cobb Douglas en C.E.S.- produktiefunctie (in functie van deoutput) voor volkomen concurrentie, dan krijgen we voor onze korte termijnspecificatie(formules 3 en 6):

met

en

met

Voor de lange termijnspecificatie, bij kostenminimalisatie (formules 12 en 18):

met

en

met

27 Volgens Van Rompuy (1969) kan vanuit een economisch standpunt een aanpassingspa-troon met een stijgend en een dalend pad te verkiezen zijn boven een monotoon pad. Zo kande onderneming bijvoorbeeld aanvankelijk positief reageren op een tijdelijke produktie-expansie door het aanwerven van nieuwe arbeidskrachten, terwijl in een lange termijnper-spectief de relatieve factorprijzen een geleidelijke vermindering van de arbeidskrachtenzouden dicteren. Blijkbaar lopen de reacties op korte en op lange termijn dan in tegengestelderichting.

43

lt�ct� λ1�α�ß

. (w�p)� λ .ß1�α�ß

. (w�r)� (1�λ) . lt�1 (50)

ct�λ .ct ����

lt�ct� �1

.ln( WP

)�λ. σ.(µ�1)�1(µ�1).(1�σ)

.ln [δ.( δ1�δ

)σ�1

.( WR

)σ�1

�1�δ]

� (1�λ) . lt�1 (51)

ct�� �1

. ln(µ . (1�δ) .C�

µ�ρµ )

lt�c . lt��d . lt�1�e . lt�2 (52)

Voor winstmaximalisatie is dit (formules 15 en 21):

met

en

met

Men kan ook de arbeidsvraag uit de twee voorgaande periodes opnemen in het model. Dit isrelevant bij een arbeidsvraag die initieel overshooting kent (ten opzichte van het evenwicht)en/of dat er explosieve cycli zijn in de reactie27. De vraagfunctie wordt dan:

2.3.2. Meerdere productiefactoren

Bij een aantal empirische schattingen bekomt men niet de verwachte inverse relatie tussen de

44

P . jYjL

�W

P . jYjG

�Q

P . jYjK

�R

arbeidsvraag en de reële loonkost. De reden hiervoor, zo stellen Symons en Layard (1984), isdat men in de meeste van die studies geen rekening houdt met de produktiefactor grondstof-fen. Vooral voor schattingen die de periode van de oliecrisissen overstrijken bekomt men dieperverse resultaten. Daarom is het interessant om onze produktiefunctie uit te breiden naardrie produktiefactoren: arbeid, kapitaal en grondstoffen. De uitbreiding van onze produktie-functie naar meerdere produktiefactoren is niets meer dan een veralgemening van ons model.Veronderstellen we dat de input van grondstoffen variabel is op korte termijn en gekenmerktwordt door afnemende meeropbrengsten. We krijgen dan de volgende winstfunctie:

π = P.Y - W.L - R.K - Q.Gmet

Q = nominale kost van grondstoffenG = volume aan grondstoffen

Het afleiden van de arbeidsvraag op korte termijn met constante hoeveelheid kapitaal envariabele hoeveelheid grondstoffen gebeurt op net dezelfde wijze als de afleiding van delange termijn arbeidsvraag: Het simultaan optimum voor zowel de factor arbeid als de factorgrondstoffen, met gegeven kapitaalstock (enerzijds moeten we de variabele produktiefactorkapitaal vervangen door de produktiefactor grondstoffen en anderzijds moeten we er eenconstante hoeveelheid kapitaal bijvoegen). De optimalisatievergelijkingen vormen volgendstelsel:

en

Op lange termijn is vervolgens ook de produktiefactor kapitaal variabel, waardoor we onsstelsel van optimale vergelijkingen met de vergelijking van het kapitaal moeten uitbreiden:

Deze uitwerking doen we enkel voor de Cobb Douglas produktiefunctie en voor winstmaxi-

28 Merk op dat we hier analoog werken zoals in voetnoot 11 en bijlage 1.

45

Y�C .L α .K ß .G γ

jYjL

�C .α .L α�1 .K ß .G γ�

WP

jYjG

�C .γ .L α .K ß .G γ�1�

QP

w�ct�p� (1�α) . l�ß .k�γ .g (53)

q�ct ��p�α . l�ß .k� (1�γ) .g (54)

ct� lnC� lnα

ct �� lnC� lnγ

g�ct ��� 11�γ

. (q�p)� α1�γ

. l� ß1�γ

.k (55)

ct ��� 11�γ

.ct �

malisatie; ze krijgt dan de volgende gedaante:

met 0<γ<1; α+ß+γ < 1.

Toepassen van de marginale produktiviteitsregel28:

logaritmeren:

met

Formule (54) omzetten naar de factor grondstoffen:

met

46

w�ct ����p� (1�α) . l�ß .k� γ1�γ

. (q�p)� γ .α1�γ

. l� γ .ß1�γ

.k

ld�ct ����� 1�γ1�α�γ

. (w�p)� γ1�α�γ

. (q�p)� ß1�α�γ

.k (55)

ct ����ct�γ .ct ��

ct ����� 1�γ1�α�γ

.ct ���

w�ct1�p� (1�α) . l�ß .k�γ .g (57)

q�ct2�p�α . l�ß .k� (1�γ) .g (58)

r�ct3�p�α . l� (1�ß) .k�γ .g (59)

Formule (55) vervolgens substitueren in (53) en uitwerken:

met

Aangezien we uitgaan van afnemende meeropbrengsten (α+γ<1) zal bij een wijziging van dereële kost van grondstoffen het schaaleffect een grotere invloed hebben dan het substitutie-effect; het totale effect kent immers een inverse relatie met de vraag naar arbeid. In de realiteitis dit vrij evident: de substitutiemogelijkheden tussen arbeid en grondstoffen zijn praktischonbestaande, terwijl de aanzienlijke stijging van de grondstofprijzen tijdens de oliecrisissenvoor een scherpe daling van de arbeidsvraag zorgde. Dit wijst op een grote complementariteittussen arbeid en grondstoffen.

Voor de lange termijn krijgen we de volgende drie vergelijkingen:

met

47

ct1� lnC� lnα

ct2� lnC� lnγ

ct3� lnC� lnß

g�ct4�1

1�γ. (q�p)� α

1�γ. l� ß

1�γ.k (60)

k�ct5�1

1�ß. (r�p)� α

1�ß. l� γ

1�ß.g (61)

ct4�1

1�γ.ct2

ct5�1

1�ß.ct3

g�ct6�1�ß

1�γ�ß. (q�p)� ß

1�γ�ß. (r�p)� α

1�γ�ß. l (62)

k�ct7�1�γ

1�γ�ß. (r�p)� γ

1�γ�ß. (q�p)� α

1�γ�ß. l (63)

Formules (58) en (59) omzetten naar kapitaal en grondstoffen:

met

Invullen van (60) in (61) en (61) in (60) geeft ons de optimale vergelijking van kapitaal engrondstoffen (bij een constante hoeveelheid arbeid):

met

48

ct6�(1�γ) . (1�ß)

1�γ�ß. (ct4�

ß1�γ

.ct5)

ct7�(1�γ) . (1�ß)

1�γ�ß. (ct5�

γ1�ß

.ct4)

w�ct1�p� (1�α) . l�ß[ct7�1�γ

1�γ�ß. (r�p)� γ

1�γ�ß. (q�p)� α

1�γ�ß. l]

�γ[ct6�1�ß

1�γ�ß. (q�p)� ß

1�γ�ß. (r�p)� α

1�γ�ß. l]

�ct8�1�γ�ß

1�α�γ�ß. (w�p)� ß

1�α�γ�ß. (r�p)� γ

1�α�γ�ß. (q�p (64)

ct8�1�γ�ß

1�α�γ�ß. (ct1�ß .ct7�γ .ct6)

Deze twee vergelijkingen kunnen we dan invullen in (57):

Na uitwerking verkrijgen we de lange termijn vraagcurve naar arbeid bij meerdere produktie-factoren:

met

De conclusies bij afnemende schaalopbrengsten zijn opnieuw dezelfde: een meer danproportionele negatieve loonelasticiteit en een negatief effect van zowel kapitaal- engrondstoffenprijs (complementariteit van arbeid, kapitaal en grondstoffen).

49

Y�ƒ(K ,L �)

L ��g(L1 ,L2 , ... ,Ln)

Y�C .LAα .LB

ß .K γ

2.3.3. Heterogene arbeid

Tot nu toe hebben we arbeid steeds als een homogene produktiefactor beschouwd. In derealiteit is dit evenwel niet het geval: de factor arbeid zal uiteenvallen in diverse categorieënmet uiteenlopende kenmerken en kwalificaties. Deze categorieën verschillen zowel watbetreft de aard van de taken als de efficiëntie en de nauwgezetheid waarmee zij de takenuitvoeren. De meest voor de hand liggende opsplitsingen zijn deze naargelang de geschoold-heid en het onderscheid tussen arbeiders en bedienden. Daarnaast kan men een onderscheidmaken naargelang leeftijd, ras, geslacht, ... .

De produktiefunctie, met kapitaal en arbeid als inputvariabelen, kent dan de volgendegedaante (Fallon en Verry, 1988):

waarbij

Li zijn hier de verschillende categorieën van arbeid. Men kan hierbij de vraag stellen of menbij het empirisch onderzoek deze verschillende categorieën zondermeer mag aggregeren(m.a.w. geldt: L* = L1 + L2 + ... + Ln ): '... , the elasticity of demand normally will be greaterfor particular kinds of labor than for labor as a whole. It is usually easier to substitute onekind of labor for another than to substitute capital for labor.' (Reynolds, e.a. , 1986). Deoplossing hiervoor is de verschillende arbeidscategorieën apart in de produktiefunctie in tevullen.

Beschouwen we bijvoorbeeld een Cobb Douglas produktiefunctie met twee elkaar uitsluiten-de arbeidscategorieën A en B, en met α+ß+γ<1 :

De winstfunctie is dan:

π = P.Y - WA.LA - WB.LB - R.K

50

lA�ct� 1�ß1�α�ß

. (WA�p)� ß1�α�ß

. (WB�p)� γ1�α�ß

.k (65)

lB�ct �� 1�α1�α�ß

. (WB�p)� α1�α�ß

. (WA�p)� γ1�α�ß

.k (66)

ct ��� 1�γ�ß1�α�γ�ß

. (WA�p)� γ1�α�γ�ß

. (r�p)� ß1�α�γ�ß

. (WB (67)

ct ���� 1�γ�α1�α�γ�ß

. (WB�p)� γ1�α�γ�ß

. (r�p)� α1�α�γ�ß

. (WB (68)

Op een analoge manier als bij een produktiefunctie met meerdere produktiefactoren (2.3.2)kunnen we hieruit de verschillende arbeidsvraagvergelijkingen afleiden. Voor de kortetermijn zijn dit:

En voor de lange termijn zijn dit:

Zoals we later zullen zien bij het overzicht van de empirische literatuur, zijn er in de praktijkwel degelijk verschillen qua loonelasticiteit of aanpassingssnelheid tussen de verschillendearbeidscategorieën.

2.4. OVERZICHT

Tot slot van dit theoretische gedeelte geven we een kort overzicht van de verschillendeuitgewerkte vergelijkingen, wat als leidraad kan worden gebruikt voor het vlotter lezen vande rest van de verhandeling. Voor de uitwerkingen verwijzen we naar de desbetreffendeparagrafen.

Volkomen concurrentie

Korte termijn

(3) l = f(ct,w-p,k)

51

(4),(6) l = f(ct,w-p,y)

Lange termijn

(12),(18) l = f(ct,y,w-r)(14),(21) l = f(ct,w-p,w-r)(15) l = f(ct,w-p,w-r)

Onvolkomen concurrentie

Korte termijn

(26) l = f(ct,w-p,k,m)(27),(28) l = f(ct,w-p,y,m)

Lange termijn

(31),(32) l = f(ct,w-p,w-r)

Dynamisch

(42) l = f(ct,k,w-p,w-1-w-2,...)(43) lt= f(lt

*,lt-1)(44) εKT = Ci

(45) εLT = Ci/λ

Meerdere produktiefactoren

Korte termijn

(56) l = f(ct,w-p,q-p,k)

Lange termijn

(63) l = f(ct,w-p,r-p,q-p)

52

Heterogene arbeid

Korte termijn

(65) lA = f(ct,wA-p,wB-p,k)

Lange termijn

(67) lA = f(ct,wA-p,wB-p,r-p)

29 Merk op dat het hier niet gaat om een outputratio die als een proxy wordt gebruikt voorde mark-up.

30 De meeste vergelijkingen worden geschat in logaritmische gedaante, waardoor deelasticiteit rechtstreeks kan worden afgelezen.

53

3. OVERZICHT VAN DE EMPIRISCHELITERATUUR

3.1. INLEIDING

In dit hoofdstuk geven we een overzicht van de empirische onderzoeken die gedaan zijnomtrent de vraag naar arbeid. Daarbij besteden we speciale aandacht aan die studies die deinvloed van de loonkost op de werkgelegenheid nagaan. We geven een overzicht van deverschillende studies en bespreken ze naargelang de gemaakte veronderstellingen en ge-bruikte methodes. Dit overzicht omvat niet alle onderzoeken, maar we trachten toch devoornaamste en meest geciteerde weer te geven. Op het einde van het hoofdstuk geven weeen overzicht van enkele belangrijke studies die ook België behandelen zodat we eenvergelijkingspunt hebben voor het eigen onderzoek in het volgende hoofdstuk.

3.2. WERKGELEGENHEID OVER DE CONJUNCTUURCYCLUS

Aangezien de vraag naar arbeid een afgeleide vraag is, zal ze een grote invloed ondergaan vanschommelingen in de output. Dit zijn we reeds tegengekomen in het theoretische gedeelte,waar de output steeds rechtstreeks of onrechtstreeks aanwezig is in de vraagvergelijkingennaar arbeid. In de praktijk29 wordt deze outputelasticiteit geschat via een C.E.S.- produktie-functie of via de kostenminimaliserende gedaante van de arbeidsvraagcurve op lange termijn(formules 4, 6, 12 , 27 , 28, 47, 48). We verwachten dus een positieve relatie tussen de wijzi-gingen van output en werkgelegenheid. Die wijziging zal al dan niet meer dan proportioneelzijn naargelang de produktiefunctie gekenmerkt wordt door toe- of afnemende schaalop-brengsten (bij toenemende schaalopbrengsten zal een stijging van de output een minder danproportioneel effect hebben op de vraag naar arbeid, en bijgevolg een elasticiteit die kleiner isdan één30).

In het merendeel van de studies wordt de outputelasticiteit samen geschat met andere

31 Dit fenomeen wordt ook wel eens 'on the job unemployment' genoemd. In de literatuurkomt dit veelal ter sprake bij de wet van Okun: De output kent bij een stijging een meer danproportionele reactie ten opzichte van de daling in de werkloosheidsgraad.

54

variabelen. De meeste studies geven een lange termijnelasticiteit van de output die zichsitueert tussen 0.7 en 1. Dit wordt bevestigd door Hamermesh (1976) die een overzicht geeftvan een aantal studies omtrent de outputelasticiteit. De korte termijnelasticiteit ligt daarente-gen gevoelig lager: gemiddeld tussen 0.25 en 0.5 (indien men met de korte termijn éénkwartaal bedoelt), wat wijst op een belangrijke invloed van aanpassingskosten. Indien menveronderstelt dat de elasticiteit tussen 0.7 en 1 ligt, wijst dit op een produktiefunctie diegekenmerkt wordt door toenemende schaalopbrengsten. Dit betekent dat de arbeidsprodukti-viteit een procyclisch verloop kent. Bovendien zal de arbeidsproduktiviteit een 'lag' variabelezijn ten opzichte van de conjunctuurcyclus door de aanwezigheid van een vertraging.

Volgens Fay en Medoff (1985) is er een verklaring voor die lager dan verwachte outputelasti-citeit: Het is namelijk mogelijk dat tijdens een recessie de arbeidskrachten voor anderedoeleinden worden ingezet, die zich niet weerspiegelen in de output (zoals onderhoud,herstellingen, ...)31. Via een enquête bij 168 bedrijven uit de Amerikaanse verwerkendenijverheid gaan zij dit, voor recente recessies, na voor arbeiders. Ze komen tot de conclusiedat de actuele elasticiteit (0.88) merkelijk lager ligt dan de gewijzigde elasticiteit voorarbeiders die rechtsreeks worden ingezet voor de produktie van de output (1.03). Ditimpliceert dat de produktiefunctie eerder tendeert naar constante schaalopbrengsten bijwijziging van de input van arbeid.

Een andere verklaring, voor het vinden van lager dan verwachte elasticiteiten in sommigeonderzoeken, is het feit dat men met het aantal arbeiders werkt in plaats van het aantalarbeidsuren als afhankelijke variabele, wat een onderschatting kan betekenen van de inzet vanarbeid bij hoogconjunctuur. In hun onderzoek voor arbeiders uit de Amerikaanse verwerken-de nijverheid schatten Clark en Freeman (1980) een aparte vraagfunctie voor het aantalarbeiders en het aantal man-uren. Voor de korte termijn bekomen ze een elasticiteit van 0.42voor het aantal arbeiders en 0.77 voor het aantal man-uren. Ook de aanpassingsnelheid ligtgevoelig hoger bij het aantal man-uren: 0.68 per kwartaal, ten opzichte van 0.48 voor hetaantal

43 Merk op dat alle vergelijkingen in logaritmische gedaante zijn weergegeven.

44 Voor een aantal variabelen hebben we a priori beperkingen (zelfde coëfficiënten)opgelegd. Dit hebben we gedaan omdat het theoretisch verantwoord is en omdat vrijeschatting van deze niet tot significant verschillende resultaten leidt.

73

4. EMPIRISCH ONDERZOEK

4.1. INLEIDING

In dit laatste hoofdstuk doen we zelf een empirisch onderzoek voor de Belgische economie.Meer bepaald zullen we enkele facetten behandelen die voor België tot heden nog niet behan-deld zijn (althans in de gevonden literatuur). Enerzijds schatten we voor de afhankelijkewerkgelegenheid in de private sector een arbeidsvraagvergelijking simultaan met prijs-, loon-,kapitaal- en consumptieprijsvergelijkingen. In de empirische literatuur hebben we voor Belgiëwel enkele simultane schattingen gevonden met prijs- en loonvergelijking, doch er is nooiteen kapitaalvergelijking aanwezig in het model. Anderzijds schatten we een eenvoudigearbeidsvraagvergelijking voor negen subsectoren van de Belgische verwerkende nijverheid.Dergelijk onderzoek is reeds gedaan door Van Rompuy (1969), doch handelt slechts over deperiode 1958-67, terwijl onze studie handelt over de periode na de oliecrisissen.

4.2. ALGEMEEN MODEL VOOR DE BELGISCHE ECONOMIE

4.2.1. Specificaties en a priori verwachtingen

Voor de verantwoording van de gebruikte variabelen verwijzen we naar het theoretischegedeelte van deze verhandeling. De concrete invulling ervan zullen we hier nader toelichten43.De vijf simultaan te schatten vergelijkingen zijn de volgende44:

prijsvergelijking

p = a0 + a1.(wg+tpl) - a1.ql + a2.Θ-1 + a3.conc-1 + (1-a1).p-1

consumptieprijsvergelijking

pc = b1.p + b2.pm + b3.ib + (1-b1-b2).pc,-1

74

Loonvergelijking

wg = c0 + c1.pc + c2.ql + c3.u + c4.(u-1-u-2) - (1-c2).tpl

+ c2.twl + c5.(Φ-p) + (1-c1).wg,-1

kapitaalvergelijking

k = d0 + d1.(r-p) + d2.(wg+tpl-p) + d3.(wg+tpl-p)-1 + d4.(q-p)

+ d5.(q-p)-1 + d6.k-1

arbeidsvraagvergelijking, korte termijnspecificatie (k gegeven)

l = e0 + e1.(wg+tpl-p) + e2.(q-p) + e3.(q-p)-1 + e4.k

+ e5.Θ-1 + e6.conc-1 + e7.l-1

arbeidsvraagvergelijking, lange termijnspecificatie (k variabel)

l = f0 + f1.(wg+tpl-p) + f2.(q-p) + f3.(q-p)-1 + f4.(r-p)

+ f5.Θ-1 + f6.conc-1 + f7.l-1

Daarbij zijn de volgende definitievergelijkingen gebruikt:

Arbeidsproduktiviteit private sector

ql = ln(Y-Yg) - ln(L+Lz)

Reële toegevoegde waarde overheid (= reële brutoloonsom, niet gelogaritmeerd) (Goubert,Heylen en Omey , 1995)

Yg = Ygn/P

75

Conjunctuurindicator

Θ = y - y* + 1

Reële BBP

y = yn - p

Concurrentie-indicator (Goubert e.a., 1995)

conc = whp - e - wg - tpl

Indirecte belastingen

ib = ln(1+ti)

Werkloosheidspercentage

u = ls - ltot

Totale werkgelegenheid (L,Lg en Lz niet gelogaritmeerd)

ltot = ln(L+Lg+Lz)

Werkgeversbelastingen

tpl = ln(1+tps+tpp)

Werknemersbelastingen

twl = ln(1+tws+twi)

Kapitaalkost

r = ln( (ILT+ 0,2).Pk - (Pk-Pk,-1) )

45 Kleine letters zijn logaritmen, behalve u en Θ.

46 Kleine letters zijn logaritmen, behalve de belastingsvoeten.

76

We bekomen dus de volgende endogene variabelen45:

p = BBP-deflatorpc = deflator van de consumptie-uitgavenwg = brutoloon per werknemer in de private sectorql = arbeidsproduktiviteitΘ = conjunctuurindicatory = reële BBPYg = reële toegevoegde waarde overheidssectoru = werkloosheidsgraadl = afhankelijke werkgelegenheid in de private sector (werknemers)k = kapitaalstock private sectorconc = concurrentiekracht (t.o.v. 7 handelspartners)

En de volgende exogene variabelen46:

yn = nominaal BBPy* = reëel potentieel BBPYgn = nominale toegevoegde waarde overheidssectorpm = importprijspeil (in BEF)ti = indirecte belastingsvoetΦ = nominale werkloosheidsuitkering bij begin werkloosheidls = actieve bevolkinglg = publieke werkgelegenheidlz = zelfstandige werkgelegenheidtps = patronale bijdragevoet S.Z. (in % van brutoloon)tpp = patronale bijdragevoet extra legale pensioenen, enz. (in % van bruto-

loon)tws = werknemersbijdragevoet sociale zekerheid (in % van brutoloon)twi = inkomensbelastingvoet werknemers (in % van brutoloon)ILT = intrestvoet lange termijnPk = prijsindex van de kapitaalgoederen in de private sectorq = prijs van de grondstoffen

77

e = gewogen gemiddelde waarde BEF t.o.v. de munten van de handelspart-ners

whp = gewogen gemiddelde loonkost per werknemer van de handelspartners

De prijsvergelijking hebben we reeds uitgewerkt onder 2.2.6. (formule 40), waarbij weuitgingen van prijszetters. wg is hierbij het bruto-loon, terwijl tpl de samenstelling is van depatronale bijdragen voor de sociale zekerheid en de patronale bijdragen buiten de socialezekerheid, die berekend zijn door Goubert, Heylen en Omey (1995). Aangezien we demarginale arbeidsproduktiviteit (ql) niet kunnen berekenen, vervangen we die door degemiddelde arbeidsproduktiviteit (wat ook in alle andere empirische onderzoeken wordtgedaan). Voor de proxy's die de mark-up bepalen gebruiken we naast de conjunctuurindicatoreen concurrentiemaatstaf (die een weergave van de competitiviteit moet zijn) die eveneensberekend is door Goubert e.a. (1995). Deze wordt bepaald op basis van een vergelijking vande gemiddelde gewogen loonkost per werknemer van onze zeven belangrijkste handelspart-ners met de loonkost per werknemer in België (beide uitgedrukt in BEF). In onze vergelijkingnemen we voor beide maatstaven de waarde van de vorige periode op. De reden hiervoor isenerzijds de rechtstreekse invloed van de prijs op de concurrentiemaatstaf en anderzijds demoeilijkheid voor de ondernemingen om hun huidige situatie correct in te schatten, waardoorze zich meer aan de situatie van de vorige periode zullen spiegelen. Voor beide variabelenverwachten we een positief teken. Ten slotte wordt de prijs uit de vorige periode in de verge-lijking opgenomen om de vertragingen te weerspiegelen. Voor deze variabele leggen we eenvaste coëfficiënt op aangezien we ervan uitgaan dat op lange termijn de loonkost per eenheidprodukt volledig zal weerspiegeld worden in de prijs.

In de consumptieprijsvergelijking voegen we enkel de consumptieprijs uit de vorige periodetoe. Ook daarvoor leggen we een vaste coëfficiënt op. De opgelegde restrictie impliceert datindien zowel de BBP deflator (binnenlandse outputprijzen) als het importprijspeil met X%stijgen, dat dan ook de consumptieprijzen met X% stijgen. Vrije schatting is met dezerestrictie consistent.

In de loonvergelijking (zie 2.2.7.) wordt de restrictie opgelegd dat de consumptieprijzen zichuiteindelijk volledig doorzetten in het brutoloon. Zeker met ons automatisch indexmechanis-me is dit een verantwoorde restrictie. Voor de patronale bijdragen en de werkloosheidsgraadverwachten we een negatief teken; voor de bijdragen van de werknemers (bestaande uitwerknemersbijdragen voor de sociale zekerheid en de inkomensbelastingen) en het niveauvan de reële werkloosheidsuitkering een positief teken. Deze laatste werd berekend door Gou-

47 De schattingen zijn ook gedaan met een afschrijvingspercentage van 15% en 30%, dochdit verandert weinig aan de resultaten.

78

bert e.a. (1995). Ook voor de arbeidsproduktiviteit en hysteresis wordt een positief tekenverwacht. Aanvankelijk hebben we het model laten draaien met als loonvergelijking formule(41). Daarbij hebben we grote multicollineariteit geconstateerd: De variabelen tpl en twl

konden we niet vrij schatten (tpl nam een waarde aan die kleiner was dan -1. Dit zou beteke-nen dat de werkgevers een stijging van de loonkost meer dan proportioneel afwentelen op dewerknemers. Met andere woorden: Een verhoging van de patronale bijdragen leidt tot eenlagere loonkost). Ook Bean en Layard (1986) en Goubert e.a. (1995) hebben dergelijkeproblemen gehad. Deze laatsten hebben dit opgelost door beide variabelen een vaste c-oëfficiënt op te leggen die dezelfde is als de coëfficiënt van de deflator van de consumptie-prijzen. Ons inziens is dit verkeerd: Dit zou betekenen dat op lange termijn zowel de patro-nale bijdragen als de belastingen op arbeid (door de reeds opgelegde coëfficiënt voor deconsumptieprijs) volledig zullen afgewenteld worden. Wij hebben ervoor gekozen om beidevariabelen dezelfde coëfficiënt als de arbeidsproduktiviteit op te leggen. De invloed van dearbeidsproduktiviteit op de brutolonen zal immers ook een weerspiegeling zijn van demachtsverhouding werkgever-werknemer. Voor de rekening van de werkgever zal het nethetzelfde zijn indien er een produktiviteitsstijging is, of indien er een verlaging van depatronale bijdragen is (vandaar het tegenovergestelde teken van ql en tpl). Veronderstellen wedat de werkgevers alle macht hebben, dan zullen ze een produktiviteitsstijging volledig naarzich toetrekken zonder loonstijging: De coëfficiënt van ql is dan 0. Daarenboven zullen zedan een toename van de patronale bijdragen volledig kunnen afwentelen op de werknemers:Dit betekent dan dat de coëfficiënt van tpl 1 is (het omgekeerde geldt indien de werknemersalle macht hebben). Vandaar de opgelegde coëfficiënt (1-c2) voor tpl en c2 voor twl.

De kapitaalvergelijking kunnen we op een analoge manier afleiden als de arbeidsvraagverge-lijking in 2.3.2. . De kapitaalkost (r) hebben we berekend zoals uitgewerkt onder 2.2.5. Alsindicator voor de intrestvoet kiezen we de lange termijnrente (deze beschouwen we exogeen,wat vrij aanvaardbaar is voor een klein land als België), en we veronderstellen een afschrij-vingspercentage van 20% per jaar47. Zowel de produktiefactor arbeid als grondstoffen zijnvariabel over de periode waarin kapitaal variabel is. Dit betekent dat beide inputprijzen ook inde vergelijking moeten opgenomen worden (de grondstoffenkost beschouwen we alsexogeen). We nemen daarbij niet alleen de inputprijzen van de periode zelf, doch ook die vande vorige periode. De reden hiervoor is de te verwachten vertraagde reactie op de andereinputprijzen. Aanvankelijk hadden we ook de vertraagde kapitaalkost en de variabelen van de

79

mark-up in de vergelijking opgenomen, maar die waren allen totaal niet significant. Om hetaantal te schatten variabelen te beperken en verstoringen te vermijden hebben we ze vervol-gens uit de vergelijking weggelaten.

De uitwerking van de arbeidsvergelijkingen hebben we reeds eerder uitgebreid gedaan. Watde reële grondstoffenprijs betreft hebben we, net zoals Symons en Layard (1985), eveneenseen vertraagde variabele opgenomen: Dit voor zowel de korte als de lange termijnspecificatie.Ook hier hadden we aanvankelijk een vertraagde loonkostvariabele, in beide vergelijkingen,en een vertraagde kapitaalkostvariabele in de lange termijnvergelijking opgenomen. Aang-ezien ook deze totaal niet significant verschillend van nul waren, en door de grote hoeveel-heid reeds aanwezige variabelen, hebben we ze uit de vergelijkingen weggelaten. Uit hetteken van de andere inputprijzen kunnen we zien of deze produktiefactoren al dan nietcomplementair of substitueerbaar zijn. Voorts gebruiken we dezelfde proxy's als bij de prijs-vergelijking om de invloed van de mark-up te meten. Voor beide variabelen verwachten weeen negatief teken (zoals reeds eerder uitgewerkt).

4.2.2. Methodologie

Deze vijf vergelijkingen hebben we simultaan geschat door middel van de three-stage leastsquares methode. Deze methode schat de endogene variabelen uit het model op basis van deexogene variabelen, om vervolgens simultaan de verschillende vergelijkingen te schatten, metals proxy voor de endogene variabelen hun geschatte waarde.

We gebruiken hiervoor jaarlijkse gegevens die de periode 1971-1992 beslaan. De meestegegevens, behalve de variabelen die als percentage zijn voorgesteld, zijn omgezet tot eenindex met gemeenschappelijk basisjaar. De concurrentie-indicator, werkloosheidsuitkering,werknemers- en werkgeversbijdragen voor de sociale zekerheid zijn afkomstig van Gouberte.a. (1995), en zijn bepaald op basis van gegevens van de RVA en de Government RevenueStatistics van de OESO. De grondstofprijzen hebben we uit het Tijdschrift van de NationaleBank van België gehaald, waar ze uitgedrukt staan in USD, en omgezet naar BEF. Alleoverige gegevens zijn afkomstig van de OESO, Economic Outlook.

48 Voor de uitgebreide computeroutput verwijzen we naar bijlage 2 en bijlage 3.

80

4.2.4. De schattingsresultaten48

Het model hebben we tweemaal geschat: Eenmaal met de korte termijnspecificatie van dearbeidsvraag, en eenmaal met de lange termijnspecificatie. De resultaten van de verschillendevergelijkingen vinden we terug in de vijf onderstaande tabellen. Algemeen kunnen we stellendat de schattingen vrij behoorlijk gelukt zijn.

Prijsvergelijking (1971-92)(t-waarden tussen haakjes)

Variabele K.T.specificatie

L.T.specificatie

const. 0.3512(0.75)

0.3715(0.79)

wg+tpl-ql 0.3785(6.39)

0.3880(6.51)

Θ-1 0.5701(3.39)

0.5683(3.38)

conc-1 0.1985(6.07)

0.2044(6.21)

p-1 0.6215(----)

0.6120(----)

R2

D.W.0.99871.19

0.99881.21

Tabel 8, bron: eigen berekeningen

Zowel de verklaringskracht van de prijsvergelijking als de significantie van de verschillendevariabelen zijn vrij hoog. Ook zijn alle tekens van de coëfficiënten consistent met onze apriori verwachtingen. De waarde van de Durbin-Watson statistiek is echter slecht: Dit wijstop autocorrelatie tussen de verschillende residuen. Indien we voor Θ de waarde van deperiode zelf nemen (zoals Goubert e.a. , 1995), in plaats van de waarde uit de vorige periode,dan verdwijnt deze autocorrelatie. Economisch kan dit verantwoord worden: Indien de onder-nemingen nú een vraagstijging ondervinden, dan zullen ze nú hun prijzen verhogen. In ons

81

model wensen we dit echter niet aan te passen, omdat dit niet consistent is met de periode vande concurrentie-indicator en met onze theorie (Bovendien verandert er zeer weinig aan deandere coëfficiënten indien we deze aanpassing toch doorvoeren). We bemerken een vrijtrage aanpassing van de prijs ten gevolge van een loonkostwijziging per eenheid produkt(slechts 38% per jaar) en een grote invloed van de conjunctuurstand.

Consumptieprijzen (1971-92)(t-waarden tussen haakjes)

Variabele K.T.specificatie

L.T.specificatie

p

pm

ib

pc,-1

0.4682(11.91)

0.1525(9.18)

0.1909(3.52)

0.3793(----)

0.4693(11.94)

0.1528(9.20)

0.1900(3.51)

0.3782(----)

R2

D.W.0.99941.88

0.99941.88

Tabel 9, bron: eigen berekeningen

De verschillende variabelen van de consumptieprijsvergelijking hebben het juiste teken enzijn zeer significant. De aanpassing binnen één periode is hier gevoelig hoger dan in deprijsvergelijking. De lage waarde van de coëfficiënt van ib (kleiner dan 1 op lange termijn)suggereert dat de consumenten bij stijging van de indirecte belastingen hun consumptiepa-troon aanpassen om de hogere indirecte belastingen te ontwijken. Op lange termijn leidt eenimportprijsstijging met 1% tot een toename van de deflator van de consumptie-uitgaven metbijna 25% . Dit is een duidelijke indicatie voor de vrij grote openheid van de Belgischeeconomie.

82

Loonvergelijking (1971-92)(t-waarden tussen haakjes)

Variabele K.T.specificatie

L.T.specificatie

const.

pc

ql+twl

u

tpl

Φ - p

u-1-u-2

wg,-1

3.1720(5.32)

0.4199(7.20)

0.3698(12.14)

-0.8721 (7.57)

-0.6302 (----)

0.1363(4.69)

1.2418(4.36)

0.5801(----)

3.3065(5.59)

0.4346(7.54)

0.3776(12.64)

-0.8721 (7.58)

-0.6224 (----)

0.1439(4.93)

1.2410(4.43)

0.5654(----)

R2

D.W.0.99982.56

0.99952.55

Tabel 10, bron: eigen berekeningen

Ondanks onze opgelegde coëfficiënten is de loonvergelijking goed gelukt: Alle variabelenzijn zeer significant en hebben het juiste teken. Alleen de Durbin Watson wijst op een zeerlichte vorm van autocorrelatie. De grotere waarde van de coëfficient van tpl dan de coëfficiëntvan ql en twl wijst op een sterkere positie van de werkgever. Opmerkelijk is de groterepositieve druk op het loon van de hysteresisindicator dan de negatieve druk van de werkloos-heidsgraad. Verder kunnen we ons bij de significante invloed van de generositeit van hetuitkeringssysteem de vraag stellen of we het causale verband niet moeten omdraaien: Zal eenloonstijging er niet toe leiden dat ook de werkloosheidsuitkeringen stijgen ?

83

Kapitaalvergelijking (1971-92)(t-waarden tussen haakjes)

Variabelen K.T.specificatie

L.T.specificatie

const

r - p

w - p

(w - p)-1

q - p

(q - p)-1

k-1

0.6118(4.58)

-0.0706 (2.14)

0.0708(1.75)

-0.1117 (3.16)

0.0071(2.37)

-0.0103 (3.26)

0.9992(51.46)

0.6417(4.74)

-0.0760 (2.28)

0.0631(1.60)

-0.1053 (3.13)

0.0074(2.47)

-0.0104 (3.31)

0.9984(52.96)

R2

D.W.0.99981.93

0.99981.89

Tabel 11, bron: eigen berekeningen

Bij de resultaten van de kapitaalvergelijking dienen enkele opmerkingen gemaakt te worden.Vooreerst is er de zeer trage aanpassingssnelheid: Nog geen halve procent per jaar. Voortsbekomen we een negatieve (korte termijn) elasticiteit van een loonkostwijziging (-0.04 en -0.042). Dit effect bestaat echter uit een positieve relatie met de loonkost van de periode zelf,en een (sterkere) negatieve vertraagde relatie (merk wel op dat de invloed van de periode zelfslechts significant is op 10% niveau in de korte termijnspecificatie, en dat ze zelfs nietsignificant is in de lange termijnspecificatie). Hetzelfde effect bekomen we bij de invloed vande grondstofprijzen: Een positieve relatie voor de periode zelf, en een negatieve vertraagderelatie die sterker is. Het effect van de reële kapitaalkost is, zoals verwacht, significantnegatief.

84

Arbeidsvraagvergelijking (1971-92)(t-waarden tussen haakjes)

Variabele K.T.specificatie

L.T.specificatie

const

w - p

q - p

(q - p)-1

r - p

k

Θ-1

l-1

2.5477(3.27)

-0.1066 (2.15)

0.0073(1.04)

-0.0373 (5.30)

0.0572(1.27)

-0.1350 (3.20)

0.7393(9.40)

3.2659(5.75)

-0.0908 (4.92)

0.0118(1.99)

-0.0378 (6.04)

-0.1666 (3.29)

-0.2181 (2.04)

0.7409(13.13)

R2

D.W.0.98221.67

0.98641.84

L.T.loonelasticiteit

-0.4089 -0.3504

Tabel 12, bron: eigen berekeningen

Ook bij onze arbeidsvraagcurve hadden we aanvankelijk problemen met multicollineariteit:Er is een vrij hoge correlatie tussen de reële lonen en de concurrentiemaatstaf. Aangezien deconcurrentiemaatstaf toch niet significant is, hebben we deze laatste weggelaten uit degeschatte vergelijking. De hoge correlatie kan betekenen dat de werknemers bij de loononder-

49 Een andere reden kan zijn dat de lonen zelf ook opgenomen zijn in die concurrentie-maatstaf (Goubert e.a., 1995).

50 Merk op dat we ervan uitgaan dat de vraag naar arbeid gelijk is aan de effectievewerkgelegenheid. Dit betekent dat er geen rekening wordt gehouden met openstaandevacatures.

51 Deze is berekend als (1-λ)/λ (Van Rompuy, 1969).

85

handelingen een deel van de (monopolie) overwinsten naar zich toetrekken49. Net zoals bij dekapitaalvergelijking is er aanvankelijk een positieve relatie tussen een wijziging van degrondstofprijs en de vraag naar arbeid50, terwijl er vertraagd een sterkere negatieve relatiebestaat. Dit betekent dat arbeid en grondstoffen inderdaad complementaire produktiefactorenzijn. In de korte termijnspecificatie heeft de kapitaalstock wel het juiste teken, maar is nietsignificant. De kapitaalkost daarentegen is wel significant in de lange termijnspecificatie: Deelasticiteit is zelfs groter dan de loonelasticiteit. De elasticiteit van de mark-up, althans wat destand van de conjunctuur betreft, is ook niet gering: respectievelijk -0.14 en -0.22 op korteen lange termijn. Wat de aanpassingssnelheid betreft is er weinig verschil tussen beidespecificaties: Ze is iets hoger voor de korte termijnspecificatie (Dit is logisch: de aanpassings-kosten zullen lager zijn bij een gegeven kapitaalstock). Dit betekent dat de gemiddeldeaanpassingstermijn51 respectievelijk 11.36 en 11.39 kwartalen is: Deze ligt in de buurt van dehogere waarden van de andere empirische onderzoeken omtrent België. Zowel de reëleloonelasticiteiten op korte termijn (-0.11 en -0.09) als de reële loonelasticiteiten op langetermijn (-0.40 en -0.35) daarentegen liggen eerder aan de lage kant. Dit kan een bevestigingzijn van de eerder lage elasticiteiten die gevonden worden bij simultane schattingen vanarbeid en kapitaal in andere onderzoeken (zie 3.3.2.). Opmerkelijk is ook het verschil van deelasticiteit tussen de korte en lange termijnspecificatie: Ook dit kan een bevestiging zijn vande gevonden hogere elasticiteiten met constante kapitaalstock in de empirische literatuur (zie3.3.2.).

Uit deze arbeidsvraagvergelijkingen kunnen we nu nagaan wat ceteris paribus de invloed zalzijn van een wijziging van de reële loonkost op de werkgelegenheid. Als de totale afhan-kelijke werkgelegenheid in de private sector 2 400 000 is, dan zal een loonkostdaling van 5%cetiris paribus op lange termijn slechts een stijging van de werkgelegenheid impliceren vanrespectievelijk 48 000 en 42 000. De interactie met de kapitaalstock hierbij betrekken is onsinziens nutteloos aangezien de aanpassingssnelheid van de kapitaalstock nog geen halveprocent per jaar is.

52 Bijvoorbeeld Riechel (1986), Beach en Balfour (1983), Brechling (1965), ...

86

lt�a0�a1 .T�σ . (w�p)�a2 .y� (1�λ) . lt�1

4.3. SECTORONDERZOEK VOOR DE VERWERKENDE NIJVERHEID

4.3.1. Specificatie en methodologie

In deze laatste paragraaf van het empirische gedeelte maken we een schatting van eeneenvoudige arbeidsvraagcurve voor negen subsectoren van de Belgische verwerkendenijverheid. Aangezien de beslissingstermijn voor de ondernemingen korter zal zijn dan éénjaar, hebben we ervoor gekozen om te werken met kwartaaldata. Al snel werd het onsduidelijk dat het zeer moeilijk is om al de nodige gegevens te verzamelen: Zo hebben wegeen gegevens gevonden van de kapitaalstock per sector. Daarom beperken we ons tot eeneenvoudige arbeidsvraagcurve afgeleid uit een C.E.S- produktiefunctie met de volgendegedaante (voor de uitwerking ervan verwijzen we naar het theoretische gedeelte):

Net zoals een aantal andere auteurs, hebben we ook een trendfactor in het model opgeno-men52, en indien nodig het kwadraat van deze trendfactor. De bedoeling van deze trendfactoris de technologische evolutie weer te geven. Indien we voor de trendfactor een negatief tekenbekomen, betekent dit dat de technologische vooruitgang arbeidsbesparend is. Het jammereaan deze gedaante is dat men niet de reële loonelasticiteit schat, doch wel de substitutie-elasticiteit. Daarnaast hebben we het voordeel dat we wel de outputelasticiteit krijgen.

De schatting loopt over de periode 1979.4 tot 1990.4 (na de oliecrisissen). De kwartaalgege-vens van de produktie komen uit het Tijdschrift van de Nationale Bank, terwijl de loon-,prijs- en werkgelegenheidsgegevens uit het Statistisch Tijdschrift (NIS) komen. Deze laatstegegevens zijn weergegeven in maanddata, zodat het nodig was ze om te zetten naar kwartaal-data. Het voordeel van de werkgelegenheidscijfers is dat ze uitgedrukt zijn in man-uren, zodatwe een zuiverder beeld krijgen over de elasticiteiten. De gebruikte prijzen zijn de groothan-delsprijzen. Indien deze voor een bepaalde sector niet voorhanden zijn, hebben we dealgemene index van de groothandelsprijzen gebruikt. Voor de schatting hebben we bij iederevergelijking drie seizoendummies gevoegd om de specifieke seizoensinvloeden op te vangen,evenals een vertragingsvariabele. De gebruikte methode is deze van de ordinary least squares.

53 Merk op dat de t-waarde hier nagaat of λ significant afwijkt van één.

87

4.3.2. Resultaten

De resultaten voor de belangrijkste coëfficiënten zijn opgenomen in de twee onderstaandetabellen. Voor de volledige output van de regressies verwijzen we naar bijlage 4.

Substitutie-elasticiteit(t-waarden tussen haakjes)

sector σ λ53 σ/λ R2 D.W.

Metaalverwerkende nijver-heid

Basismetallurgie

Chemie en rubber

Voeding en drank

Textiel

Niet metaalhoudende mi-neralen

Hout

Kleding en schoeisel

Papier en karton

-0.12 (1.85)

0.17 (1.63)

0.17 (1.77)

0.33 (5.09)

-0.03 (0.34)

0.19 (2.17)

0.10 (2.04)

-0.08 (0.61)

0.14 (1.99)

0.92(0.57)

0.55(3.18)

0.85(0.78)

1.10(0.66)

0.65(3.60)

0.64(4.51)

1.13(0.78)

0.63(2.30)

0.41(6.35)

- 0.13

0.31

0.20

0.30

- 0.05

0.30

0.09

-0.13

0.34

0.98

0.97

0.97

0.97

0.98

0.98

0.98

0.96

0.97

2.10

2.13

1.67

1.82

2.56

1.74

1.88

2.11

2.20

Tabel 13, bron: eigen berekeningen

Voor de substitutie-elasticiteit vinden we slechts drie waarden die het juiste teken hebben enbovendien significant verschillend zijn van nul op het 5% niveau (Voeding en drank, niet

54 Ook hebben we bij het overzicht van de empirische literatuur reeds opgemerkt dat degevonden gemiddelde aanpassingstermijn merkelijk lager ligt voor onderzoeken die werkenmet kwartaaldata ten opzichte van onderzoeken die werken met jaargegevens.

55 Voor de theorie omtrent de Spearman rangcorrelatie en de bepaling van de p-waardenverwijzen we naar Reynaerts (1993-94).

56 Voor de volledige uitwerking verwijzen we naar bijlage 5.

88

metaalhoudende mineralen en houtnijverheid). Daarnaast zijn er nog drie waarden diesignificant verschillend zijn van nul op het 10% niveau. Drie sectoren, de metaalverwerkendenijverheid, de textielnijverheid en de nijverheid van kleding en schoeisel, blijken zelfs eennegatieve substitutie-elasticiteit te hebben (slechts één ervan is significant verschillend vannul op het 10% niveau). Ook Van Rompuy (1969) vond voor de textielnijverheid en denijverheid van kleding en schoeisel reeds een positieve loonelasticiteit voor de periode tot1967. De door ons gevonden mediaanwaarde is eerder aan de lage kant: 0.14 . Verrassendzijn de gevonden hoge aanpassingssnelheden: vier van de negen sectoren hebben een aanpas-singssnelheid die gebeurt 'binnen' één kwartaal ( λ niet significant verschillend van één).Terwijl slechts één sector, de papier en kartonnijverheid, een 'gemiddelde' aanpassingstermijnkent die langer is dan één kwartaal. De reden voor deze zeer hoge aanpassingssnelheden invergelijking met bovenstaand onderzoek voor de gehele Belgische economie is volgens onshet feit dat hier met man-uren gewerkt wordt in plaats van het aantal tewerkgestelden54.Opmerkelijk is dat Van Rompuy (1969) voor de periode tot 1967 slechts voor een zeerbeperkt aantal sectoren deze hoge aanpassingssnelheid gevonden heeft: Dit wijst op eenstijgende flexibiliteit van de verwerkende nijverheid.

Bij het bekijken van de σ-waarden van de verschillende sectoren kunnen we ons de vraagstellen wat nu precies de geobserveerde verschillen bepaalt, m.a.w. of er een aantal anderefactoren zijn die een invloed hebben op de substitutie-elasticiteit of aanpassingssnelheid. Inonderstaande tabel geven we de correlaties weer van een aantal factoren, die de sterkte van deconcurrentie weergeven op de produktmarkt en op de arbeidsmarkt, met de substitutie-elasti-citeit en aanpassingssnelheid. Eveneens zijn we de correlatie nagegaan tussen deze factorenen de 'hoogte' van de bruto-lonen. Om praktische redenen hebben we ons moeten beperken totde Spearman rangcorrelaties55 56. Graag hadden we ook nagegaan wat de invloed is van desyndicalisatiegraad op de substitutie-elasticiteit en aanpassingssnelheid, doch deze gegevenswaren per sector niet voorhanden.

57 Dit slaat op het bruto-loon dat geldt voor het vierde kwartaal van 1992.

58 De formule van deze maatstaf is de volgende (Vanlommel, 1994-95):

Cr�

D

r

i�1Yi

D

n

i�1Yi

. 100

waarbij Yi > Yi+1

59 Merk op dat het hier om een waarneming gaat voor één periode, terwijl de anderevariabelen tot stand zijn gekomen over ruim tien jaar. We hebben hierbij dus veronderstelddat de 'rangschikking' van de concentratie van de sectoren niet gewijzigd is over de be-schouwde termijn.

89

Spearman rangcorrelaties

C4 C8 u EXP IMP

σ -0.86** -0.79** 0.60* 0.31 -0.43

σ/λ -0.76** -0.81** 0.64** 0.10 -0.29

λ -0.07 -0.21 0.14 -0.19 0.20

Wg57 0.88** 0.93** -0.71** 0.24 0.64**

* = significant op 10% niveau** = significant op 5% niveau

Tabel 14, bron: eigen berekeningen

Een eerste invloed die we wensen na te gaan is deze van de concentratiegraad van deverschillende sectoren. Als maatstaf hebben we daarvoor C4 en C8 genomen, toegepast op deomzet (Y) van de ondernemingen. We hebben deze maatstaven gekozen omdat ze een zeergoede proxy zijn voor andere concentratiemaatstaven (Vanlommel, 1994-95), en voor de een-voudige berekeningswijze58. De gegevens komen uit de Trends top 30 000 voor het jaar199259. Voor deze maatstaven bekomen we een significante negatieve correlatie met de sub-stitutie-elasticiteit en een significante positieve correlatie met het bruto-loon. Een verklaringvoor deze vaststelling kan zijn dat in sectoren die gekenmerkt zijn door meer overwinsten(indien we veronderstellen dat hoge concentratie samengaat met hoge graad van monopolie)het ook mogelijk is om hogere lonen te betalen zonder verlies van werkgelegenheid (eventu-eel ten koste van de overwinsten of ten koste van hogere prijzen). Ook Pugel (1980) vond een

60 Vanaf 1988 wordt een indeling van de import en export gegeven die geen onderscheidmaakt per sector.

90

positieve relatie tussen de graad van concentratie en de lonen voor de verschillende sectorenvan de Amerikaanse economie.

Een tweede correlatie die we zijn nagegaan is deze met het werkloosheidspercentage (u). Dewerkloosheidsgraad per sector komt uit het maandelijks bulletin van de RVA. Bij een verge-lijking van die werkloosheidsgraad over de jaren heen bemerken we wel grote schommeling-en, doch die schommelingen zijn gelijklopend voor de verschillende sectoren en aan de rang-schikking verandert er niets. Als maatstaf voor de rangschikking hebben we het gemiddeldegenomen voor de jaren 1989 tot 1991 (de resultaten zijn terug te vinden in bijlage 5). Voor decorrelatie met het bruto-loon krijgen we een bevestiging van de gevonden negatieve relatie inde loonvergelijking voor de gehele Belgische economie. Verder is er een positieve correlatiemet de substitutie-elasticiteit op korte termijn (10% significantieniveau) en met de substitutie-elasticiteit op lange termijn (5% significantieniveau). Een logische verklaring daarvoor zoukunnen zijn dat het makkelijker is om te substitueren naarmate er meer werklozen zijnwaarmee gesubstitueerd kan worden. Anderzijds is het uiteraard ook mogelijk dat de hogerewerkloosheidspercentages een 'gevolg' zijn van de hogere substitutie.

Tot slot hebben we een maatstaf gemaakt van import- en exportafhankelijkheid voor iederesector. Deze is berekend als de verhouding van het exportaandeel (respectievelijk importaan-deel) van iedere sector in de totale export op het outputaandeel van iedere sector in de totaleoutput. Een sector met een hoge exportratio zal dan vooral te kampen hebben met buiten-landse concurrentie, terwijl een sector met een hoge importratio veel concurrentie kent vanbuitenlandse ondernemingen op de binnenlandse markt. De gegevens zijn berekend als eengemiddelde voor de periode 1985 tot 198760, en komen uit het Tijdschrift van de NationaleBank (de resultaten zijn terug te vinden in bijlage 5). Uit de resultaten halen we enkel eensignificante correlatie tussen de importratio en de hoogte van de lonen. Verder blijkt dezeimportratio een negatieve (doch niet significante) correlatie te kennen met de substitutie-elasticiteit. Deze beide resultaten zijn enigszins verrassend. Betekent dit dat de buitenlandseondernemingen produkten op onze markten brengen die geen rechtstreekse concurrentievormen voor de produkten van de binnenlandse ondernemingen ? Voor de exportratiobekomen we geen enkele significante, maar toch een logischere positieve correlatie met desubstitutie-elasticiteit. Voor de aanpassingssnelheid vinden we geen enkele significantecorrelatie.

91

In de laatste tabel zijn de outputelasticiteit en de coëfficiënten van de technologischevooruitgang weergegeven.

Outputelasticiteit en technologische vooruitgang(t-waarden tussen haakjes)

sector K.T.-Y L.T.-Y T T2

Metaalverwerkende nijver-heid

Basismetallurgie

Chemie en rubber

Voeding en drank

Textiel

Niet metaalhoudende mine-rale produkten

Hout

Kleding en schoeisel

Papier en karton

0.60(4.83)

0.25(3.17)

0.31(2.01)

0.25(3.09)

0.48(3.22)

0.45(8.21)

0.41(3.41)

0.26(2.63)

0.28(3.66)

0.65

0.45

0.36

0.23

0.74

0.70

0.36

0.41

0.68

-0.016(4.89)

-0.006(3.59)

-0.013(3.94)

-0.014(7.14)

-0.005(4.01)

-0.003(4.76)

-0.025(4.52)

-0.011(2.50)

-0.003(2.75)

0.0001(3.33)

0.0001(2.73)

0.0002(6.67)

0.0003(3.60)

0.0001(1.85)

Tabel 15, bron: eigen berekeningen

Uit deze tabel kunnen we besluiten dat de outputelasticiteit op lange termijn voor allesectoren kleiner is dan één (gemiddeld is deze ongeveer 0.5), wat wijst op een produktiefunc-tie gekenmerkt door toenemende schaalopbrengsten bij bijkomende inzet van de produktie-factor arbeid. Verder blijkt de technologische vooruitgang voor alle sectoren arbeidsbespa-rend te zijn. Voor vijf van de negen sectoren is deze degressief in de tijd (positieve teken vanT2).

92

Uit dit sectoronderzoek kunnen we besluiten dat de gevonden substitutie-elasticiteiten eerderaan de lage kant liggen. Een gedeeltelijke verklaring hiervoor vinden we bij de hoge con-centratie in sommige sectoren: Daar blijkt een reële loonstijging te kunnen zonder een grootverlies aan werkgelegenheid. Verder vinden we een technologische vooruitgang diearbeidsbesparend is en constateren we een produktiefunctie die gekenmerkt is door toenemen-de schaalopbrengsten.

literatuurlijst - 1

LITERATUURLIJST

Abraham F (1993) Internationale concurrentie en werkgelegenheid. Hoe arbeidsvriendelijk is ons loonbeleid ?Leuvense Economische standpunten, 10/93.

Bazen S, Martin J (1991)The impact of the minimum wage on earnings and employment in France, OECD: EconomicStudies, p 199-221.

Beach CM, Balfour FS (1983)Estimated payroll tax incidence and aggregate demand for labour in United Kingdom,Economica, 50: p 35-48.

Bean, Turnbull (1988)Employment in the British coal industry: a test of the labour demand model, EconomicJournal, 98(393), 12/88, p 1092-1104.

Bean, Layard, Nickell (1986)The rise in unemployment: a multi-country study, Economica, suppl., 53, 1986, p S1-S22.

Beckerman W (1986) Wage rigidity and unemployment, The Johns Hopkins University Press Baltimore, 220p.

Beenstock M (1988)Modelling the labour market, London, Chapman and Hall, New York.

Biesbrouck W (1990)De invloed van sociale zekerheid op de vraag naar arbeid, s.n., Leuven.

Brechling FPR (1965)The relationship between output and employment in British manufacturing industries, Reviewof Economic Studies, 32, p 187-216.

literatuurlijst - 2

Bucher A (1984)Marché du travail et stabilité des fonctions d'emploi: le cas de la France et de la R.F.A.,Daniel Vitry en Bernadette Marechal, emploi-chomage: modelisation et analyses quantitati-ves, Dijon, libraire de l'université.

Burgess S (1988)Employment adjustment in UK manufacturing, Economic Journal, 98, p 81-103.

Burgess S (1993)Labour demand, quantity constraints or matching: the determination of employment in theabsence of market-clearing, European Economic Review, 37(7), 10/93, p 1295-1314.

Cartter AM (1959)Theory of wages and employment, Irwin, Homewood (Ill.), 188p.

Cole CL (1981)Microeconomics: a contemporary approach, Harcourt brace jovanovich, inc.

Clark k, Freeman R (1980)How elastic is the demand for labor? Review of Economics and Statistics, 62, p 509-520.

De Grauwe P, Van Mechelen D (1993)Een liberaal tewerkstellingsbeleid, VLD, Studiedienst vd parlementaire fracties, 13/3/93.

Demeulemeester A (1989)Een empirische schatting van macro-economische arbeidsvraagfuncties voor verschillendelanden, s.n., Leuven.

Devijlder W (1994)Collegenota's economische bewegingsleer, Rijksuniversiteit Gent.

Drèze JH, Modigliani F (1981)The trade-off between real wages and employment in an open economy (Belgium), EuropeanEconomic Review, vol 15, p 1-40.2.

Drèze and Bean (1990)

literatuurlijst - 3

Europe's unemployment problem. The MIT Press, Cambridge, London.

Dhrymes P (1969)A model of short-run labor adjustment, J. Duesenberry e.a.; the brookings model: somefurther results, Chicago, Rand McNally.

Fallon P, Verry D (1988)The economics of labour markets. Philip Allan, Oxford, New Jersey.

Fay JA, Medoff JL (1985)Labor and output over the business cycle: some direct evidence, American Economic Review,75(4), 9/85, p 638-655.

Field BC, Grebenstein (1980)Capital-energy substitution in US manufacturing, Review of Economics and Statistics, 62, p207-212.

Goubert L, Omey E (1994)The long term labour demand and the role of productivity, Working paper, UG.

Goubert L, Heylen F, Omey E. (1995)Arbeidsmarktmodel vakgroep sociale economie, Niet gepubliceerd.

Gunter L, Vasavada U (1988)Dynamic labour demand schedules for U.S. agriculture, Applied economics, 20(6), 6/88, p803-812.

Granger CWJ (1986)Developments in the study of coïntegrated economic variables, Oxford Bulletin of Economicsand Statistics, 48,3, p 213-228.

Hamermesh DS (1976)Econometric studies of labor demand and their applications to policy analyses, Journal ofHuman Resources, Fall, p 509-525.

literatuurlijst - 4

Hamermesh DS (1989)Labor demand and the structure of adjustment costs, American Economic Review, 79(4),9/89, p 674-689.

Hamermesh DS (1993)Labor Demand, Princeton university press, Princeton, New Jersey, 444p.

Harris RID (1985)Interrelated demand for factors of production in the UK engineering industry, EconomicJournal, 1985, p 1049-1068.

Hendry DF (1986)Econometric modelling with cointegrated variables: an overview, Oxford Bulletin ofEconomics and Statistics, 48,3, p 201-212.

Heylen F (1993a)Labour market characteristics and macroeconomic performance. An inquiry into theeconomic effects of labour market structures and policies in the OECD in the 1980's, UFCIA.

Heylen F (1993b)Werkloosheid en werkloosheidsbestrijding in België, een bijdrage tot de actuele discussie,Economisch en Sociaal tijdschrift, nr 3 , 9/93, p 383-417.

Heylen F (1994)Cursus macro economie, Rijksuniversiteit Gent.

Hoge raad van financiën (1994)Advies betreffende de overheidsinterventie op de arbeidsmarkt, juni 1994.

Jackson JM (1970)Wages and labour economics, McGraw-Hill Publishing company limited, 220p.

Jenkinson TJ (1986)Testing neo-classical theories of labour demand: an application of cointegration techniques,Oxford bulletin of economics and statistics, 48(3), 10/86, p 241-251.

literatuurlijst - 5

Johansen L (1972)Production functions, North-Holland publishing company , 1972.

Kokkelenberg E, Bischoff C (1986)Expectations and factor demand, Review of economics and statistics, 68, p 423-431.

Layard R, Nickell SJ (1985)Unemployment, real wages and aggregate demand in Europe, Japan and the United States,London school of economics centre for labour economics, discussion paper: 214, 1985.

Layard, Nickell (1986)Unemployment in Britain, Economica, 53: pS121-169.

Layard, Nickell, Jackman (1991)Unemployment - macroeconomic performance and the labour market. Oxford Universitypress, 618p.

Lipschitz L, Schadler S (1984)Relative prices, real wages and macroeconomic policies; some evidence from manufacturingin Japan and the UK, IMF-Staff Papers, vol 31, p 303-335.

Maton J (1994)Groei- en planmodellen, Rijksuniversiteit Gent.

Ministerie van tewerkstelling en arbeid (1994)De arbeidsmarkt in België: werkgelegenheid en werkloosheid, 1994.De arbeidsmarkt in België: lonen en arbeidsduur, 1994.

Mortensen DT (1971)A theory of wage and employment dynamics, Microeconomic foundations of employmentand inflation theory, Macmillan and co ltd, 1971, p 167-212.

Nadiri MI, Rosen S (1969)Interrelated factor demand functions, American economic review, 1969, p 457-471.

literatuurlijst - 6

Newell A, Symons J (1989)Stylised facts and the labour demand curve, U Sussex and Centre for Labour Econ, UCollege, London and Centre for Labour Econ; Labour, 3(3), Winter 1989, p 3-21.

Nickell SJ (1978)Fixed costs, employment and labour demand over the cycle, Economica, 11/78, p 329-345.

Nickell SJ (1984)An investigation of the determinants of manufacturing employment in the United Kingdom,Review of Economic Studies, vol 51, p 529-557.

Nissim J (1984)The price responsiveness of the demand for labour by skill: British mechanical engineering:1963-197, Economic Journal, 94, p 812-825.

OESO, Economic Outlook

The OECD jobs study (1994)Evidence and explanations: Part II - The adjustment potential of the labour market, 1994.

Omey Eddy (1993-94)Collegenota's Sociale Economie, Rijksuniversiteit Gent.

Omey Eddy (1992-93)Collegenota's Micro Economie, Rijksuniversiteit Gent.

Peeters S (1989)Vraag en aanbod naar arbeid: de neoklassieke benadering en bedenkingen hierbij, s.n.Leuven.

Phelps ES (1971)Money wage dynamics and labor market equilibrium, Phelps et al., Microeconomicfoundations of employment and inflation theory, Macmillan and co ltd, p 124-167.

literatuurlijst - 7

Pindyck R, Rotemberg J (1983)Dynamic factor demands and the effect of energy price shocks, American Economic Review,73 p 1066-79.

Pugel TA (1980)Profitability, concentration and the interindustry variation in wages, Review of Economicsand Statistics, 62, p 248-253.

Reynaerts H (1993-94)Collegenota's statistiek, Rijksuniversiteit Gent, 1993-94.

Reynolds, Master, Moser (1986)Labor economics and labor relations, Prentice-Hall.

Riechel KW (1986)Labor market disequilibrium and the scope for work-sharing: a case study of the Netherlands,IMF-Staff Papers, vol 33, p 509-540.

RVA; maandelijks bulletin

Sapsford D, Tzannanotos Z (1993)The economics of the labour market, Macmillan, London.

Sargent TJ (1978)Dynamic labor demand schedules, Journal of Political Economy, vol 86, p 1009-1044.

Shapiro MD (1986)The dynamic demand for capital and labor, Quarterly journal of economics, p 513-542.

Sneessens, Drèze (1986)A discussion of Belgian unemployment combining traditional concepts and disequilibriumeconometrics, Economica, 1986, suppl., 53, p S89-S119.

Sneessens H (1987)Investment and the inflation-unemployment trade-off in a macro-economic rationing modelwith monopolistic competition, European Economic Review, 1987, p 781-815.

literatuurlijst - 8

Statistisch Tijdschrift

Symons J, Layard R (1984)Neoclassical demand for labour functions for six major economies, The Economic journal, p788-799.

Tijdschrift van de Nationale Bank

Topel RH (1982)Inventories, layoffs, and the short-run demand for labor, American Economic Review, p 769-787.

Trends top 30 000

Vanlommel E (1994)Collegenota's industriële economie, Rijksuniversiteit Gent.

Van Rompuy P (1969)De vraag naar arbeid: een econometrische studie van conjuncturele tewerkstellingsfuncties,Standaard Antwerpen, 210p.

bijlagen - 1

W�P . jYjL

R�P . jYjK

W�P .α .C .L α�1.K ß

R�P .ß .C .L α .K ß�1

w�ct�p� (1�α) . l�ß .k (1)

r�ct ��p�α . l� (1�ß) .k (2)

ct� lnα� lnC

ct �� ln� lnC

BIJLAGEN

BIJLAGE 1

De voorwaarde voor winstmaximalisatie is:

Passen we dit toe op de Cobb Douglas produktiefunctie voor de factor arbeid en kapitaal:

logaritmeren:

met

bijlagen - 2

k�ct ��� 11�ß

. (r�p)� α1�ß

. l

ct ��� 11�ß

. (ln� lnC)

w�ct ����p� (1�α) . l� ß1�ß

. (r�p)� ß .α1�ß

. l

ct ����ct�ß .ct ��

( 1�α�ß1�ß

) . l�ct ���� (w�p)� ß1�ß

. (r�p)

ld�ct ����� 1�ß1�α�ß

. (w�p)� ß1�α�ß

. (r�p)

ct ����� 1�ß1�α�ß

.ct ���

Uitwerken van formule (2) in functie van kapitaal geeft ons:

met

substitueren in (1):

met

Via uitwerking in functie van arbeid komen we tot de lange termijn vraagcurve van arbeid:

met