SOU 1964:9

Arbetstidsförkortningens verkningar

1. Sambandet mellan arbetstid och arbetstempo

[ föregående kapitel förklarades hur lönen och arbetskraftens dimensioner vid olika lönesystem bestäms på en marknad där fri konkurrens råder. Därvid antogs att arbetstidens längd vid samtliga löneformer kunde anpassas ] optimalt av både individerna och företagen. Till skillnad häremot skall i ji detta kapitel arbetstidens längd betraktas som en storhet som är given för ' båda subjekten. Inte ens genom sitt uppträdande på marknaden skall subjek—

ten antas kunna utöva något inflytande på ifrågavarande storhet. Någon förklaring av arbetstidens längd ges då ej längre, utan denna uppfattas nu i stället som ett datum för hela det ekonomiska systemet i likhet med exempel— vis tekniken.

Frågeställningen i föreliggande kapitel är således hur de respektive subjek- ten anpassar sig till den utifrån givna arbetstiden. Speciellt skall därvid stu— deras på vilket sätt förändringar i arbetstidens längd, t. ex. en förkortning, påverkar arbetstempot. En teoretisk bakgrund bildas på så sätt för de statis— tiska undersökningarna längre fram rörande arbetstidsförkortningens verk- ningar på produktionsvolymen i företagen.

Tidigare har antytts att ett samband mellan arbetstid och tempo föreligger, betingat av den trötthet hos individen som arbetet ger upphov till. Hur detta samband är beskaffat skall här tas upp till närmare behandling. Därvid visar det sig emellertid att man enbart utifrån trötthetshypotesen inte kan förklara hur tempot förändras med arbetstidens längd, utan ytterligare en hypotes måste tillfogas. Den hypotes som då ställs är att arbetstempot i likhet med övriga storheter är föremål för en värdering från de ekonomiska sub- j jektens sida. Trötthetsteorin betraktas i enlighet härmed som integrerad i den j ekonomiska teorin för subjektens handlande, sådan denna teori utvecklats ; i kapitel 2. Denna fråga om integreringen granskas mera i detalj efter redo-

görelsen för trötthetsteorin. Integreringen av trötthetsfaktorn i den ekonomiska teorin innebär att i denna teori även i detta fall kan tillämpas vid förklaringen av arbetstempot. Gentemot tidigare är skillnaden blott att här arbetstidens längd ingår som en given storhet i teorin. Tillämpningen av nämnda teori medför dock att man kommer fram till olika samband mellan arbetstid och tempo beroende på om

• Sida 46
•  Original

det är individen eller företaget som dirigerar tempot. Sambandets karaktär hänger därigenom också samman med vilket lönesystem som råder. Vid tidlön föreligger således ett annat beroendeförhållande mellan arbetstid och tempo än vid ackordslön. När arbetstempot i det följande förklaras utifrån ekonomiska synpunkter, kommer därför de olika löneformerna att behandlas var för sig.

TZ. Tröttheten och arbetstempot A. Funktionen för arbetsintensiteten

Under den tid en individ arbetar utvecklar han vid varje särskild tidpunkt en viss arbetsintensitet. Denna momentana intensitet — till skillnad från den genomsnittliga — kan till sin storlek antas vara beroende av vilken tidpunkt under arbetsperioden det är fråga om. Empiriska undersökningar beträffande förloppet av arbetsintensiten under en arbetsdag ger också belägg härför.1

Vanligen visar dessa undersökningar att intensiteten är relativt låg i början av dagen men att den sedan stiger och när ett maximum efter några timmars arbete, varefter den ånyo mot slutet av dagen faller mer eller mindre starkt. Om ett uppehåll i arbetet görs mitt under arbetsdagen, sker ofta en nedgång strax före uppehållet och efter detta uppnås ett nytt maximum. Förloppet av intensiteten varierar dock mellan olika arbeten beroende på i vilken grad dessa är maskinstyrda eller handstyrda. I allmänhet är således fördelningen under arbetsdagen, vilket man också kan förvänta sig, jämnare ju mera maskinstyrt arbetet år.

Vid givna yttre betingelser utgör i enlighet härmed arbetsintensiteten momentant sett en funktion av tiden, mätt från arbetets början. Man har alltså:

(3:1) y'=9$(-r), Osrst

där y' betecknar intensiteten och r tiden under arbetsperioden, vars längd motsvarar t tidsenheter.

Vilka faktorer som ingår i och bestämmer formen av denna funktion, kan för ett givet arbete förklaras utifrån en modell, där hänsyn tas till hur indivi- dens trötthet utvecklas under arbetets gång och under fritiden. Med begreppet trötthet menas då såväl fysisk som psykisk trötthet, vilket sägs utan att begreppet närmare definieras. I själva verket har det i trötthetsforskningen visat sig svårt inte blott att mäta tröttheten utan även att tillfredsställande definiera själva begreppet.2 Någon mätning av tröttheten är det för övrigt här ej heller fråga om, och beträffande begreppet förutsätts blott att det är

1 Se t. ex. P. S. Florence, Labour, London 1949, eller G. Boalt — G. Westerlund, Arbetssociologi, Arbetsbetingetser och mätmetoder, Stockholm 1953. = En översikt över de försök som gjorts att definiera och mäta tröttheten återfinns i t. ex. C. Simonin, Précis de médecine du trauait, Paris 1956. Se även Report on the Reduction o/ Hours of Work, ILO, Geneve 1956.

• Sida 47
•  Original

i i

möjligt att tala om olika grader av trötthet. Dessutom antas att variationen i tröttheten kan sättas i samband med förändringar i vissa storheter, däribland arbetsintensiteten.

N är det då gäller trötthetens utveckling under arbetstiden tänkes följande relation föreligga:

(3z2) k1= g(r, y'[1]) 0 5 r s t

Tröttheten If, vid en viss tidpunkt antas alltså vara beroende av både tiden 7: från arbetets start och förloppet av arbetsintensiteten y'[r] fram till tidpunk— ten 'i'. I enlighet härmed utgör k, en funktional av funktion (3: 1). Motsvarande relation för trötthetens utveckling under fritiden kan antas lyda:

(3:3) I:, = 11(Iq, t, n) t 5 1: 5 T

Detta betyder att tröttheten k, vid en viss tidpunkt under fritiden är avhängig av dels individens trötthet vid arbetets slut It,, dels den tid 'i' som förflutit sedan fritiden började samt utnyttjningsgraden n för vila och återhämtning under fritiden. Storheten u utgör här motsvarigheten till arbetsintensiteten i (3: 2) och kan därför också betraktas som individens återhämtningsintensitet. För enkelhetens skull antas att denna intensitet i motsats till arbetsintensiteten är konstant över tiden. T ill sist förutsätts att

(3:4) ko = ICT = 0

dvs. att tröttheten är lika med noll såväl vid arbetets början som vid fritidens slut. Med andra ord antas tröttheten utveckla sig stationärt från period till period.3

Det förlopp av Ir som denna modell beskriver åskådliggörs grafiskt i figur 3: 1. Storheterna t, y'[r] och n betraktas där som givna liksom T, dvs. den tidsperiod som arbetstiden och fritiden sammanlagt omfattar, exempelvis ett dygn. Enligt denna figur ökar individens trötthet, allt eftersom arbets— dagen fortskrider, och när dagen är slut när den sitt högsta värde. Men under fritiden går tröttheten på grund av vila och återhämtning ånyo ned till den ursprungliga nivån.

Individen antas således befinna sig i ett fullt utvilat tillstånd i början av varje arbetsperiod. Bakom detta ligger förutsättningen att individens krafter inte får uttömmas på längre sikt. För att denna förutsättning skall vara upp- fylld kan dock tröttheten få öka för varje arbetsdag. Huvudsaken är att den någon gång under en längre period, t. ex. under en vecka, sjunker ned mot

3 En liknande modell som denna har konstruerats av G. Stoltz, Arbeidstidsproblemer, s. 46—48. Där förekommer dock inte återhämtningsintensiteten som en särskild variabel i fritidsfunktionen utan frånsett tidsvariabeln endast individens trötthetstillstånd vid arbetets slut. Som exempel på författare som före Stoltz sysslat med trötthetsteorin kan nämnas H. F. von Stackelberg, Arbeits- zeit und Volkswirtschaft och E. Abbe, Die volkswirtscha/tliche Bedeutung der Verkurzung des

industriellen Arbeitstages, Gesammelte Abhandlungen, Band 3, Sozialpolitische Schriften, Jena 1906.

• Sida 48
•  Original

Figur 3: 1

noll. Emellertid antas här att utvecklingen av tröttheten är stationär, oaVSett vilken tidsperiod det är fråga om.

Låter man nu 1" i (3: 2) anta värdet t och i (3: 3) värdet T, kan y'[r] lösas ur (3: 2—4) som en funktion av t, a och T. Man får då, om T tillåts ingå i funktionsmärket:

(3:5) y'['t] =1p(u, t) 0 s t 5 t Detta uttryck anger att funktion (3: 1) till sin form påverkas av såväl 11 som t. Följaktligen kan arbetsintensiteten vid varje särskild tidpunkt skrivas:

(3:6) y' = f(u, t, r) 0 s 1: s t

vilken funktion är densamma som (3: 1) utom att här vid sidan av t även 11 och t ingår som argument i funktionen. Därmed har visats att den momentana arbetsintensiteten vid ett givet arbete är beroende inte blott av den tid som förflutit sedan arbetet startade utan även av individens återhämtningsinten— sitet och arbetstidens längd.4

Att märka är dock att i modell (3: 2—4) förutom 1 och T endast arbetsti- dens längd kan betraktas som en oberoende variabel. Som följd härav är det ingenting som hindrar att förloppet av arbetsintensiteten vid exempelvis en förkortning av arbetstiden förblir helt oförändrat och att i stället återhämt— ningsgraden minskar. Individen skulle då med andra ord under fritiden ägna sig mindre intensivt än tidigare åt vila och återhämtning.

Likaså behöver enligt modellens utformning förloppet av arbetsintensiteten vid en given arbetstidslängd inte nödvändigtvis vara beroende av återhämt—

** Vanligen återges i litteraturen arbetsintensiteten som en funktion endast av tidsvariabeln och arbetstidens längd. Se t. ex. H. F. von Stackelberg, a.a., s. 360.

• Sida 49
•  Original

ningsgraden, utan det kan lika gärna vara tvärtom så att arbetsintensiteten bestämmer återhämtningsgraden. Denna dubbelsidighet i orsakssambandet beror på att individens trötthet antas utveckla sig på enahanda sätt period efter period.

B. Funktionen för arbetstempot

Om intensitetsfunktion (3: 6) integreras över tiden fram till en viss tidpunkt ?, erhålls individens arbetsinsats under motsvarande tidsenheter. Den så erhåll— na arbetsinsatsen kan sedan divideras med de angivna tidsenheterna, vari— genom man får insatsen per tidsenhet under samma tid. För hela arbetsperio- den, i vilket fall "E är lika med t, blir alltså den genomsnittliga arbetsinsatsen:

?:t 1 (3:7) y= : f(u, t, t) dr af

I motsats till y' i (3: 6) är y här inte beroende av 7: utan endast av a och t, varför (3: 7) kan förenklas till:

(318) y=F(u, t)

Då y i detta uttryck är lika med insatsen per tidsenhet under en arbetsperiod, är storheten i fråga tydligen identisk med arbetstempot, så som detta begrepp definierades i kapitel 2. Med (3: 8) har sålunda visats att arbetstempot utgör en funktion av dels återhämtningsintensiteten, dels arbetstidens längd.5 Liksom tidigare motsvarar här arbetstempot och därmed också arbetsin- tensiteten och arbetsinsatsen den mängd arbete som en individ sätter in i produktionsprocessen, varvid mängden arbete mäts t. ex. i antalet arbets— moment. På så sätt är måttet på arbetstempot uppenbarligen inte liktydigt med arbetsprestationen, eftersom detta mått dessutom bestäms av arbets- metoderna och produktionsbetingelserna. Att mäta arbetstempot med hjälp av arbetsprestationen är därför inte möjligt. Däremot kommer en förändring i tempot till uttryck i arbetsprestationen under förutsättning att arbets- och produktionsmetoderna är oförändrade. Som vidare framgår av (3: 8) sammanfaller arbetstempot med den momen- j tana arbetsintensiteten endast i det ytterlighetsfall, då denna intensitet är konstant under hela arbetsperioden. Ett sådant fall kan möjligen föreligga i verkligheten, när arbetet är helt och hållet maskinstyrt. Arbetstempot kan dock, om man så vill, uppfattas som den genomsnittliga intensiteten under arbetsperioden. Den angivna funktionen för arbetstempot kan emellertid också härledas utifrån en modell, liknande den som låg till grund för intensitetsfunktionen.

5 Som regel betraktas i teorin endast arbetstidens längd som argument för arbetstempot. Se exempelvis H. F. von Stackclbcrg, a.a., s. 361.

• Sida 50
•  Original

Även i denna modell uppdelas tidsperioden T i två delar, arbetstid och fritid. Däremot beaktas inte förloppet under de båda delarna utan endast tillståndet vid deras respektive slut. Ekvationerna i modellen lyder då:

(3:9) Iq =G(t, y) (3:10) ICT = H(Iq, e, n) (3:11) c= T—t (3:12) Ico=kr=0

Enligt (3: 9) tänkes tröttheten k, vid slutet av arbetet vara beroende av arbetstidens längd t och arbetstempot y. Egentligen motsvarar y här arbets- intensiteten, men eftersom ingen hänsyn tas till variationen Över tiden, är storheten i fråga också liktydig med tempot. Vidare antas, som (3: 10) visar, tröttheten ICT vid fritidens slut sammanhänga med tröttheten Ic, i början av fritiden liksom med fritidens längd c samt återhämtningsintensiteten u. Slutligen förutsätts i (3: 12) att individens trötthet är lika med noll i början i av period T och likaså vid dess slut. i

Ur ovanstående modell kan nu y lösas som en funktion av u, t och T. Den funktion som därvid erhålls är tydligen, om T insätts i funktionsmärket, identisk med den som ovan angetts för arbetstempot, dvs. (3: 8). Den enda skillnaden är att här redan från början bortsetts från förloppet under tids- perioden. ! Emellertid hade man i denna modell också kunnat lösa ut 11 med avseende på g och t och på så sätt betrakta a som den beroende variabeln. Liksom i fråga om den momentana arbetsintensiteten kan nämligen återhämtnings— intensiteten lika gärna som arbetstempot förändras vid en förändring av arbetstidens längd. Ej heller är det vid given arbetstid nödvändigt, som (3: 8) låter förstå, att orsakssambandet går från återhämtningsgrad till arbetstempo, i utan sambandet kan också gå åt motsatt håll. '

C. Den rena trötthetsteorin

Som framgått ovan är det samband mellan arbetstid och tempo som betingas av individens trötthet inte entydigt bestämt med mindre än att individens återhämtningsintensitet är given. Endast om denna antas vara konstant, kan med andra ord trötthetsteorin, sådan den utformats ovan, förklara hur arbets- tempot förändras, när en förändring inträffar i arbetstidens längd. Det sam— band som under denna förutsättning föreligger kan sägas vara ett uttryck för den rena trötthetsteorin.6 Beaktas även hur återhämtningsgraden förändras med arbetstidens längd, måste man nämligen tillgripa förklaringsmoment

” I litteraturen betraktas vanligtvis sambandet som entydigt. Som redan nämnts är så fallet med H. F. Stackelberg, men samma förhållande gäller för exempelvis K. XV. Rotsehild, The Theory of Wages, s. 49—53, och O. Myrvoll, Studier i arbeidslannsteorien, s. 36. Ett undantag utgör dock här G. Stoltz, a.a.,s. 42, där utgångspunkten liksom i denna framställning i stället är att sambandet inte är entydigt.

• Sida 51
•  Original

Figur 3: 2

som inte direkt har med trötthetshypotesen att skaffa. En annan sak är att man utifrån trötthetsteorin också kan förklara hur återhämtningsintensiteten förändras med arbetstidens längd, när tempot är givet, men detta svarar inte mot den frågeställning som här är för handen.

Skall man då visa hur arbetstempot i den rena trötthetsteorin samman- hänger med arbetstidens längd, är det lämpligt att man utgår från intensitets- funktion (3: 6). I figur 3: 2 åskådliggörs grafiskt hur arbetsintensiteten enligt denna funktion kan tänkas variera under en arbetsdag, då ingen hänsyn tas till pauser. Tre kurvor7 har uppritats där, motsvarande arbetstiderna to, t1 respektive iz. Ju kortare arbetstiden är, desto högre antas arbetsintensiteten vid varje tidpunkt under arbetsdagen vara. Kurvan motsvarande t1 ligger således i hela sin sträckning ovanför kurvan för t() och kurvan för t2 i sin tur ovanför kurvan för tl.

Att intensitetskurvan på detta sätt antas förskjutas uppåt kan sägas vara en följd av antagandet att återhämtningsintensiteten vid förändringarna av arbetstiden förblir oförändrad. Om arbetsintensiteten inte höjdes vid någon tidpunkt alls, skulle nämligen enligt modell (3: 2—4) återhämtningsgraden på grund av den längre fritiden kunna minska, utan att för den skull indivi— dens trötthet ökade från period till period. För att återhämtningsgraden inte skall sjunka måste då arbetsintensiteten öka.

Hur i sin tur arbetsinsatsen Y( =ty) och arbetstempot y enligt funktion (3: 8) kan antas variera med arbetstidens längd, när återhämtningsgraden är konstant, visas i figur 3: 3 respektive 3: 4. Liksom i figur 3: 2 antas tids- perioden i dessa figurer motsvara en dag. I enlighet med definitionen i (3: 7)

7 »Spezielle Kurve der durchschnittlichen Stundenleistung» enligt von Stackelbergs termino- logi, a.a., s. 260.

• Sida 52
•  Original

& +

a +, +, +,,

Figur 3: 3 Figur 3: 4

av arbetsinsatsen får kurvan i figur 3: 3 tänkas ha tillkommit på så sätt att kurvorna för de olika arbetstiderna i figur 3: 2 kumulerats, varefter de övre ändpunkterna för dessa kurvor förenats med varandra. Kurvan för arbets- tempot3 i figur 3: 4 åter har erhållits genom att arbetsinsatsen i figur 3: 3 för de olika arbetstiderna dividerats med respektive arbetstider.

Genom ökningen av den momentana arbetsintensiteten minskar insatsen vid en arbetstidsförkortning relativt sett mindre än arbetstiden. Till detta bidrar också, om arbetsperioden motsvarar en dag, att det är den del av perioden med den lägsta arbetsintensiteten som vid förkortningen faller bort. Arbetstidsbortfallet kan av dessa båda anledningar bli helt eller delvis kom— penserat. I figur 3: 3 har till och med insatsen antagits öka vid minskningen av arbetstiden från i() till tl, medan den däremot antagits sjunka, när arbets- tiden förkortas ytterligare till tz— En optimal arbetstid förutsätts med andra ord föreligga, vid vilken arbetsinsatsen när ett maximum, och detta maximum tänkes inträffa just vid arbetstiden tl. Beträffande insatsökningen kan upp- enbarligen en sådan förekomma i verkligheten, om blott arbetstiden före förkortningen är tillräckligt lång.9

Arbetstempot återigen kan, som framgår av figur 3: 4, vid konstant åter- hämtningsgrad antas öka, allt eftersom arbetstiden reduceras. Detta är också möjligt att visa genom differentiering av modell ( 3: 9—12). Man får då, om u enligt förutsättningarna hålls konstant:

” Hos von Stackelberg benämns denna kurva »Generelle Kurve der durchschnittlichen Stunden- leistung», a.a., s. 261.

9 När arbetstiden som regel var längre än 48 timmar per vecka uppträdde också i olika länder förespråkare för en kortare arbetsvecka just därför att detta skulle medföra en ökad arbetsinsats. Se t. ex. E. Abbe, a.a., eller J. Rae, Eight Hours for Work, London 1894.

• Sida 53
•  Original

QH QH åG

dy % _ 97. W (3.13) a:lH—ä 91613!)

Här kan ?H/(Yc antas vara negativ och (?H/äk; positiv, innebärande att indivi- dens trötthet vid fritidens slut minskar när fritiden förlängs, medan den ökar när tröttheten vid arbetets slut ökar. Däremot får både åG/åt och åG/dy förutsättas ha positiva värden, dvs. tröttheten vid arbetets slut antas minska såväl vid en förkortning av arbetstiden som vid en sänkning av arbetstem- pot. Om de respektive derivatorna har dessa tecken, vilket förefaller rim— ligt, får dy/dt ett värde mindre än noll och följaktligen kurvan för arbetstem- pot en negativ lutning.

Denna analys visar således att arbetstempot under förutsättning av konstant återhämtningsgrad ökar vid en förkortning av den dagliga arbetstiden. Till en del beror denna ökning på att det vid förkortningen är den minst effektiva delen av arbetsdagen som faller bort. I diskussionen om verkningarna av en arbetstidsförkortning på arbetsinsats och tempo har denna tanke spelat en väsentlig roll.10 Men som framgått ovan hänger höjningen av arbetstempot också samman med att den momentana arbetsintensiteten stiger. På grund härav ökar tempot, även om arbetsintensiteten inte avtar mot arbetsdagens slut, vilket kan vara fallet när arbetet är helt maskinstyrt. Ökningen av tempot sker då genom att hela intensitetskurvan intar ett högre läge.

Vad här sagts gäller i första hand det fall då arbetsperioden motsvarar en dag och då det är denna som förkortas. Ser man emellertid på en längre period än en dag, exempelvis en vecka, finner man att förkortningen av arbetstiden kan ske på många olika sätt. Här i Sverige t. ex. har förkortningen från 48 till 45 timmar per vecka, som tidigare nämnts, ofta uttagits så att lördagarna gjorts helt fria samtidigt som övriga arbetsdagar förlängts. Under sådana förhållanden faller ingen del av arbetsdagen bort, utan den del som är minst effektiv kommer då i stället att förlängas.

I viss män kan dock den tankegång som gäller för en arbetsdag också vara tillämplig i detta fall. Man kan nämligen tänka sig att intensitetskurvan för en vecka i stort sett har samma utseende som den kurva som avser en dag och att arbetsintensiteten på så sätt i genomsnitt är lägre under lördagen än under övriga arbetsdagar. Bortfallet av lördagen skulle då motverka den redu- cering av det dagliga arbetstempot som de förlängda arbetsdagarna innebär, varför tempot för veckan i sin helhet trots allt skulle kunna öka på grund av förkortningen. Dessutom är det möjligt att ej heller i detta fall intensitets- kurvan ligger fast utan att den genom bortfallet av lördagen förskjuts uppåt. Detta betyder att uttrycket (3: 13) och de antaganden som gjorts i anslutning till detta uttryck skulle gälla även när tidsperioden motsvarar en vecka.

1” Jfr t. ex. Utredningen om kortare arbetstid, SOU 1956: 20, s. 139.

• Sida 54
•  Original

D. Trötthetsteorins begränsningar

Den ovan återgivna modellen för arbetstempot innehåller, om arbetstidens längd är given, en variabel mer än antalet ekvationer. Det är därför som man vid lösningen av variabeln för arbetstempot erhåller ett uttryck inte enbart i arbetstidens längd utan även i återhämtningsintensiteten. Som följd härav förmår trötthetsteorin, sådan den utformats här, inte ensam förklara hur arbetstempot förändras vid förändringar av arbetstidens längd. Visserligen kan en entydig lösning av tempot då erhållas genom att återhämtningsinten- siteten antas vara konstant, men uppenbarligen behöver detta antagande inte gälla i realiteten. Återhämtningsintensiteten kan nämligen variera med arbets- tidens längd likaväl som arbetstempot. För att lösningen skall bli determine- rad måste med andra ord trötthetsteorin kompletteras med en relation genom vilken återhämtningsintensiteten bestäms. Som tidigare antytts kan en dylik komplettering göras genom att trötthetsteorin infogas i teorin för subjektens ekonomiska handlande.

3. Trötthetsfaktorn i den ekonomiska teorin

Enligt den teori för subjektens ekonomiska handlande som utvecklades i kapitel 2 antogs arbetstempot på samma sätt som övriga handlingsparametrar vara föremål för ett val från de ekonomiska subjektens sida. I denna valsitua- tion får både individerna och företagen förutsättas ta hänsyn till den åter- hämtningsintensitet som en given arbetsinsats är förbunden med. På så sätt ingår trötthetsfaktorn tillsammans med olika ekonomiska faktorer som bestämningsmoment i valsituationen. För individernas del ingår den i pre- ferensstrukturen och för företagens del i produktionsfunktionen.

Ser man då först på preferensstrukturen, finner man att om denna uttrycks med hjälp av samma funktion som i kapitel 2, dvs.:

(3:14) ' U= U(r. t, 0, y),

så ingår trötthetsfaktorn i funktionsformen. Liksom tidigare betecknar här r inkomsten, t arbetstidens längd, i) arbetstidens förläggning och y arbets- tempot.

Mot varje värde på variablerna t och y i denna funktion svarar enligt trötthetsmodellen (3: 9—12) en viss återhämtningsintensitet. Emellertid kan nu individens preferensnivå antas vara beroende av storleken av nämnda intensitet. Ju mera intensivt individen måste ägna sig åt vila och återhämt- ning under fritiden, desto lägre får preferensnivån anses vara. Om då endera av variablerna t eller y förändras, kommer återhämtningsintensiteten att förändras och därmed också preferensnivån. På så sätt medverkar trötthets-

• Sida 55
•  Original

faktorn vid bestämningen av formen hos preferensfunktionen.1 Här är dock att märka att arbetstiden och tempot inte behöver inverka på preferensnivån enbart via återhämtningsintensiteten, utan att ett direkt samband också kan föreligga.

På samma sätt som trötthetsfaktorn påverkar preferensnivån i fråga om individerna påverkar den produktionsvolymen när det gäller företagen. Detta innebär att den i kapitel 2 återgivna produktionsfunktionen till sin form är beroende av trötthetsfaktorn, vilken funktion i det här sammanhanget kan skrivas:

(3:15) q= q(n, & v, Z)»

där n motsvarar antalet arbetare och z arbetstempot, medan t och o som van- , ligt betecknar arbetstidens längd respektive förläggning.

j I funktionen ovan kan arbetstempots verkningar på produktionsvolymen i antas sammanhänga med återhämtningsintensiteten på det sättet att verk- i i

ningsgraden sjunker, allt eftersom intensiteten stiger.2 Om nämligen åter— hämtningsintensiteten har ett högt värde, är detta enligt trötthetsmodellen (3: 9—12) ett tecken på att individens trötthet under arbetet är stor, och ju större denna är, desto lägre får verkningsgraden hos arbetstempot anses vara. Emellertid föreligger nu i ovanstående funktion liksom i (3: 14) ett bestämt samband mellan återhämtningsintensiteten å ena sidan och variablerna t och

z å den andra, vilket samband är så beskaffat att t och z kan variera oberoen— de av varandra, när återhämtningsintensiteten varierar. Om då t. ex. z ökar under det att f är oförändrad, tilltar individens trötthet och därmed åter- hämtningsintensiteten. Samma sak gäller när t ökar och z är konstant. I båda dessa fall stiger produktionsvolymen, men genom att individens trött—

het också stiger, minskar samtidigt verkningsgraden hos z, varför produk— tionsstegringen är avtagande. Tillsammans med olika tekniska faktorer är på så sätt trötthetsfaktorn med och bestämmer utseendet av produktionsfunk- tionen. Vid givna tekniska förhållanden behöver dock inte arbetstempots

verkningsgrad vara enbart beroende av trötthetsfaktorn, utan även andra

| faktorer kan här spela en roll. Så t. ex. kan vid en ökning av arbetstempot

i eller vid en förlängning av arbetstiden stockningsfenomen av olika slag * uppträda med minskad verkningsgrad hos tempot som följd.

Enligt denna redogörelse ingår sålunda trötthetsfaktorn som en integreran— de del i såväl preferensfunktionen som produktionsfunktionen. På grund härav kan trötthetsteorin betraktas som inbyggd i den ekonomiska teorin,

1 I diskussionen om arbetstidens betydelse för arbetstempot görs ofta en distinktion mellan arbetsförmåga och arbetsvillighet. Förmågan antas därvid stå i samband med tröttheten och villigheten med olika ekonomiska faktorer, exempelvis lönen. När man emellertid som här låter trötthetsfaktorn ingå bland övriga faktorer i preferensfunktionen, upplöses nämnda distinktion. Jfr. t. ex. E. Lindahl, Arbetsdagens förkortning, Malmö 1925, där gränsdragningen mellan de båda momenten betraktas som omöjlig att göra. 2 Frågan om arbetstempots verkningsgrad berörs också av G. Stoltz, som dock inte inför tempot som en särskild variabel i produktionsfunktionen, a.a., s. 45—46.

• Sida 56
•  Original

sådan denna utvecklades i kapitel 2.3 Då denna teori till skillnad från trött- hetsteorin dessutom ger en bestämd lösning av arbetstempot, kan den också sägas innehålla den relation som trötthetsteorin måste kompletteras med för att denna skall bli konsistent. Skall man då förklara hur förändringar i arbetstidens längd påverkar arbetstempot kan man övergå till ifrågavarande teori och på så sätt få en förklaring som ej grundar sig på antagandet om konstant återhämtningsintensitet.4

Hur arbetstempot förändras med arbetstidens längd är emellertid enligt den angivna ekonomiska teorin beroende av vilketdera subjekt som dirigerar tempot. I kapitel 2 antogs lönesystemets utformning vara avgörande för huru- vida det är individen eller företaget som är den dirigerande parten. På denna punkt skall här samma antagande göras som tidigare. Tempot tänkes alltså vid ackordslön utgöra en handlingsparameter för individen, vid tidlön för företaget och vid blandackord slutligen för båda subjekten. Detta betyder att , teorin för sambandet mellan arbetstid och tempo får utformas på olika sätt beroende på vilket lönesystem det är fråga om. I det följ ande skall dock endast fallen med ackordslön och tidlön tas upp till behandling.5 Blandackordet utelämnas därför att denna löneform inte erbjuder några speciella problem utöver dem som de båda övriga löneformerna är förenade med.

Till sist skall här nämnas att arbetstidsförläggningen i förevarande fall till skillnad mot tidigare inte kan betraktas som en storhet som i likhet med lönen bestäms på marknaden. Detta är också naturligt med tanke på att i det här fallet, då arbetstidens längd är given för både individerna och företagen, oavsett arbetstidsförläggningen ingen skillnad kan föreligga mellan den ut- bjudna och den efterfrågade arbetstidslängden. På grund härav skall här förläggningen av arbetstiden uppfattas som bestämd utifrån på samma sätt som längden av arbetstiden. Alternativt kunde man ha tänkt sig att ettdera av subjekten hade dirigerat förläggningen eller också att båda subjekten hade gjort det. I det senare alternativet skulle man dock ha fått förutsätta ett lönesystem, där lönens storlek varit beroende av arbetsförläggningen.

4. Arbetstempot vid ackordslön

A. Individens optimala arbetstempo

enligt förutsättningarna arbetstempot ensidigt av individen.6 Detta innebär att

3 När det gäller individerna är trötthetsfaktorn tydligen integrerad i valhandlingsteorin, och när det gäller företagen i produktionsteorin. ** Även hos G. Stoltz kompletteras trötthetsteorin med en ekonomisk teori. Där ingår dock inte arbetstempot som en explicit variabel i preferensfunktionen utan i stället individens trötthets- tillstånd, a.a., s. 50—58. 5 Till skillnad häremot tar G. Stoltz i huvudsak endast upp fallet med ackordslön. * Även Stoltz gör denna förutsättning när han i ackordsfallet förklarar arbetstempot med hjälp av valhandlingsteori, a.a., s. 38.

I När ersättningen för individens arbete utgår i form av ackordslön bestäms | I l

• Sida 57
•  Original

det vid givna yttre betingelser enbart är förhållandena hos individen själv som avgör tempots storlek. Företaget har då endast att rätta sig efter det tempo som individen vid de givna yttre betingelserna önskar hålla. Till dessa betingelser hör exempelvis ackordssatsens storlek, arbetstidens längd och förläggning, arbetsplatsens miljö etc. Om någon förändring sker i dessa fakto- rer, kommer följaktligen även arbetstempot att förändras. På så sätt har företaget, i den mån det kan kontrollera någon av nämnda faktorer, också möjlighet att påverka tempot, men detta sker i så fall endast på indirekt väg.

Arbetstempot kan i enlighet härmed bestämmas utifrån den tidigare åter- givna preferensfunktionen, varvid förfaringssättet är detsamma som i det förut behandlade fallet med ackordslön. Skillnaden är blott att här arbets- tidens längd inte betraktas som någon handlingsparameter för individen. Den 1 enda dimension av arbetsinsatsen som individen i detta fall kan dirigera 1 är arbetstempot. Sålunda får denna variabel tänkas bli bestämd genom att ; individen maximerar funktion (3: 14) under det villkor som inkomstrelatio- l

nen

(3:16) r=syl

satsen. Liksom förut vid variation av tempot blir då det nödvändiga villkoret för maximum:

(3:17) Uy+stU =O

Tillsammans med inkomstrelationen bildar detta villkor ett ekvationssystem, ur vilket variabeln för arbetstempot kan lösas. Man erhåller därvid:

(3:18) y= y(s, 1), [)

Enligt denna lösning utgör det optimala arbetstempot en funktion av ackords- satsen å ena sidan och arbetstidens längd och förläggning å den andra. Skillnaden gentemot den tidigare i ackordsfallet erhållna lösningen för tempot är att här även arbetstidens längd är med bland de oberoende variablerna.

Jämför man nu ovanstående funktion med (3: 8), dvs. den funktion som betingas enbart av individens trötthet, finner man att i båda fallen arbets—

l tempot är beroende av arbetstidens längd. I (3: 18) förekommer emellertid l l

utgör, i vilken relation s som vanligt betecknar den utifrån givna ackords— l

inte som i (3: 8) återhämtningsintensiteten som ett argument för tempot, vilket argument individen själv samtidigt med tempot bestämmer över, utan endast sådana som är givna för individen. Att ackordssatsen således i (3: 18) ersatt variabeln för återhämtningsintensiteten, kan sägas vara ett uttryck för att arbetstempot är föremål för en ekonomisk värdering från individens sida. Trötthetsfaktorn påverkar här i stället arbetstempot genom att ingå i och bestämma själva formen av funktionen.

• Sida 58
•  Original

B. Individens anpassning av arbetstempot

Vid ackordslön påverkas enligt funktion (3: 18) arbetstempot av såväl ackordssatsen som arbetstidens längd och förläggning. Hur tempot då varierar med dessa storheter anges av de partiella derivatorna ys, y,, och y,, vilka på vanligt sätt erhålls genom partiell derivering av (3:16) och (3: 17) med avseende på s, 1) respektive t:

' _ t(yUyr +I'Urr + Ur) (3-19) 98" " U,, +2sthr +s2t2Un - 7 (3:20) yv= UU” %$le

' U,, + 2stU,r + s2t2U,,

_ s(yUg, +1'U" + U,.) +stUr1 + Uyl

(3:21) y': U,, +2stU,r ”WU"

I dessa uttryck får nämnarna, vilka är lika i alla tre fallen, förutsättas vara mindre än noll. Detta måste nämligen gälla, om (3: 17) skall motsvara ett maximum. Eftersom samtliga uttryck föregås av ett negativt tecken, har följ— aktligen uttrycken i sin helhet samma tecken som respektive täljare.

Ser man då först på uttrycket (3: 19) finner man att där i täljaren före- kommer derivator som har motstridiga tecken. Som tidigare nämnts får näm— ligen U,, dvs. inkomstens gränsnytta, förutsättas vara positiv, under det att U" med all säkerhet är negativ, innebärande att inkomstens gränsnytta avtar med stigande inkomst. Vidare kan derivatan — Uur' vilken anger hur arbets— tempots gränsobehag marginalt är beroende av inkomsten, vara såväl negativ som positiv, om den alls är skild från noll. Detta betyder att täljaren och därmed derivatan ys kan ha vilket tecken som helst. Med andra ord kan en individ, om allting annat är oförändrat, både höja och sänka sitt arbetstempo vid en stegring av ackordssatsen. Samma förhållande råder alltså här som i fråga om arbetstidens längd vid tidlön. Dessutom är förhållandet detsamma som i det tidigare behandlade ackordsfallet, då i motsats till här individen antogs kunna anpassa även arbetstidens längd.

När det gäller (3: 20) kan däremot något mera bestämda uttalanden göras om täljarens tecken. Här förefaller det nämligen rimligt att anta att U," är lika med noll, dvs. att inkomstens gränsnytta på marginalen är oberoende av förläggningen av arbetstiden. På så sätt blir täljarens tecken enbart av- ' hängigt av tecknet för va. Denna derivata kan i sin tur antas vara negativ, därest variabeln v definieras så att en ökning av densamma innebär att arbetstidsförläggningen försämras ur individens synpunkt. Arbetstempots gränsobehag, — UU, förutsätts med andra ord öka med stigande 0. Om dessa förutsättningar är riktiga skulle y,, vara mindre än noll och arbetstempot följaktligen minska vid en försämring av arbetstidsförläggningen. Saken kan också uttryckas så att om arbetstiden vid en förkortning utläggs på ett för

• Sida 59
•  Original

individen mera tilltalande sätt än tidigare, så kommer detta, bortsett från vad förkortningen eljest har för betydelse, att höja arbetstempot.

Uttrycket (3: 21) återigen, dvs. uttrycket för yt, innehåller liksom (3: 19)i

täljaren derivator med motsatta tecken. Till att börja med ser man att det i parentesen återkommer samma derivator som i (3: 19), varför denna parentes i enlighet med vad som ovan framhållits kan vara både större och mindre än noll. Likaså kan U", som visar hur inkomstens gränsnytta marginalt är beroende av arbetstidens längd, vara såväl negativ som positiv. Sannolikt är dock detta samband inte särskilt starkt, och därför kan det anses rimligt att liksom när det gällde U", som förenkling anta att nämnda derivata är lika med noll. Återstår så qu vilken derivata med negativt förtecken anger hur arbetstempots gränsobehag marginalt förändras med arbetstidens längd. * Här gör sig trötthetsfaktorn speciellt gällande, och med tanke på hur denna l faktor påverkar individens tillfredsställelse kan ifrågavarande derivata inte j förutsättas vara annat än negativ. i För att man utifrån det ovan sagda lättare skall kunna ange under vilka 1 förutsättningar yt har det ena eller det andra tecknet är det lämpligt att man i (3: 21) insätter (3: 19), varvid man får: l

s stUrz + Uyl

(3:22) !”in * mm

Här kan enligt analysen ovan ys och därmed hela den term i högra ledet där denna derivata ingår vara både större och mindre än noll, medan den andra termen däremot med tecknet inberäknat alltid är negativ. På så sätt ser man att värdet på g, är beroende av vilket värde ys har. Om sålunda ys är mindre än noll, blir y, också negativ, men överstiger ys ett visst positivt värde, kom- mer 9, i stället att bli positiv. Detta betyder att en arbetare vid en förkortning av arbetstiden höjer arbetstempot, därest hans preferenser är sådana att han också skulle ha höjt tempot vid en minskning av ackordssatsen. Om han däremot i senare fallet föredrar att sänka tempot, behöver arbetstidsförkort- ningen nödvändigtvis inte leda till att arbetstempot höjs, utan även motsatsen kan bli följden.7

Tidigare har visats att om utnyttjningsgraden för vila och återhämtning under fritiden antas vara konstant, så stegras arbetstempot när arbetstiden förkortas. Av analysen ovan framgår nu att en sådan definitiv slutsats ej längre kan dras, därest man släpper antagandet om konstant återhämtnings- intensitet och i stället antar att nämnda intensitet är föremål för ett val från individens sida. En arbetstidsförkortning innebär visserligen i och för sig att individen har möjlighet att höja sitt arbetstempo och ändå på grund av den längre fritiden vara fullt utvilad när denna är slut. Men har han då en viss valfrihet, kan han välja att anslå en mindre del av fritiden till vila och en

7 Samma slutsats kommer Stoltz fram till, fastän hos honom en annan tillämpning av valhand- lingsteorin förekommer än här, a.a., s. 51—52.

• Sida 60
•  Original

större del till fritidssysselsättningar av olika slag och på så sätt sänka åter- hämtningsintensiteten. Denna värdering återspeglas i värdet på de skilda derivatorna av preferensfunktionen, och det är detta som gör att den nega- tiva tendensen hos derivatan y,, vilken tendens trötthetsfaktorn är upphovet till, försvagas och möjligen förbyts till sin motsats.

Enligt den statistiska analysen av arbetstidsförkortningens verkningar har emellertid, som längre fram skall visas, produktionsvolymen i företagen vid oförändrad sysselsättning och kapitalinsats minskat mindre än arbetstiden. I den mån arbets- och produktionsmetoderna inte förbättrats genom förkort- ningen, skulle detta då tyda på att arbetstempot faktiskt ökat som följd av förkortningen. I samma riktning pekar också, vilket kommer att visas, det förhållandet att timförtjänsten vid ackord ökat mera för arbetare som fått förkortad arbetstid än för sådana utan förkortning.

C. Kompensation genom ackordslönestegring

Samtidigt med att arbetstiden förkortas kan en höjning av ackordssatsen ske så att individens inkomst vid oförändrat tempo inte minskar eller åtminstone inte lika mycket relativt sett som arbetstiden. Eftersom arbetstempot är beroende av lönens höjd, är det då av intresse att se hur individen i ett fall som detta förändrar tempot vid förändringar av arbetstiden.

Ett mått på storleken av den på så sätt utgående lönekompensationen erhåller man ur inkomstrelationen (3: 16) genom att denna differentieras och därefter skrivs:

dr ds dt dt (3.23) ?=?+T=(1—M)T 05151 eller ds dt (3.24) -3— = — ac?

Måttet på kompensationens storlek motsvaras här av koefficienten oc, vilken kan variera mellan noll och ett. Är denna koefficient lika med noll, får indivi- den tydligen ingen kompensation alls, och är den lika med ett, får han fuill kompensation.

Låter man vidare enligt förutsättningarna såväl s som t variera i funktion (3: 18), under det att D är konstant får man vid differentiering av denna funik- tion och efter division med dt:

d ds (3:25) Täby? + y.

I detta uttryck kan (3:24) insättas, varvid man får:

d 3 (3:26) d—i] = — ysoc; + yz

• Sida 61
•  Original

Här kan i sin tur y8 och y, ersättas med (3: 19) respektive (3: 21) och efter vissa omformuleringar erhåller man då:

d sD stU,+U (3:27) å=?(a—l)——tc "[

C = U”" +2Sthr +32t2Urr D=yUyr +I'Un- + Ur

Med hjälp av detta uttryck har man nu möjlighet att analysera hur individen vid olika värden på oc förändrar sitt arbetstempo, när arbetstiden förändras. I förenklande syfte antas därvid att U,, alltid är lika med noll, vilket också står i överensstämmelse med vad som ovan sagts beträffande denna derivata.

När således oz är lika med ett, dvs. när en arbetstidsförkortning är förenad med full lönekompensation, reduceras (3: 27) till:

! . dy_ Eg (3.28) 5_ _ 0

det andra ytterlighetsfallet åter, då 0: är lika med noll, får (3: 27) i stället följande utseende:

ama

(3:29) dt = C C

Detta uttryck är endast en omskrivning av (3: 21), eftersom här ingen för— ändring av ackordssatsen äger rum. Med andra ord är i detta fall dy/dt lika med yt. Emellertid kan (3:29) jämföras med (3:28), varvid man ser att det är värdet på D och därmed på ys som avgör kompensationens betydelse för arbetstempot. Om alltså ys är negativ, är i ovanstående uttryck dy/dt större absolut sett än i (3: 28), medan motsatsen gäller, om ys är positiv. I figur 3: 5, där en förkortning av arbetstiden från to till 11 tänkes ske, har dessa båda ytterlighetsfall i fråga om oc åskådliggjorts. Linjen A avser det , fall då oc är lika med ett och linjerna B1 och B2 det fall då oc är lika med noll l och ys mindre respektive större än noll. I enlighet med analysen ovan har B1 l en större och 32 en mindre negativ lutning än A, men allt eftersom ocnärmar sig ett, minskar lutningen för B1 och ökar lutningen för 82 tills de båda linjer— na sammanfaller med A, när oc är lika med ett.

Diskussionen här visar således att om full lönekompensation utgår i sam- band med en arbetstidsförkortning, så ökar arbetstempot genom förkort- ningen. Att så är fallet beror på att yt innehåller uttrycket för ys, som kan vara både negativt och positivt, och att detta uttryck helt elimineras i och med den fulla lönekompensationen. Kvar är då endast den faktor i g, som inne-

1 Här är både Uyt och C mindre än noll och som följd härav även dy/dt. I

• Sida 62
•  Original

Figur 3: &

sluter Um och denna derivata är alltid negativ som följd av den trötthet hos individen som arbetet ger upphov till. :_lj

Vidare framgår att en lönekompensation i förening med en arbetstidsför— kortning i och för sig inte behöver innebära en minskning av arbetstempot jämfört med om ingen kompensation hade utgått.8 Tvärtom bidrar kompensa- tionen till att öka tempot, när ys är större än noll, dvs. när individens prefe- rensstruktur är sådan att tempot ökar vid en höjning av ackordssatsen. Endast i det fall ys är mindre än noll, alltså när tempot avtar vid stigande ackordssats, kommer tempot att bli lägre om lönekompensation utgår äni motsatt fall.

D. Företagets anpassning till arbetstempot

Frågan hur arbetstempot vid ackordslön förändras med arbetstidens längd har hittills berörts endast utifrån individens synpunkt. Kanske kan detta också synas tillräckligt, eftersom här förutsatts att arbetstempot utgör en handlingsparameter enbart för individen och att företaget endast har att godta det tempo individen önskar hålla. Som tidigare nämnts förfogar emel— lertid företaget över andra parametrar än arbetstempot, genom vilka det har möjlighet att indirekt påverka tempot.

I den tidigare återgivna produktionsfunktionen (3: 15) är det vid ackords- lön arbetarantalet som för företaget har karaktären av handlingsparameter. På vanligt sätt kan denna parameter antas bli bestämd genom att företaget

8 Ett liknande resultat kommer även Stoltz fram till, a.a., s. 53.

• Sida 63
•  Original

i

maximerar vinsten. Den på så sätt erhållna efterfrågefunktionen för arbets- kraft lyder:

(3:30) n = n(s, t, u, z)

Antalet arbetare som företaget efterfrågar är alltså beroende inte blott av arbetstidens längd och förläggning utan även av ackordssatsen och arbets- tempot.

För att jämvikt skall föreligga på arbetsmarknaden måste nu utbudet av och efterfrågan på arbetskraft vara lika med varandra. Likaså måste arbets— tempot sett från utbudssidan överensstämma med arbetstempot sett från efter- frågesidan. Tänker man sig då som i kapitel 2 att fri konkurrens råder och att alla individer och företag är lika i fråga om preferenser respektive produk— tionsteknik, erhåller man följande modell för marknadsjämvikt:

N = rn(s, !, v, 2)

3:31 ( ) z=y(s, t,v)

där N motsvarar antalet individer och r antalet företag på marknaden. Denna modell skiljer sig från den tidigare återgivna modellen vid ackordslön blott genom atti detta fall inget jämviktsvillkor för arbetstidens längd förekommer. Nämnda storhet ingår här i stället som argument i de respektive funktionerna.

Av variablerna i ovanstående modell är arbetstidens längd och förläggning enligt förutsättningarna givna, medan ackordssatsen och arbetstempot bestäms genom modellen. Härav framgår att företaget indirekt påverkar ar— betstempot genom sitt uppträdande på marknaden. När företaget efterfrågar arbetskraft, sker nämligen en ömsesidig anpassning av ackordssatsen och arbetstempot så att jämvikt på marknaden uppstår. Om således arbetstidens längd förändras, kommer en förändring i företagets efterfrågan att äga rum och därmed också i ackordssatsen. Genom ändringen i den senare storheten kan företaget på så sätt påverka arbetstempot.

Emellertid har företaget vid ackordslön möjlighet att utöva inflytande på arbetstempot även på annat sätt än genom sin efterfrågan på arbetskraft. Det kan exempelvis vidta organisatoriska förändringar eller förändra insatsen av realkapital. I detta sammanhang skall dock inte företagets åtgärder vid en arbetstidsförändring närmare beröras. Avsikten har nämligen här endast varit att fästa uppmärksamheten på att vid ackordslön även nämnda åtgärder har betydelse för arbetstempot.

5. Arbetstempot vid tidlön

A. Det företagsoptimala arbetstempot

I det fall individen för sitt arbete betalas per tidsenhet utgör enligt antagan- dena arbetstempot en storhet som företaget ensamt bestämmer över. Detta

• Sida 64
•  Original

betyder att individerna endast har att rätta sig efter det tempo som företaget i sin strävan att uppnå maximal vinst kräver av dem. Avgörande för arbets— tempots storlek är då den rådande produktionstekniken och de för företaget givna yttre förhållandena. Som exempel på dessa yttre förhållanden kan nämnas arbetstidens längd och förläggning samt lönen. Vid förändringar av dessa faktorer kommer arbetstempot också att förändras. Individerna har därför möjlighet att indirekt påverka arbetstempot, i den mån de utövar något inflytande över nämnda faktorer.9

Enligt detta betraktelsesätt kan arbetstempot bestämmas utifrån produk- tionsfunktion (3: 15), varvid samma metod går att tillämpa som i det tidigare i kapitel 2 behandlade tidlönsfallet. Här är dock arbetstidens längd ingen handlingsparameter för företaget utan en utifrån given storhet, till vilken företaget försöker att anpassa arbetstempot. Om i övrigt samma antaganden görs som tidigare, kan följaktligen företagets vinstfunktion skrivas:

(3:32) V=q(n, t, u, z)—wtn,

i vilken funktion w som vanligt betecknar timlönen. F öretaget anpassar här variablerna 11 och z så att vinsten V uppnår sitt maximum, vilket inträffar när

(3:33) Vn=qn—wt=0 och Vz=qz=0

Dessa nödvändiga villkor för maximum är identiska med dem som förut erhållits i tidlönsfallet vid variation av 11 och z. Tillsammans bildar dessa villkor ett ekvationssystem, ur vilket de båda nämnda variablerna kan lösas, varvid man vid lösningen av z får:

(3:34) z = z(w, U, t)

Det optimala arbetstempot för företaget utgör i enlighet härmed en funktion av såväl timlönen som arbetstidens längd och förläggning. Denna lösning skiljer sig från den som tidigare erhållits i fallet med tidlön därigenom att här arbetstidens längd ingår bland argumenten för tempot. | Funktionen ovan är nu att jämföra dels med funktion (3: 18), i vilket fall individen i stället för företaget antogs dirigera arbetstempot, dels med funk- tion (3: 8), som grundar sig enbart på individens trötthet. I samtliga dessa funktioner är arbetstempot beroende av arbetstidens längd, men till skillnad från (3z8) upptar ej vare sig ovanstående funktion eller (3:18) återhämt- n1ngs1ntens1teten som argument for tempot. Sistnämnda funktioner innehaller i i stället som oberoende variabler förutom arbetstidsförläggningen timlönen ! 9 Hur arbetstempot bestäms vid tidlön är en fråga som ytterst sällan behandlas i den ekono— | miska litteraturen och därmed också frågan hur tempot vid tidlön varierar med arbetstidens ( längd. Så t. ex. nöjer sig Stoltz med att endast antyda hur sambandet mellan arbetstid och tempo är beskaffat i tidlönsfallet. Han inför därvid inte alls som fallet är här företaget i analysen, utan han ser problemet enbart utifrån individens synpunkt på samma sätt som vid ackordslön. Dock tycks han ej själv vara nöjd med den lösning han antyder. »For å forklare deres (arbetarnas) faktiske tempo må man antagelig gripe til en helt annen type av teori. Man må regne med at den

enkelte arbeider ikke har noe fritt valg av arbeidstempo, men at dette er, stilltiende eller uttrykke— ; lig, forutsatt i arbeidsbetingelsene, iallfall som et minimumsnivå.» a.a., s. 57.

• Sida 65
•  Original

respektive ackordssatsen. Att återhämtningsintensiteten på så sätti funktionen ovan liksom i (3: 18) ersatts med en variabel för individens lön kan sägas bero på att tempot i dessa båda fall är föremål för en värdering från veder- börande subjekts sida. Formen av respektive funktioner påverkas då av trötthetsfaktorn, men genom att företaget har en annan värdering av tempot än individen är denna påverkan olika i de olika funktionerna. I ovanstående funktion värderas tempot med avseende på dess betydelse för produktions- volymen, medan den i (3:18) däremot värderas med avseende på dess betydelse för individens tillfredsställelse.

B. Företagets anpassning av arbetstempot

! Enligt funktion (3: 34) förändrar företaget individernas arbetstempo, så i snart någon förändring inträffar i å ena sidan timlönen och å andra sidan arbetstidens längd och förläggning. Den förändring i tempot som därvid äger rum kan beskrivas med hjälp av de partiella derivatorna zw, z,, och z,. Ut- tryck för dessa derivator får man genom att villkoren (3:33) deriveras partiellt med avseende på w, U respektive t, vilken derivering ger:

anQZZ _ (Iannz

(32 36) z,: _ Mark—"43 qrmqu _ (1:11an (3: 37) z, = _ w

ansz _ (]annz

Här får man anta att nämnarna är positiva och att derivatorna q,," och q,z är negativa, ty i annat fall skulle villkoren i (3: 33) inte motsvara ett maximum. Då samtliga uttryck föregås av negativa tecken, kommer som följd härav uttrycken i sin helhet att ha motsatta tecken mot respektive täljare. :Vad då för st uttrycket (3:35) beträffar ser man att teckenfrågan där enbart är beroende av vilket tecken derivatan qm har. Denna derivata får rimligtvis antas vara negativ, innebärande att arbetstempots gränsproduktivitet avta1

, med stigande arbetarantal, ett antagande som för övrigt också gjorts i kapitel 2. l Derivatan zw blir då tydligen större än noll, vilket betyder att företaget, om allting annat är oförändrat, höjer arbetstempot vid en ökning av timlönen. Detta är samma resultat som tidigare framkom, när även arbetstidens längd antogs utgöra en handlingsparameter för företaget, men man var då tvungen att göra mera speciella antaganden i fråga om formen av produktionsfunk- tionen.

Mera komplicerad är täljaren i uttrycket (3: 36), och därför kan i motsats till fallet ovan något bestämt inte sägas om dess tecken. Visserligen är q,m negativ liksom troligtvis även qm, men däremot kan qm, och qzv vara såväl

| 1 l (3: 35) zw- _ tqm

• Sida 66
•  Original

större som mindre än noll. På grund härav går det ej heller att säga vilket tecken z,, har. Ett företag kan med andra ord både höja och sänka arbetstem— pot vid en förändring av arbetstidsförläggningen, oavsett om denna förändring ur företagets synpunkt är till det bättre eller sämre.

Liksom i fråga om uttrycket (3: 36) innehåller täljaren i uttrycket (3: 37) olika derivator, vilka kan ha sådana värden att täljaren i sin helhet alternativt blir både negativ och positiv. I detta fall är det dock möjligt att göra vissa rimliga antaganden beträffande tecknen för de ifrågavarande derivatorna, varigenom man kommer fram till ett bestämt tecken för z,. Sålunda uppträder även här q,", och qm, och dessa derivator får som tidigare framhållits anses vara negativa. Vidare är det troligt att också q,, är mindre än noll, dvs. att arbetstempots gränsproduktivitet sjunker, allt eftersom arbetstidens längd stiger. Den återstående derivatan, qm, är däremot sannolikt positiv, inne— bärande att arbetarnas gränsproduktivitet stiger med stigande arbetstid. Att så är falletberor på att det här är fråga om komplementära produktionsfak- torer. Om då den sistnämnda derivatan är så mycket större än noll att också (th —w) är det, blir tydligen 2, mindre än noll. Under sådana förhållanden strävar företaget följaktligen efter att höja arbetstempot vid en förkortning av arbetstiden.10 Skulle däremot (gm—w) vara mindre än noll, kan z, i stället bli positivt, men för detta fordras att den första termen i täljaren i (3: 37) har ett lägre värde än den andra, i vilken (qn, — w) ingår. Härav framgår dock att företaget under vissa förhållanden faktiskt kan välja att slå av på arbetstem- pot i stället för att höja detsamma, när arbetstiden förkortas.

Teckenfrågan rörande 2, kan också belysas på annat sätt genom att man i uttrycket (3: 37) insätter uttrycket (3: 35), varvid man efter en enkel omfor- mulering får:

Ez _ (111an '— QntQ'zn

3:38 = ( ) Z! t w ansz—(IanInz

Enligt diskussionen ovan får zu, i denna ekvation anses vara positiv och där- med också hela den term, där nämnda derivata ingår. Likaså är enligt ana- lysen ovan den andra termen i ekvationen att betrakta som positiv. Frågan angående värdet på 2, kan på så sätt sättas i samband med värdet på Z,, och formuleras så att om sistnämnda derivata överstiger ett visst värde, så är z, positiv men i motsatt fall negativ. Detta innebär att ju mindre känslig med avseende på arbetstempot ett företag är för förändringar i timlönen, desto troligare är det att företaget höjer arbetstempot vid en förkortning av arbets— tiden.

Som tidigare nämnts visar de empiriska undersökningarna av arbetstids-

1" Se E. H. Sieber, Betriebswirtschafiliche Probleme der Arbeitszeitverlcärzung, Arbeitszeit und Freizeit, Berlin 1961, s. 84—87. Där framhålls också som sannolikt att företagen försöker att kompensera sig för en förkortning av arbetstiden genom att höja arbetstempot. Någon mer in— gående teoretisk behandling av företagens reaktioner är det dock här inte fråga om. Ingen skillnad görs exempelvis mellan de olika löneformerna.

• Sida 67
•  Original

förkortningens verkningar att produktionsvolymen vid i övrigt oförändrade förhållanden avtagit mindre än arbetstiden. Därest icke enbart de ackords- avlönade arbetarna bidragit härtill, skulle då i realiteten även vid tidlön en höjning av arbetstempot ha skett på grund av arbetstidsförkortningen.

C. Samtidig förändring av arbetstid och timlön

Liksom ackordslönen kan timlönen vid en arbetstidsförkortning höjas så att individerna i inkomstavseende blir helt eller delvis kompenserade för förkortningen. Detta betyder att företagets kostnader per arbetare blir högre jämfört med om ingen kompensation hade utgått. Av intresse är då att se, hur en dylik kostnadsstegring vid en förkortning av arbetstiden påverkar företagets dirigering av arbetstempot.

Måttet på kompensationens storlek kan erhållas ur kostnadsrelationen K =wtn i (3: 32) genom att denna differentieras med avseende på w och t. Om därefter samma förfaringssätt tillämpas som i (3: 23), får man:

(3:39) ;f=—MT Osasl där oz utgör det sökta måttet. På samma sätt som i ackordsfallet är denna koef— ficient lika med noll, när ingen lönekompensation utgår, medan den däremot är lika med ett, när kompensationen är fullständig.

Differentieras nu även funktionen för arbetstempot (3: 34) med avseende på tv och t, erhålls sedan divisionen med dt utförts:

dz du) (3' 40) Zl—t = 2103 + Zg

och insätts därefter (3: 39) i detta uttryck får man:

dt t

Här kan (3: 35) och (3: 37) substitueras för zu, respektive z,, varvid följande ekvation erhålls:

(3: 42) dz ””glad _ 1) _ M & c

|

(3141) iz= —Zwa£]'+21 l l

där

C = ansz " (]annz

Utifrån detta uttryck, som motsvaras av (3: 27) vid ackordslön, har man nu möjlighet att analysera hur företaget reagerar med avseende på tempot, när arbetstiden förkortas och förkortningen är förenad med en viss lönekom— pensation.

• Sida 68
•  Original

Figur 3: 6

Tänker man sig då först att oc är lika med ett, dvs. att full lönekompensation utgår, kan (3: 42) skrivas:

_ dl _ (1:1an _ qmqm (3. 43) d_t _ — __C Både täljaren och nämnaren får här anses vara större än noll, varför hela uttrycket är negativt. Ser man å andra sidan till det fall då ac är lika med noll, förändras (3: 42) till:

_ dz _ wqm (1:1an — (Imqm & 44) a _ " T * _a— Då i detta fall timlönen är oförändrad, är dz/dti ovanstående uttryck lika med 2, i (3: 37). En jämförelse kan emellertid här göras med föregående uttryck, varvid man finner att i uttrycket ovan dz/dt absolut taget alltid är mindre än i (3: 43). Det enda som skiljer de båda uttrycken från varandra är nämligen den första termen i (3: 44) och denna får enligt vad som tidigare framhållits antas vara större än noll.

Dessa båda ytterlighetsfall visas i figur 3: 6, där en förkortning av arbets- tiden från t() till tl, tänkes äga rum. Det fall då ac är lika med ett representeras av linjen A och det fall då oc är lika med noll av linjen B. Om oc i stället hade haft ett värde mellan noll och ett, skulle motsvarande linje ha legat mellan de här båda angivna linjerna. Således blir linjens lutning allt mer markerat negativ, ju större ac är, och blir definitivt negativ, när oc är lika med ett.

• Sida 69
•  Original

Denna analys ger alltså vid handen att om en arbetstidsförkortning förenas med full lönekompensation, så kommer företaget att driva upp arbetstempot som följd av förkortningen. Vidare framgår att i föreliggande fall en kom- pensation alltid har en höjande effekt på arbetstempot. En skillnad föreligger således här jämfört med när individerna dirigerar tempot. Som tidigare visats kan en kompensation i det fallet ha både en höjande och sänkande effekt. Anledningen till att tempot alltid höjs i företagsfallet är att zu, är positiv och att den komponent i z,, där enligt (3: 38) nämnda derivata ingår, genom kompensationen helt eller delvis faller bort. Av detta framgår också att stor- leken av zu, avgör hur mycket kompensationen betyder för tempot. Ju mindre denna derivata är, dvs. ju mindre företaget höjer tempot när enbart timlönen ökar, desto mindre betydelse har kompensationen vid en arbetstidsförkort- ning.

D. Individens anpassning till arbetstempot

Enligt det här anlagda betraktelsesättet kan i tidlönsfallet den enskilde indivi- den inte dirigera arbetstempot, utan detta görs av företaget ensamt. Det arbetstempo som därvid fastställs behöver ej nödvändigtvis överensstämma med det som vid rådande timlön och arbetstid är optimalt ur individens syn— punkt. Detta betyder att om, under i övrigt likartade förhållanden, en över— gång till ackordslön äger rum, så kan arbetstempot mycket väl förändras. Det på så sätt optimala arbetstempot för individen kan vara både större och mindre än det tempo som företaget betraktar som optimalt.

Av intresse är då att se vilka möjligheter individerna har att påverka arbets- tempot genom sitt uppträdande på arbetsmarknaden. Om man i det samman- hanget först tänker sig att samtliga individer har samma preferenser rörande inkomst och arbete, blir vid fri konkurrens villkoret för marknadsjämvikt:

(3:45) N= rn (11), i, U),

där N som vanligt motsvarar antalet individer och r antalet företag på mark- naden. Till skillnad från fallet med ackordslön ingår här ej arbetstempot som variabel i företagets efterfrågefunktion för arbetskraft, eftersom här nämnda storhet själv utgör en handlingsparameter för företaget. Med hjälp av tim- lönen skapas nu i denna modell jämvikt mellan utbudet av och efterfrågan på arbetskraft, och utifrån den lön som därvid bildas bestämmer företaget sedan arbetstempot. Emellertid har individerna här inget inflytande över lönebild- ningen, emedan alla individer utbjuder samma mängd arbete oavsett lönens höjd. Att påverka arbetstempot via lönebildningen är därför i detta fall omöj— ligt för individerna.

Förhållandet blir dock annorlunda om man tänker sig en marknad, där utbudet av antalet arbetare inte är givet utan beroende av olika ekonomiska faktorer. Utbudsfunktionen kan då antas ha följande utseende:

• Sida 70
•  Original

70 (3:46) N= N(w, i, U, z)

Det totala arbetskraftsutbudet på en marknad tänkes alltså här vara beroende av såväl arbetstidens längd och förläggning som timlönen och arbetstempot. En dylik utbudsfunktion förefaller också rimlig i det här fallet, när den enskilde individen har varken arbetstiden eller tempot som handlingspara- meter. Utifrån nämnda funktion blir nu villkoret för marknadsjämvikt:

(3:47) N(w, t, 1), z) = rn(w, t, U) 2 = z(w, f, U)

Enligt denna modell uppstår jämvikt på marknaden genom att lönen och tempot anpassar sig ömsidigt till varandra. Vid denna jämviktsbildning varie— rar inte blott efterfrågan utan även utbudet, varför arbetarna i detta fall till skillnad mot tidigare har möjlighet att via marknaden påverka arbetstempot.

I båda dessa fall har antagits att den enskilde individen strikt följer den utifrån givna arbetstiden. Så behöver emellertid inte fallet vara i verklig— heten, utan individen har vissa möjligheter att reglera sin egen arbetstid. Om individen exempelvis finner att arbetstiden är längre än den som vid rådande timlön och arbetstempo är optimal för honom, kan han öka frånvaron från arbetet. Företaget måste då vid bestämningen av arbetstempot ta hänsyn härtill genom att inte driva upp tempot alltför högt. På så sätt kan arbetstem- pot påverkas av individen också via arbetstiden, trots att denna storhet inte utgör någon egentlig handlingsparameter för individen.

• Sida 71
•  Original

KAPITEL 4

Arbetstiden och företagens handlande

1 . Företagens handlingsparametrar

I föregående kapitel redogjordes för hur arbetstempot vid olika löneformer påverkas av förändringar i arbetstidens längd. Därvid antogs tempot vid ackordslön utgöra en handlingsparameter för individen och vid tidlön för , företaget. Som tidigare framhållits har emellertid företaget oavsett löneform j även andra handlingsparametrar än tempot till sitt förfogande. Så t. ex. kan ] företaget inför en arbetstidsförkortning förändra såväl antalet anställda som I l

insatsen av realkapital.

Hur företaget vid olika löneformer reagerar med avseende på dessa para- metrar är den fråga som här närmare skall behandlas. Tidlöns— och ackords— lönesystemen kommer därvid att behandlas parallellt med varandra. Däre- mot berörs ej blandackordet, emedan här inga principiella problem tillkom— mer utöver dem som föreligger vid de båda övriga löneformerna. Liksom i kapitel 3 betraktas vidare den ordinarie arbetstidens längd och förläggning som datum såväl ur det enskilda företagets som ur hela det ekonomiska systemets synpunkt.

Till att börja med kommer företagets handlande med avseende på antalet sysselsatta att undersökas. Denna fråga studeras först under förutsättning av att arbetskraften ur produktionssynpunkt är fullt homogen och att företaget strikt följer den utifrån givna arbetstiden. Därefter undersöks frågan utifrån antagandet att det i företaget förekommer olika grupper av anställda, vilka i produktionshänseende är olika. Samtidigt förutsätts till skillnad från tidigare att företaget beträffande antalet timmar per sysselsatt inte är absolut bundet vid den utifrån givna arbetstiden, utan att denna obehindrat kan underskridas och även överskridas, om blott övertidsersättning utbetalas. Problemet hur

* företaget vid en arbetstidsförkortning förändrar uttaget av övertid kan på så ? sätt också undersökas.

Efter detta införs vid sidan av arbetskraftens olika dimensioner kapital- insatsen som handlingsparameter för företaget. För enkelhetens skull antas då återigen att endast en grupp av arbetare sysselsätts och att ingen avvikelse sker från den utifrån givna arbetstiden. Hänsyn tas här till kapitalets tids- dimension, och som handlingsparameter betraktas inte blott kapitalets storlek mätt i värdetermer, utan även dess användningstid, dvs. dess livslängd. Frågan om kapitalets förslitning kommer härigenom med i analysen, och i det sammanhanget skiljs mellan tidsförslitning och bruksförslitning. Dess-

• Sida 72
•  Original

utom studeras här olika fall med avseende på hur kapitalet förhåller sig till arbetskraften, i det att åtskillnad görs mellan komplementärt och supple- mentärt kapital.

Företagets anpassning till en förändring i exempelvis arbetstidens längd tänkes så långt ske inom ramen för en given produktionsfunktion. Emellertid kan även själva formen av produktionsfunktionen förändras genom olika slag av rationaliseringar, t. ex. genom tekniska och organisatoriska förbätt— ringar. Dylika rationaliseringar kan i sin tur delvis vara betingade av föränd— ringar i arbetstiden, varför detta problem till slut också i någon mån kommer att beröras.

Liksom i de tidigare kapitlen är den teori för företagets handlande som här utvecklas statisk till sin natur. Det betyder bl. a. att frågan om hur lång tid det tar för företaget att anpassa sig till utifrån kommande förändringar inte behandlas. I fråga om anpassningen av kapitalbeståndet får dock, som förut påpekats, ett mera långsiktigt betraktelsesätt anläggas. Slutligen är teorin på samma sätt som tidigare begränsad till enbart det fall, då fri konkurrens råder på såväl produkt— som faktormarknaden, vilken begränsning har valts endast för att underlätta framställningen.

3. Sysselsättningen vid heterogen arbetskraft

A. Olika grupper av anställda

I den ekonomiska teorin antar man vanligen så som tidigare här gjorts att arbetstagarna i produktionshänseende är fullt homogena. Som förut framgått kan då respektive dimension av arbetskraften uttryckas med hjälp av endast en variabel. Här skall nu emellertid arbetarna i nämnda avseende förutsättas vara olika, samtidigt som företaget antas kunna såväl under- som överskrida den utifrån givna ordinarie arbetstiden. Olikheten mellan arbetarna antas därvid komma till uttryck genom att företaget håller arbetar- na sysselsatta olika antal timmar under en viss tidsperiod.

Två skilda kategorier av arbetstagare skall i detta sammanhang antas föreligga. Den ena gruppen tänkes bestå av arbetare, vilka företaget låter arbeta mindre än eller lika med den ordinarie arbetstiden. Den andra gruppen | åter antas bestå av arbetare, som företaget vid behov håller i arbete mer än eller lika med nämnda tid.

Inom var och en av dessa kategorier kan olika undergrupper föreligga, vilka skiljer sig från varandra därigenom att deras arbetstid under- respektive överskrider den ordinarie arbetstiden i olika utsträckning. För enkelhetens skull bortses dock här från denna möjlighet. Likaså bortses från möjligheten att mer än en ordinarie arbetstid gäller för företaget.4 I det fallet skulle enligt det här anförda betraktelsesättet arbetstagarna ha fått uppdelas i ytterligare ett antal kategorier.

Utesluter man liksom tidigare andra produktionsfaktorer än arbetskraften och antar man att endast en produkt framställs, kan med den angivna upp- | delningen av arbetstagarna företagets produktionsfunktion vid tidlön skri- i vas:

(42 24) (1 = q(nl, ca, 21, Ila, ag, Zg)

Här utgör n1 och n2 antalet arbetare i var och en av de nämnda grupperna, (11 och (12 antalet timmar som varje arbetare i respektive grupp arbetar under ifrågavarande tidsperiod samt z1 och z2 slutligen arbetstempot inom vardera gruppen. Timantalet a1 antas vara det som kan understiga och timantalet az det som kan överstiga den ordinarie arbetstiden. Till skillnad från förut bortses här för enkelhetens skull från arbetstidens förläggning. Funktionen ovan kan också antas gälla för fallet med ackordslön, om blott i konsekvens med tidigare 21 och z2 ersätts med y1 respektive y2, detta för att åskådliggöra : att arbetstempotdå ej längre utgör någon handlingsparameter för företaget » utan för arbetarna. *

** Ofta är det så att driftsarhetare har en annan ordinarie arbetstid än reparationsarhetarc.

• Sida 79
•  Original

Bortsett från arbetstempot kan oavsett löneform samtliga oberoende variab- ler i ovanstående funktion betraktas som handlingsparametrar för företaget. Variablerna a1 och a2 har visserligen denna karaktär blott när de antar värden mindre respektive större än den för företaget gällande ordinarie arbetstiden, eftersom denna tid är det högsta respektive lägsta värde som variablerna kan anta. Men då variablerna i fråga har sitt variationsområde på vardera sidan om den ordinarie arbetstiden, utgör denna tid dock inte någon gräns för den arbetstid företaget önskar tillämpa. Den enda gräns som företaget behöver ta hänsyn till är med andra ord den som arbetarnas behov av vila och åter— hämtning sätter.5

Den mängd arbetskraft som företaget önskar utnyttja för sin produktion kan följaktligen enligt detta betraktelsesätt vid givet arbetstempo regleras genom såväl arbetstiden som sysselsättningen. Om företaget exempelvis vid given arbetsstyrka önskar en större arbetskraft än den som svarar mot den , ordinarie arbetstiden, kan det låta vissa arbetare arbeta på övertid, och ju i längre denna övertid tillåts bli, desto större blir företagets arbetskraft. Å l andra sidan kan företaget minska på arbetskraftens storlek genom att låta en viss del av arbetsstyrkan arbeta kortare tid än den som motsvarar den ordinarie arbetstiden.6 Storleken av denna minskning beror dels på hur mycket arbetstiden förkortas, dels på hur många arbetare som kommer att beröras av den kortare arbetstiden. Att märka är att en viss mängd övertids— arbete även i detta fall kan förekomma. Detta innebär då enligt förutsätt- ningarna att ingen av företagets anställda arbetar exakt den tid som den ordi- narie arbetstiden föreskriver.

Den här beskrivna produktionsfunktionen är tydligen mera generell än den funktion som förutsätter att arbetskraften är fullt homogen. En dylik förut- sättning innebär nämligen blott att arbetstidsvariablerna a1 och az antar identiska värden liksom sysselsättningsvariablerna 111 och 112 och tempo— variablerna 21 och zz respektive y1 och y2. De båda förstnämnda variablerna har då karaktären av handlingsparametrar, därest företaget inte tillämpar någon utifrån given arbetstid. Om företaget däremot strikt följer en sådan tid, är det vid sidan av arbetstempot enbart sysselsättningen som har nämnda | karaktär. Funktionerna ovan innefattar på så sätt endast som specialfall de produktionsfunktioner som tidigare återgetts.

B. Kostnadsstrukturen

att under en viss tidsperiod ha arbetare sysselsatta längre än den ordinarie ! l l i Som produktionsfunktion (4: 24) har utformats är det möjligt för företaget )

5 Här bortses då från de gränser som arbetstidslagstiftningen sätter beträffande övertidsuttagets storlek. 5 Ett dylikt förfaringssätt tillämpas också i viss utsträckning i verkligheten, nämligen när före— tagen drabbas av konjunkturavmattningar. Företeelsen i fråga brukar i statistiska sammanhang kallas för korttidsarbete.

• Sida 80
•  Original

arbetstiden. Antas då att företaget utbetalar särskild ersättning för denna övertid, kan kostnaderna för arbetskraften vid tidlön uttryckas enligt formeln:

(4: 25)

B =aln1w + tngw +(a2 — t)n20w

och vid ackordslön enligt formeln:

(4:26) B = alnlsyl + Ingsyg + (az — t) ngosyg

I dessa uttryck är alnlw respektive alnlsy1 lika med ersättningen till arbetare, vilka arbetar mindre än den ordinarie arbetstiden t, medan tnzw respektive tnzsy2 utgör den ersättning, som för den ordinarie arbetstiden utgår till arbetare, vilka arbetar på övertid.7 Kostnaden för detta övertidsarbete mot- svaras av (a2 — t)n20w respektive (a2 — t)n20sy2, där (a2 — t) utgör antalet över- tidstimmar per arbetare och () faktorn för övertidstillägget, vilken faktor alltid är större än ett.3

Enligt förutsättningarna kan här a1 anta värden som är mindre än eller lika med t och (12 i sin tur värden som är större än eller lika med samma tal. Ovanstående kostnadsfunktioner gäller alltså, när respektive arbetstidspara- metrar varierar inom dessa områden. Så snart endera av eller båda para— metrarna antar värdet t, förändras emellertid funktionerna i fråga. Är det då a1 som får detta värde, övergår exempelvis (4: 25) till:

(4:27) B =tn1w + tngw + ((12 — t)ngow

Här utgör nu a1 inte någon handlingsparameter vid en förändring uppåt 1' utan blott vid en förändring nedåt. Önskar företaget i detta läge öka arbets- kraftens storlek, kan det vid oförändrat värde på a2 låta 112 växa och 111 i motsvarande grad minska. I gränsfallet blir då nl lika med noll, vilket inne— bär att den ordinarie arbetstiden för samtliga arbetare konsekvent överskrids. Om det däremot är (12 som antar värdet t, får (4: 25) formen: i

(4:28) B = alnlw + tngw,

i vilket fall az ej längre utgör någon handlingsparameter vid en förändring nedåt. Företaget kan då, om det så önskar, vid oförändrat värde på a1 minska . arbetskraftens storlek genom att t. ex. minska 112 och i motsvarande mån öka "1- Därvid kommer 112 i gränsfallet att få Värdet noll, i vilket fall företaget tydligen inte alls konfronteras mot någon ordinarie arbetstid.9

I det fall åter då både a1 och (12 antar ett värde lika med t, erhåller (4: 25) följande utseende:

7 Dessa båda grupper skulle i verkligheten kunna befinna sig i olika förtjänstlägen, men för enkelhetens skull bortses här från denna möjlighet. [ 8 I realiteten brukar övertidstillägget öka stegvis med övertidsuttagets storlek, något som dock ' här icke beaktas. 9 Detta motsvarar den situation som redogjordes för i kapitel 2 och utgör också det fall som behandlas i det tidigare nämnda arbetet av H. F. von Stackelherg, Arbeitszeit und Volkswirtschafr, och O. Myrvoll, Studier i arbeidslannsteorien. %

• Sida 81
•  Original

(4:29)

Här är det till skillnad från förut endast 111 och n2 som har karaktären av handlingsparametrar. Denna funktion är med andra ord den som råder när företaget helt följer en utifrån given arbetstid. Om arbetarna är fullt likvärdiga i alla användningar i produktionsprocessen, är de båda parametrarna i detta fall identiska med varandra. I det fallet är också uttrycket ovan och mot- svarande uttryck vid ackordslön desamma som de uttryck för arbetskostna— den som förekommer i vinstfunktionerna (4: 1) och (4: 2).

B= (Ill +n2)tw

C. Handlingsparametrarnas bestämning

; Räknas lönen som tidigare i produktenheter, kan utifrån ovan återgivna % produktionsfunktion och kostnadsstruktur företagets vinst vid respektive l l

löneform skrivas: (4: 30) V: (1 — B,

vilken funktion företaget antas maximera. För att maximum skall föreligga måste då funktionens partiella derivator med avseende på respektive hand- lingsparametrar vara lika med noll. I tidlönsfallet har man alltså:

(4: 31) Vj=qj'—Bj=0 (j=111, (11,21, 112. (12,12)

där j betecknar de olika parametrarna. Samma uttryck föreligger vid ackords- lön utom att parametrarna för arbetstempot z1 och z2 då bortfaller.

Dessa maximivillkor gäller så länge a1 och a2 är mindre respektive större än t, dvs. så länge arbetskostnaderna utgår enligt funktionerna (4: 25) och (4: 26). Kräver emellertid vinstmaximeringen ett värde på a1 eller (12 som är högre respektive lägre än t, elimineras i första fallet det villkor som svarar mot j =a1 och i andra fallet villkoret svarande mot j =a2. De maximivillkor som då i vartdera fallet föreligger motsvaras av dem man t. ex. vid tidlön får, när arbetskostnaderna representeras av funktionerna (4:27) och (4:28). Om slutligen företaget helt följer den ordinarie arbetstiden, bortfaller båda de här nämnda villkoren, vilket vid tidlön är det fall då kostnadsfunktion (4: 29) gäller. Under förutsättning av att de båda arbetargrupperna är fullt homogena, blir då de vid de olika löneformerna erhållna maximivillkoren identiska med villkoren (4: 3) och (4: 4).

Ur villkoren (4: 31) kan nu de olika handlingsparametrarna lösas, varvid man i tidlönsfallet får:

(4: 32) j=j(t, w, 0) (j =n,,a1, 21.112, (12,22)

och i ackordsfallet:

(41 33) j=j(f.-8,0,y1»y2) (i=H1- 01— 112, aa)

Enligt dessa uttryck, vilka kan betraktas som företagets efterfrågefunktioner, är sålunda respektive parametrar vid tidlön beroende av arbetstidens längd

• Sida 82
•  Original

"2

B/

Figur 4: 1

och vidare av lönen samt faktorn för övertidsersättning och vid ackordslön dessutom av arbetstempot i de enskilda arbetargrupperna.

Ovanstående funktioner avser det fall då a1 och a2 under- respektive över- skrider den ordinarie arbetstiden. Om vinstmaximeringen i stället innebär att företaget med avseende på a1 strikt följer t, urartar funktionen för (11 till (11 = t, under det att funktionen för a2 övergår till ag = 1, om det vid vinstmaxi- meringen är a2 som antar värdet i. I senare fallet upphör dessutom faktorn för övertidsersättningen att vara bestämmande variabel. Följer företaget strikt den ordinarie arbetstiden beträffande både (11 och ag, återstår i enlighet här- med som egentliga funktioner vid ackordslön endast funktionerna för syssel- sättningen och vid tidlön dessutom funktionerna för arbetstempot.

Enligt det här anförda betraktelsesättet är företagets efterfrågefunktioner vid såväl tidlön som ackordslön inte kontinuerliga utan diskontinuerliga. En och samma funktion utgör brottstycken av olika funktioner, vilka erhållits som lösningar till skilda maximivillkor. Detta innebär att efterfrågan följer olika funktioner allt efter de områden, inom vilka bestämningsvariablerna varierar. I figur 4: 1 åskådliggörs detta för handlingsparametern ng i det fall ! varierar och övriga bestämningsvariabler är konstanta. Till vänster om punkten A kan funktionen tänkas motsvara den lösning där a1 är lika med t och för området AB den lösning där a1 är mindre och 02 större än t och till höger om punkten B slutligen den lösning där 02 är lika med 1. Var denna övergång från en funktion till en annan sker med avseende på t är beroende av värdet på de övriga bestämningsvariablerna. Om exempelvis lönen i

• Sida 83
•  Original

figur 4: 1 förändras, kommer med andra ord punkterna A och B också att förändras.

D. Förändringen i handlingsparametrarna Genom partiell derivering av maximivillkoren (4:31) med avseende på t erhålls uttryck för hur de olika handlingsparametrarna j varierar med nämnda storhet. Denna derivering ger vid tidlön:

. A ' . (4: 34) _]; = w(1 — o)?) (] = n,, al, :1, 112. ag, Zg)

och motsvarande uttryck vid ackordslön. Storheten A utgör här determinan- ten

(4: 35) A =| Vijl (i ochj=n1, a1,zl, H2, (12, 22)

i det tillräckliga villkoret för att (4: 31) skall motsvara ett maximum, medan And- är eofaktorerna i denna determinant för elementen VM.

För att vinstmaximum skall föreligga måste A vara större än noll, under det att cofaktorn Anm. motsvarande j =n2 av samma anledning måste vara mind- re än noll. Eftersom termen w(1 —o) i (4: 34) alltid är negativ, följer då att derivatan "21 är positiv. Denna slutsats gäller inte blott vid tidlön utan även vid ackordslön. När vissa arbetare är sysselsatta kortare och vissa längre tid än den ordinarie arbetstiden, kommer företaget följaktligen oavsett löneform att vid en förkortning av arbetstiden minska antalet arbetare som arbetar på övertid.10 Att företaget reagerar på detta sätt verkar kanske överraskande vid första anblicken, men anledningen är att kostnaden per övertidsarbetare ökar i samband med förkortningen.

Hur företaget i detta fall reagerar med avseende på övriga handlingspara- metrar ger (4: 34) däremot inget besked om, emedan cofaktornifråga då kan vara både negativ och positiv. Emellertid är det möjligt att visa att om arbetar- grupperna kompletterar varandra, så har cofaktorn Ana”) negativt tecken. Under sådana förhållanden inskränker företaget alltså vid en arbetstids- förkortning också antalet arbetare som är sysselsatta kortare tid än den ordi- narie arbetstiden.

I det fall åter då vinstmaximeringen förutsätter att endera av eller båda arbetstidsparametrarna (11 och a.2 är lika med t, har de mot (4: 34) svarande uttrycken i täljarna cofaktorer, vilkas tecken inte framgår av vederbörande tillräckliga villkor för vinstmaximum. Det enda som i detta fall generellt går att fastställa är att a1 respektive (12 förändras proportionellt med den ordinarie

1” Jfr L. Nabseth, En arbetstidsförkortning— verkningar i olika industriföretag. Småtryck från IUI, nr 4, 1956. Där redovisas en intervjuundersökning bland industriföretag, i vilken företagen låter förstå att de i stället är beredda att öka övertidsuttaget i samband med en arbetstidsförkort— ning. Att så är fallet beror emellertid på att företagen säger sig vid förkortningen sträva efter oförändrad produktionsvolym och inte efter maximal vinst.

• Sida 84
•  Original

arbetstiden. Övriga handlingsparametrar däremot kan förändras både i samma och i motsatt riktning som nämnda arbetstid. Är emellertid arbetar— grupperna komplementära, visar det sig att en arbetstidsförkortning i såväl tidlöns- som ackordsfallet leder till en minskning av arbetarantalet i båda grupperna under i övrigt samma förutsättningar som vid homogen arbets- kraft.

4. Sysselsättning och kapitalinsats

A. Kapitalet i produktionsprocessen

Hittills i analysen har ingen hänsyn tagits till realkapitalet vare sig som varia- bel i produktionsfunktionen eller som kostnad för företaget. Anledningen härtill är att insatsen av realkapital antagits ha förhållit sig konstant, när arbetskraftens olika dimensioner förändrats. Som tidigare nämnts kan då vid förklaringen av företagets handlande kapitalinsatsen förutsättas ingå i och bestämma formen av produktionsfunktionen, samtidigt som kapitalet som kostnadspost kan försummas.

Här skall nu emellertid kapitalinsatsen tillsammans med arbetskraften antas ingå bland företagets handlingsparametrar. I motsats till tidigare ges på så sätt möjlighet att förklara hur företaget vid exempelvis en arbetstids— förkortning förändrar kapitalinsatsen. Hur det totala kapitalbeståndet i samhället och därmed lönen och räntan påverkas av en förkortning disku- teras därvid inte,1 utan frågan om kapitalet betraktas enbart utifrån det enskil- da företagets synpunkt.2

Vid undersökningen här förutsätts återigen att arbetskraften är homogen och att företaget strikt följer den utifrån givna arbetstiden. Tänker man sig då för enkelhetens skull att kapitalinsatsen kan uttryckas med hjälp av endast en variabel, blir innan kapitalkostnaden fråndragits företagets vinstfunktion vid tidlön:

(4:36) V=- q(n, t, u, z, k) — win

och motsvarande vid ackordslön. Denna funktion skiljer sig från (4: 1) blott därigenom att realkapitalet Ir här betraktas som en särskild variabel i produk- tionsfunktionen.

Storheten Ir antas utgöra ett värdemått på realkapitalets storlek, varvid kapitalföremålens pris i likhet med priset på arbetskraft är uttryckta i

1 I samband med införandet av 48-timmarsvcckan här i Sverige diskuterades frågan om kapita— let ingående, varvid frågeställningen huvudsakligen var makroekonomisk. Se t. ex. B. Ohlin, Åtta- limmarsdagens ekonomiska verkningar, Ekonomisk Tidskrift 1924 och 1925 samt G. Åkerman, Teo- retiska anmärkningar rörande 8-limmarsdagen, Ekonomisk Tidskrift 1925 och Den industriella utvecklingen och 8-limmarsdagen, Ekonomisk Tidskrift 1926. Denna mera samhällsekonomiska synpunkt på kapitalet har också anlagts i betänkandet som föregick beslutet om 45-timmars— veckan i Sverige, Ulredningen om kortare arbetstid, SOU 1956: 20, s. 144—151. 2 Ett mikroekonomiskt betraktelsesätt som detta förekommer exempelvis hos Stoltz, Arbeitls- Iidsproblemer, kap. 8.

• Sida 85
•  Original

produktenheter. Kapitalföremålens pris antas vidare vara fasta så att en förändring i k alltid innebär förändringar i de fysiska enheterna. Att k på detta sätt har karaktären av värdemått betyder att storheten i fråga kan utgöra ett aggregat av samtliga kapitalföremål i företaget. Emellertid är realkapitalet sannolikt ytterst heterogent ur produktionssynpunkt, varför approximationen gentemot verkligheten blir allt större, ju flera föremål som får ingå i k. I stället kan man då tänka sig att nämnda storhet inrymmer blott vissa slag av kapitalföremål, medan övriga föremål är konstanta och ingår i produktions- funktionens form. Till sitt innehåll kan därvid Ir växla så att storheten i ena fallet inrymmer exempelvis maskiner och i andra fallet byggnader.3

Realkapitalet har på grund av förslitning en begränsad varaktighet i tiden, och företaget måste därför efter en viss tid förnya detsamma, om dess verk— samhet skall kunna fortgå. Man kan då tänka sig att företaget avyttrar det gamla kapitalet och anskaffar nytt med konstanta tidsintervall och att detta mönster sedan upprepas i all oändlighet i framtiden. Under sådana förhållan- den erhålls följande uttryck för nuvärdet av de framtida vinsterna, sedan hänsyn tagits till kapitalet som kostnadspost:

11

(4:37) 17%: [f Ve'"d1: +ce"h—k:|(1 +e""" +e—2r" +....) 0

Här avser V företagets vinst i samma mening som i (4: 36), och beroende på hur denna storhet definieras, gäller (4: 37) för såväl tidlön som ackordslön. Nämnda vinst antas vara integrerad över tiden fram till tidpunkten h, som motsvarar den tidpunkt vid vilken den första produktionsperioden är avslu- tad och nytt kapital anskaffas. Storheten h kan i enlighet härmed tolkas som kapitalets brukningstid eller livslängd. Liksom i (4: 36) avser vidare If in- satsen av realkapital, medan c representerar skrotvärdet av samma kapital vid slutet av den första produktionsperioden. Uttrycket e"" slutligen utgör diskonteringsfaktorn, där r motsvarar den för företaget relevanta momentana räntefoten.4

Eftersom de olika storheterna i ovanstående funktion förverkligas först vid olika tidpunkter i framtiden, får de ur företagets synpunkt anses vara behäfta— de 1ned en viss osäkerhet. Detta problem berörs dock här inte närmare, utan varje storhet antas ha ett entydigt värde, bestämt av företagets bedömning och värdering av risken.5

3 Iden ekonomiska teorin har begreppet kapital definierats på ett flertal olika sätt, och den definition som här valts är blott en av dessa många definitioner. Det sätt på vilket man i teorin betraktat kapitalet kan sägas vara beroende av den frågeställning som i det aktuella fallet varit för handen. För en närmare redogörelse av olika kapitalbegrepp se t. ex. E. Lundberg, Produkti- vitet cch räntabiliiel, Stockholm 1961, kap. 5 eller T. Haavelmo, A Study inlhe Theory of Investment, Chicago 1960. 4 [et här anlagda betraktelsesättet på kapitalproblemet återfinns också hos exempelvis E. Schneider, Wirtscha/ilichkeilsrechnung, Tubingen 1951, kap. 3. 5 Se t. ex. 1. Svennilson, Ekonomisk planering, Teoretiska studier, Uppsala 1938, där företagets handande under osäkerhet behandlas.

• Sida 86
•  Original

Skrotvärdet c i uttrycket ovan antas utgöra skillnaden mellan kapitalets anskaffningsvärde och den genom förslitning förorsakade värdeminskningen. Följande funktion för Skrotvärdet kan då tänkas föreligga:

(4:38) c=k—hkg(h,n,z, i),

där g motsvarar den procentuella förslitningen per tidsenhet, vilken förslit- ning förutsätts vara beroende av såväl tiden h som antalet arbetare n, arbets- tempot z och arbetstidens längd i.

Den värdeminskning som här åsyftas utgörs både av den som åstadkoms genom materiell förslitning och den som uppstår på grund av det tekniska framåtskridandet. I det senare fallet, då det är fråga om immateriell förslit- ning, förlorar realkapitalet i värde vid en avyttring därigenom att nytill- verkade kapitalföremål tekniskt sett förbättras undan för undan. Dessutom är det möjligt att uppdela kapitalets förslitning i tidsförslitning och bruks- förslitning.6 Med tidsförslitning menas då alltså inte blott att kapitalföremålen bryts ned fysiskt under tidens lopp oavsett hur intensivt de brukas utan även det förhållandet att föremålen blir obsoleta.7

I fråga om såväl tids- som bruksförslitning kan uttrycket (4: 38) tillämpas. När enbart tidsförslitning förekommer, bortfaller variablerna n, :: och t i funktionen för 9, varvid g kan vara antingen en konstant eller en storhet, som fortfarande är beroende av h. I det fall åter då enbart bruksförslitning före- ligger, utgår i stället variabeln h i funktionen för 9, samtidigt som 9 antar värdet noll när n, z och i är lika med noll. I realiteten framträder sannolikt dessa båda typer av förslitningar olika starkt hos olika kapitalföremål. Så t. ex. dominerar antagligen tidsförslitningen när det gäller byggnader, medan däremot bruksförslitningen troligtvis överväger i fråga om maskiner, vilket då särskilt gäller maskiner med kort livslängd.8

Antar man nu för enkelhetens skull att vinsten Vi (4: 37) ej förändras över tiden,9 kan efter lösning av integralen nämnda uttryck skrivas:

1_—le_71i[l;(1_ e—fh) +ce—'h -- k]

och efter multiplicering av båda leden med r:

(4: 39) R=r1—t=V—rb,

6 En distinktion mellan tids- och bruksförslitning görs också t. ex. i G. Åkerman, Realkapital und Kapitalzins, Stockholm 1923, kap. 3 och G. Åkerman, a.a., Ekonomisk Tidskrift 1925 samt B. Ohlin, a.a., Ekonomisk Tidskrift 1925 och slutligen i Utredningen om kortare arbetstid, s. 145—— 146. 7 Denna definition av tidsförslitning är den vanliga hos författare som skiljer mellan tids- och bruksförslitning. Se t. ex. G. Åkerman, Realkapilal und Kapitalzins. 9 Jfr t. ex. B. Ohlin, a.a., Ekonomisk Tidskrift 1925, s. 67—68 och Utredningen om kortare arbets- tid, 5. 145—146. 9 Detta antagande implicerar förutsättningen att realkapitalet under hela sin livstid har oför— ändrad produktivitet. Om så inte vore fallet, skulle vinsten Vvara beroende av h och på grund här— av inte kunna brytas ut ur integralen.

• Sida 87
•  Original

där

Ic—ce"h

Storheten b utgör här nuvärdet av alla framtida kapitalutgifter reducerade med motsvarande skrotvärden.

Med (4:39) har ett uttryck för företagets vinst, R, erhållits för det fall hänsyn tas till realkapitalet som handlingsparameter. Termen rb kan näm- ligen här tolkas som företagets kapitalkostnad i genomsnitt över tiden, och följaktligen är vinsten i detta fall ingenting annat än V minskad med denna kostnad.

B. Bestämning av optimipunkten

Liksom tidigare kan företaget också i detta fall förutsättas sträva efter att maximera vinsten. Handlingsparametrarna utgörs nu emellertid inte enbart av de olika dimensionerna av arbetskraften utan även av kapitalinsatsen. Dessutom tillkommer här ytterligare en parameter, nämligen längden av realkapitalets brukningstid.10 Vid derivering av (4: 39) får man alltså i tid— lönsfallet följande nödvändiga villkor för maximum:

(4: 41) Rj=Vj—I'bj=0 (j=II,Z, IGM

där Vj utgör de partiella derivatorna av vinstfunktion (4: 36) och b]- mot- svarande derivator av (4:40). I ackordsfallet erhålls samma villkor som ovan utom att arbetstempot då enligt förutsättningarna bortfaller som hand— lingsparameter.

Av dessa villkor ser man att marginalvinsten Vi ej längre skall var lika med noll som i (4: 3) och (4: 4), då ingen hänsyn togs till kapitalet, utan i stället lika med rbj, dvs. lika med respektive parametrars marginella kapital- kostnad. Att så är fallet beror på att kapitalets nuvärde b, som framgår av (4: 40), utgör en funktion av de olika handlingsparametrarna.

Sålunda skall enligt (4: 41) gränsproduktiviteten med avseende på antalet arbetare vara lika med lönekostnaden per arbetare med tillägg för arbetarnas marginella kapitalkostnad. Vidare skall arbetstempots gränsproduktivitet vid tidlön ej längre vara lika med noll utan lika med kapitalets gränskostnad med avseende på tempot. Kapitalinsatsen åter skall, som (4: 41) visar, ut- sträckas till den punkt, där gränsproduktivitet och gränskostnad med avse- ende på kapitalet överensstämmer med varandra. Detta är det resultat man vanligen kommer fram till i ekonomisk teori, när man där studerar hur investeringarna bestäms. Som regel tänker man sig då att gränskostnaden är

1" I diskussionen här i Sverige under 1920-talet beträffande verkningarna av en arbetstidsför— kortning spelade spörsmålet om kapitalets brukningstid en väsentlig roll. Se exempelvis B. Ohlin, a. a. och G. Åkerman, a.a., Ekonomisk Tidskrift 1925.

• Sida 88
•  Original

identisk med räntefoten r, men enligt det här anförda betraktelsesättet mot- svaras denna kostnad här av rbk, i vilket uttryck bk på grund av kapitalets värdeminskning är större än ett.

För kapitalets användningstid slutligen reduceras maximivillkoret till bh =O, emedan h ej ingår i produktionsfunktionen och V,, som följd därav bortfaller. Deriveras då b med avseende på h, kan ifrågavarande villkor skrivas:

(4: 42) rc — ch = rb

För att vinstmaximum skall föreligga måste följaktligen kapitalets bruknings- tid utsträckas så långt att den marginella kapitalkostnaden med avseende på tiden, re —ch, blir lika med den över tiden genomsnittliga kapitalkostnaden rbl. Därest det här är fråga om mer än ett kapitalföremål, får h enligt förut- sättningarna uppfattas som ett genomsnittsmått på de olika föremålens bruk- ningstid.

Ur de angivna maximivillkoren är det nu möjligt att lösa företagets hand- lingsparametrar, vilka enligt villkoren bestäms simultant. Man får därvid i tidlönsfallet:

(4:43) j=j(w, t, 1). r) (j = n, z, Ir, h) och i ackordsfallet: (4:44) j=j(s, t. u, y, r) (j=n, k, 11)

Av dessa efterfrågefunktioner framgår att en förändring i exempelvis arbets- tidens längd påverkar inte blott arbetskraftens olika dimensioner utan även kapitalinsatsen och kapitalets brukningstid. I övrigt skiljer sig funktionerna ovan från de funktioner (4: 5) respektive (4: 6) som erhölls, när kapitalet som handlingsparameter helt försummades, blott därigenom att här räntan ingår bland bestämningsvariablerna.

Hur företaget då vid de olika löneformerna förändrar sina parametrar när bestämningsvariablerna förändras, anges av efterfrågefunktionernas par- tiella derivator. Uttryck för dessa derivator erhålls på vanligt sätt genom att maximivillkoren (4: 41) deriveras implicit med avseende på respektive variabler. Denna derivering görs i det följande under olika antaganden beträffande kapitalet, varigenom bättre möjlighet ges att belysa vilken betydel- se kapitalets olika egenskaper har för företagets handlande.

Först antas att kapitalet inte har någon begränsning i tiden, utan att det utgör en strömstorhet i likhet med övriga produktionsfaktorer. Detta kan sägas vara det fall som oftast studeras i produktionsteorin, när man där behandlar kapitalet som produktionsfaktor. Därefter förutsätts återigen att kapitalet har en begränsad tidsutsträckning, varvid företagets handlande jäm- förs med det fall då kapitalet betraktas som strömstorhet.

1 Ett liknande uttryck som detta kommer också E. Schneider fram till, a.a., s. 86—87.

• Sida 89
•  Original

C. Kapitalet som strömstorhet

Antagandet att kapitalet saknar begränsning i tiden innebär tydligen att det inte är utsatt för någon förslitning och att Skrotvärdet c som följd härav vid varje tidpunkt är lika med kapitalinsatsen k. Enligt (4: 40) blir då b lika med te och kapitalkostnaden i vinstfunktionen (4:39) följaktligen lika med rk. I maximivillkoren (4:41) bortfaller då också derivatan I)]- för samtliga j'n utom för j lika med k, i vilket fall ifrågavarande derivata nu blir lika med ett. Till skillnad från fallet då hänsyn tas till kapitalets tidsdimension är alltså här kapitalets gränskostnad identisk med räntan r. I (4: 41) utgår vidare helt villkoret motsvarandej lika med 11, eftersom produktionsperiodens längd i detta fall upphört att vara handlingsparameter för företaget.

Om nu de på så sätt erhållna maximivillkoren deriveras med avseende på de olika bestämningsvariablerna, får man i tidlönsfallet:

51,- (4:45) jw=tA (j=n,z,k)

. A - . (4:46) Jr=f (J =n, z, k)

. 1 . (4: 47) _] = _ Ä(qnvAnj + qszzj + quAkj) (] = nu Z, k)

. 1 . (4: 48) J: = — Ä[(qnt — w)Anj + q:lA:j + QRtAkj] (1 = 11» 1, k)

där A utgör determinanten: (4:49) A = iRiil (i och j= n, 2, I:)

i det tillräckliga villkoret för att (4: 41) skall motsvara ett maximum och A,,- cofaktorerna i samma determinant för elementen Rii' Motsvarande uttryck erhålls i ackordsfallet med undantag för att arbetstempot då förvandlas till bestämningsvariabel.

För att man utifrån dessa uttryck skall kunna ange tecknen för efterfråge- funktionernas derivator, måste man tydligen känna till tecknen för A och A,,- och därutöver för vissa derivator av produktionsfunktionen. I fråga om de förstnämnda storheterna säger de tillräckliga villkoren för maximum att A och A,,- för i =j skall vara mindre respektive större än noll. Tecknen för Aii' då i är skilt från j, kan däremot inte anges utan att speciella antaganden görs beträffande produktionsfunktionens form. Utvecklas de cofaktorer det här rör sig om, får man:

Anz = szq1m _ (IanRk Ank = (Iznqm _ (Izzqmi Ak: = anqmi _ anka

• Sida 90
•  Original

där det alltså framgår vilka antaganden som måste göras för att respektive cofaktor skall ha det ena eller det andra tecknet.

Av särskild betydelse i detta sammanhang är derivatan qkn, vilken anger hur kapitalets gränsproduktivitet marginalt är avhängig av antalet arbetare. Denna derivata har nämligen olika tecken beroende på om kapitalet år kom- plementärt eller supplementärt i förhållande till arbetskraften. Derivatan i fråga är således positiv vid komplementaritet, medan den vid supplemen- taritet är negativ. I verkligheten kan båda dessa fall förekomma och här skall också alternativt båda antagandena göras.2

För produktionsfunktionens Övriga derivator görs vissa entydiga och, som det förefaller, rimliga antaganden, gemensamma för båda de här nämnda fallen. Utom att qnn, ql, och qkk är negativa antas liksom tidigare att såväl an som q,z är mindre än noll, men att däremot gul och även (qm —w) är större än noll. Vidare förutsätts att den nytillkomna derivatan q,,Z på samma sätt som q": är negativ, dvs. att kapitalets gränsproduktivitet minskar med stigande arbetstempo. Kapitalet och arbetstempot skulle då alltså vara alternativa produktionsfaktorer. Derivatan qk, i sin tur tänkes i likhet med q”, vara positiv, innebärande att kapitalets gränsproduktivitet ökar när arbets- tiden förlängs. Detta antas gälla oavsett om kapitalet är komplementärt eller supplementärt i den tidigare angivna meningen. Återstår så derivatorna qnv, qm och (ha,, om vilka dock här inga speciella antaganden görs, emedan i realiteten det ena eller det andra antagandet förefaller lika rimligt.

Utifrån dessa antaganden ger uttrycken (4: 45—48) bestämda tecken för efterfrågefunktionernas derivator i det fall komplementaritet mellan kapital och arbetskraft råder. Likaså erhålls vid supplementaritet bestämda lösning- ar, om åtskillnad görs mellan svag och stark supplementaritet, varmed menas att an har ett numeriskt lågt respektive högt negativt värde.3

Vilka tecken efterfrågefunktionernas derivator då har i de olika fallen framgår av nedanstående tablå, vilken gäller inte blott för tidlön utan i tillämpliga delar även för ackordslön. Som denna tablå visar föreligger sam- ma tecken för de olika derivatorna vid komplementaritet som vid svag supplementaritet, medan tecknen vid stark supplementaritet som regel är ombytta. Här lägger man dock märke till att derivatorna nu, och k, är nega- tiva oberoende av förhållandet mellan kapital och arbetskraft. Beträffande derivatorna j, ser man att vid stark supplementaritet två alternativ kan före- komma, där 11, och Ir, i de olika alternativen har motsatta tecken. Enligt (4: 48) kan nämligen i det här fallet båda dessa derivator inte samtidigt vara negativa, utan en av dem måste vara positiv, vilket i gengäld båda kan vara. I övrigt märks här att ingenting sägs om hur stark eller svag supplementarite-

2 Denna uppdelning av kapitalet förekommer ofta i den ekonomiska litteraturen. Som exempel kan bland de tidigare nämnda arbetena nämnas G. Åkerman, a.a., Ekonomisk Tidskrift 1926 och G. Stoltz, a.a.,s. 91. 3 Även G. Stoltz, a.a.,s. 91, gör i samma mening som här en distinktion mellan stark och svag supplementaritet.

• Sida 91
•  Original

Komplementaritet samt svag

sup pl ement arit et Stark supplementaritet

it

iv Alt. 1 Alt. 2

— + — — + + — — + — i + + —

ten måste vara för att en viss derivata skall ha det ena eller det andra tecknet. Så t. ex. kan vid en viss grad av supplementaritet zu, på samma sätt som kw vara större än noll, men är supplementariteten tillräckligt utpräglad blir dock zw, som tablån visar, förr eller senare negativ.

En tolkning av tablån ger nu vid handen att en löneökning vid komplemen- taritet och svag supplementaritet leder till en minskning av såväl arbetaran- talet som kapitalinsatsen men däremot till en ökning av arbetstempot. Som följd av en lönestegring sker likaså vid supplementaritet, oavsett hur stark denna är, en minskning av antalet arbetare, medan däremot en ökning av kapitalinsatsen och en minskning av arbetstempot äger rum, förutsatt att supplementariteten är tillräckligt utpräglad. Av tablån framgår vidare att en ränteförändring vid komplementaritet och svag supplementaritet har sam- ma inverkan på de olika handlingsparametrarna som en löneförändring. Vid tillräckligt stark supplementaritet däremot innebär en räntestegring att sysselsättningen ökar och tempot liksom kapitalinsatsen minskar. Slutsatserna här beträffande företagets reaktioner med avseende på sysselsättning och kapital vid förändringar i lönen respektive räntan är tydligen de som man vanligen kommer fram till i produktionsteorin.

Ser man åter på hur en arbetstidsförändring i de olika fallen påverkar handlingsparametrarna finner man att om kapital och arbetskraft år kom- plementära eller svagt supplementära, så får en arbetstidsförkortning till följd att arbetarantalet och kapitalinsatsen minskar, medan arbetstempot ökar? Föreligger däremot en utpräglad supplementaritet mellan kapital och arbetskraft, kan en förkortning av arbetstiden i stället leda till en ökning av sysselsättningen och till en minskning av kapitalinsatsen eller tvärtom.5 Arbetstempot i sin tur kan i båda fallen Öka, men som framgår av tablån är det heller ingenting som hindrar att tempot minskar samtidigt med syssel— sättningen.

Av denna analys att döma modifieras genom införandet av kapitalet som produktionsfaktor de tidigare erhållna resultaten endast i det fall kapital och

4 Se t. ex. B. Ohlin, a.a., Ekonomisk Tidskrift 1925, s. 68—69, där det visas att realkapitalets lönsamhet genom en arbetstidsförkortning reduceras med en minskning av kapitalinsatsen som fOlgtlDenna skillnad mellan komplementaritets- och supplementaritetsfallen kommer också G. Stoltz fram till, trots att han inte tar någon hänsyn till arbetstempot, a.a., s. 91.

• Sida 92
•  Original

arbetskraft är utpräglat supplementära faktorer. Vid komplementaritet och svag supplementaritet överensstämmer med andra ord resultaten i fråga om lönens och arbetstidens inverkan på sysselsättning och tempo helt med resul- taten i det föregående. Tidigare gjordes dock alternativa förutsättningar beträffande uttrycket (qm — w), varigenom olika slutsatser framkom rörande arbetstidens betydelse för arbetarantal och tempo. Även här skulle dylika alternativa förutsättningar kunna göras, men då detta inte leder till andra resultat än tidigare, kan denna analys här utebli.

D. Kapitalet som stockstorhet

I motsats till ovan antas nu återigen att realkapitalet har begränsad tidsut- sträckning och att dess användningstid utgör en handlingsparameter för företaget. Därvid får som tidigare nämnts kapitalet tänkas vara utsatt för såväl tids- som bruksförslitning, vilka framträder olika starkt hos olika kapitalföremål.

Av betydelse i detta sammanhang är följaktligen funktionen för kapitalets skrotvärde, vilken funktion här för enkelhetens skull antas ha formen:

(4: 50) c=k—hkg(h, 1)

Till skillnad från fallet i (4: 38) tänkes här den procentuella förslitningen inte vara beroende av vare sig sysselsättning eller arbetstempo utan endast av kapitalets ålder och arbetstidens längd. Formeln täcker emellertid liksom tidigare såväl det fall, då både tids- och bruksförslitning förekommer, som det fall, då enbart den ena eller den andra formen föreligger.

Deriveras nu utifrån ovanstående funktion maximivillkoren (4: 41) med avseende på de olika bestämningsfaktorerna, erhåller man med bortseencle från arbetstidsförläggningen som bestämningsmoment följande derivator, uttryckta i samma storheter som i förra fallet, då kapitalets tidsdimension uteslöts:

. ., _ . Aki _ ._ 7 (4.513) _]w—Jw—mkEkkliw (_l—II, », IC) (4:51b) 1:.'..= —% :»

bhh (4: 52 a) j; =j, _ iw," + E,.kk.) ( j= n 2, k) A + EkkAkk ' ' (4: 52 b) 11; = _ i (bh, + black;) bhh (4: 53 a) j; =j. — ——A—(Em + En.-ko (i= 3.1.) A + EkkAkk

• Sida 93
•  Original

l : 3b 1'= -———— () +b Jc' (4 5 ) lt bhli( ht hl. 1)

(1 är

bkhbhk

(4: 54) Ek); =1' bhh

[) . (4: 55) E,... = rbhb'm” + 1 — bk — rbkr [

bkhbm

(4:56) Ek1= r bhh

—- I'bkt

Dessa uttryck gäller för fallet med tidlön, men motsvarande uttryck kan också beräknas för ackordsfallet, varvid arbetstempot som vanligt förvandlas till bestämningsfaktor för handlandet.

Som framgår av (4: 54—56) utgörs storheterna E bortsett från räntan r av olika derivator av kapitalets nuvärde b, så som detta värde definierats i(4:40). I fråga om de övriga uttrycken ser man att de här beräknade derivatorna av j skiljer sig från motsvarande derivator i (4: 45—48) genom en positiv eller negativ term. I övrigt framgår att de nytillkomna derivatorna av 11 innehåller skilda derivator av såväl b som k.

Genomförs här de olika deriveringarna av b finner man att bh,, är mindre än noll oavsett hur kapitalet är beskaffat med avseende på förslitningen. Enligt (4: 54) är då också storheten Ek,, negativ och likaså uttrycket A + Ekk Akk i (4: 51—53), emedan A, som tidigare framhållits, är mindre och Akk större än noll. Vidare finner man att såväl bkh som hk,, oberoende av hur kapitalet förslits, är mindre än noll, medan motsatsen gäller för bh,. Efter- som uttrycket 1 —bk —rb,,r i (4: 55), vilket kan visas, är positivt, följer då att Ek, alltid är större än noll. I fråga om bk, och bm slutligen konstaterar man att tecknet är positivt respektive negativt så snart bruksförslitning förekommer, vilket betyder att storheten Ek, enligt (4: 56) är negativ. Om däremot enbart tidsförslitning föreligger, blir de båda sistnämnda derivatorna lika med noll och därmed också Ek,.

Med kännedom om tecknen för de skilda derivatorna av b kan man nu utifrån (4: 51—53) se hur införandet av kapitalets tidsdimension påverkar företagets handlande. Liksom tidigare får man därvid skilja mellan de båda fallen, då kapitalet är komplementärt och supplementärt i förhållande till arbetskraften. I de ifrågavarande uttrycken ingår nämligen såväl eofaktorerna Aki som de respektive derivatorna av k, och dessa storheter har, som tidigare framgått, skilda värden beroende på hur kapitalet i nämnda avseende är beskaffat.

• Sida 94
•  Original

I nedanstående tablå anges sålunda för de olika fallen värdet på respektive derivator av j jämfört med motsvarande derivator, när kapitalet betraktas som strömstorhet. För att förståelsen av tablån skall underlättas har därvid tecknen för de senare derivatorna utsatts, varför talvärdet för dessa överallt är positivt. Dessutom återges i tablån värdet på derivatorna för den nytill- komna handlingsparametern h, vilka värden framräknats under förutsätt- ning av att derivatorna av k inte har bytt tecken genom införandet av kapi— talets tidsdimension.

Resultaten i tablån gäller oavsett om kapitalet är föremål för tids— eller bruksförslitning. Ett undantag utgör dock derivatorna med avseende på t, när k, vid stark supplementaritet är mindre än noll. I detta fall, dvs. alt. 2 i tablån, är det enbart fråga om tidsförslitning. Här kan nämligen respektive parentes i (4: 53a—b) ha såväl negativt som positivt tecken, så snart bruks- förslitning förekommer. Så är däremot inte förhållandet vid enbart tidsför- slitning, i vilket fall Ek, och bh,, som tidigare nämnts, är lika med noll och ifrågavarande parenteser sålunda större än noll.

Med ledning av tablån kan man nu se att vid förändringar i lönen och rän- tan införandet av kapitalets tidsdimension som regel för med sig en försvag- ning av tendenserna i företagets reaktioner jämfört med när kapitalet betrak- tas som strömstorhet. Så t. ex. försvagas i såväl komplementaritets- som supp- lementaritetsfallet tendensen till minskad sysselsättning vid en löneökning och likaså tendensen till minskad kapitalinsats vid en räntestegring. Att så är fallet är också rimligt därför att införandet av kapitalets tidsdimension som handlingsparameter ger företaget ytterligare en möjlighet att påverka kapitalets räntabilite-t. Det enda undantaget här utgör reaktionen med avseen- de på arbetstempot vid stark supplementaritet, i vilket fall benägenheten för tempot att minska vid en lönestegring i stället förstärks. Av tablån ser man vidare att kapitalets användningstid vid komplementaritet ökar och vid supp- lementaritet minskar när lönen stiger, under det att en ökning i båda fallen inträffar vid en stegring av räntan.6 Som tidigare framhållits gäller dock dessa senare slutsatser endast om kg och k', inte har ombytta tecken jämfört med kw respektive k,.

Även i fråga om företagets beteende inför förändringar i arbetstidens längd kan som regel en försvagning i reaktionerna från företagets sida konstateras. En arbetstidsförkortning leder sålunda vid komplementaritet och svag supp- lementaritet inte till lika stor minskning i sysselsättning och kapitalinsats eller

5 Resultatet här beträffande verkningarna av en ränteförändring kan jämföras med det resul— tat som man i den ekonomiska teorin erhåller, när man i motsats till här antar att det är produk- tionsvolymen som är beroende av tiden. Man kommer därvid fram till att den optimala produk— tionsperioden blir kortare, ju högre räntan är. Som bekant har K. Wicksell behandlat detta pro— blem med exempel taget från vinlagring, Föreläsningar i nationalekonomi, Häfte 1, Lund 1928, s. 170—183. Att produktionsperioden i detta fall förkortas, medan den i det fall som redogörs för i texten förlängs, utgör inga motstridiga resultat, eftersom produktionsperioden i ena fallet ses från intäktssidan och i andra fallet från kostnadssidan.

• Sida 95
•  Original

Komplementaritet samt svag

supplemen tari tet Stark supplementaritet

. . . i E I ; 1 ; J.,; Alt. 1 Alt. 2

(+H; >——n,,, >—nt (+H: >—Zt (——-Zw (—Zt >izt (+k, (+kw (+k, >—k, — — — +

till lika stor ökning i arbetstempot, när hänsyn tas till begränsningen i kapi- talets tidsutsträckning som i motsatt fall. Likaså försvagas vid stark supp- lementaritet, i det fall k, är större än noll, dvs. i alt. 1 , den ökning respektive minskning i sysselsättning och kapitalinsats som en arbetstidsförkortning för med sig, men däremot förstärks stegringstendensen hos arbetstempot. Kapi- talets användningstid åter förlängs enligt tablån både i detta fall och i kom— plementaritetsfallet vid en förkortning av arbetstiden, förutsatt då att k; fortfarande liksom k, är större än noll.7

Så långt gäller resultaten, som tidigare nämnts, oberoende av om kapitalet tids- eller bruksförslits. Skillnaden mellan dessa båda fall ligger endast däri att avvikelserna är olika stora från de förhållanden som råder då kapitalet betraktas som strömstorhet. Annorlunda är dock situationen, när stark supp— lementaritet råder och k, samtidigt är mindre än noll. Om bruksförslitning i det fallet förekommer, är det ingenting som hindrar att resultaten till och med blir de motsatta mot vad tablån anger. Vid enbart tidsförslitning avtar emel- lertid här enligt tablån företagets strävanden att minska antalet arbetare och öka kapitalinsatsen, när arbetstiden reduceras, medan öknings— eller minsk- ningstendensen hos arbetstempot minskar respektive ökar. Slutligen avtar i detta fall till skillnad mot tidigare kapitalets brukningstid vid en arbetstids- förkortning, om k; på samma sätt som k, har negativt värde.

5. Rationaliseringar

I analysen i det föregående har förutsatts att företaget vid given lön, ränta och arbetstid anpassar sina handlingsparametrar optimalt. Därefter har under— sökts hur företaget vid denna anpassning påverkas av förändringar i de

" Även Ohlin leds fram till att kapitalets brukningstid förlängs som följd av förkortad arbetstid. Denna förlängning i brukningstiden eller produktionsomvägen betyder sin i tur enligt Ohlin att kapitalets lönsamhet avtar. »Sammanfattande kan man således säga, att en produktionsomväg, som innebär investering i ett fast kapitalföremål, hårdare drabbas av arbetstidsförkortningen ju längre produktionsomvägen är.» a.a., Ekonomisk Tidskrift 1925, s. 69.

• Sida 96
•  Original

givna storheterna. Anpassningen har därvid antagits äga rum utan att några förändringar samtidigt inträffat i produktionsfunktionens form. Med andra ord har t. ex. sysselsättningen och kapitalinsatsen vid en förändring i arbets- tidens längd förutsatts variera inom ramen för en och samma produktions- funktion. Denna anpassning av handlingsparametrarna till de nya yttre förhållandena kan, om man så vill, betecknas som rationaliseringsåtgärder från företagets sida.

Förutsättningen om given produktionsfunktion behöver emellertid i verk- ligheten inte gälla, utan olika förändringar kan här mycket väl inträffa. Så är fallet även om hela kapitalinsatsen och arbetskraftens samtliga dimensioner redovisas som särskilda variabler i produktionsfunktionen.

De förändringar det här är fråga om får som regel antas gå i den riktningen att produktionsvolymen ökar vid given storlek på produktionsfaktorerna. Denna ökning kan exempelvis bero på tekniska förbättringar hos det real- kapital som ersätter det gamla, när detta utrangeras. Vidare kan anledningen vara att arbetarnas erfarenheter i arbetet ökar och att förbättrade arbets- metoder tillämpas. Dessutom är det möjligt att ökningen sammanhänger med olika slag av organisatoriska förbättringar inom företaget. Det är före- teelser av detta slag som här betecknas som rationaliseringar och alltså icke anpassningen inom en given produktionsfunktion.8

Rationaliseringar i denna mening kan till en del sägas höra samman med den tekniska och kunskapsmässiga utvecklingen. I nuet är företaget således hänvisat till den teknik och den kunskap som redan föreligger, men allt eftersom tiden går tillkommer nya möjligheter för rationaliseringar. Emeller- tid får man tänka sig att företaget ej ständigt har möjlighet att befinna sig i nivå med utvecklingen, utan att som regel en viss eftersläpning förekommer. Särskilt tydligt kommer detta till uttryck i samband med investeringar i realkapital, i vilket fall företaget under hela den tid kapitalet i fråga används är bundet vid den teknik som detta representerar.

Denna eftersläpning kan företaget öka eller minska genom förändringar i rationaliseringsgraden, men de åtgärder det här rör sig om är förenade med vissa kostnader för företaget. Genom att exempelvis i hastigare takt omsätta beståndet av realkapital har företaget möjlighet att påskynda rationalise- ringarna, om blott företaget är villigt att ikläda sig de kostnader som är före— nade härmed. Likaså kan rationaliseringstakten ökas genom att större ansträngningar läggs ned på studier av arbetsmetoder, varvid företaget endast har att betala de kostnader som dylika studier för med sig.

I sin strävan att maximera vinsten får företaget på så sätt även när det gäller rationaliseringsåtgärder väga intäkter och kostnader mot varandra. För rationaliseringarna kan följaktligen liksom för de vanliga produktionsfak-

9 Hithörande problem behandlas av exempelvis E. Lundberg, a.a., kap. 6, där ifrågavarande fenomen benämns ren produktivitetsstegring. Se även G. Åkerman, Om den industriella rationa- liseringen och dess verkningar, särskilt beträffande arbetarsysselsättningen, SOU 1931: 42, och L. Nabseth, a.a., kap. 5.

• Sida 97
•  Original

torerna en optimipunkt antas föreligga, vilket innebär att en viss eftersläpning i utvecklingen kan vara fullt rationell. Rationaliseringarna är med andra ord inte enbart ett resultat av utvecklingen, utan de är också föremål för ett val från företagets sida.

I denna valsituation förekommer olika faktorer som påverkar rationalise- rinvstakten och därmed också företagets övriga handlingsparametrar. Den tekniska och kunskapsmässiga utvecklingen utgör här själv en av bestäm— ningsfaktorerna. Så t. ex. kommer inverkan av denna faktor förmodligen till uttryck bl. a. i realkapitalets brukningstid, i det att denna förkortas allt mera, ju högre utvecklingstakten är. Till de rationaliseringsbestämmande faktorerna hör också på samma sätt som när det gäller anpassningen inom en given produktionsfunktion de anställdas löner samt arbetstidens längd och förläggning.

Som följd av en arbetstidsförkortning kan sålunda en ny produktionsteknik introduceras, en teknik som tidigare inte bedömdes som lönande. Likaså är det troligt att förkortningen av arbetstiden leder till förändringar i arbetets organisation. Företaget kan t. ex. om möjligt öka omfattningen av skiftgång, varigenom minskningen i realkapitalets utnyttjningsgrad på grund av för- kortningen motverkas. Vidare är det sannolikt att en arbetstidsförkortning utgör ett incitament för företaget att intensifiera metodstudierna. Utan att öka arbetstempot har företaget på så sätt möjlighet att helt eller delvis undvika den minskning i produktionsvolymen som förkortningen i sig själv innebär. För övrigt bör här nämnas att också arbetarna själva vid en förkortning av arbetstiden kan ta initiativ till förbättrade arbetsmetoder. Detta gäller då särskilt när ackordslön utgår, i vilket fall arbetsresultatet har ett direkt in- flytande på arbetarnas inkomst.

Denna fråga om hur en förkortning av arbetstiden påverkar rationalise- ringarna skall emellertid här inte närmare beröras. Frågan aktualiseras ånyo vid den statistiska undersökningen i det följande rörande sambandet mellan produktion och arbetstid. Därvid tänkes nämligen förkortningen ha infly— tande på produktionen inte blott via arbetstempot utan även via rationali- seringarna.

• Sida 98
•  Original

KAPITEL 5

Förkortningens verkningar på produktionen

1. Undersökningens karaktär och uppläggning

Mot bakgrunden av den teoretiska analysen i de föregående kapitlen skall här en statistisk redogörelse lämnas beträffande verkningarna av den under åren 1958—1960 genomförda förkortningen av arbetstiden från 48 till 45 timmar per vecka. I första hand kommer därvid verkningarna på produk- tionsvolymen att studeras, medan verkningar som rör timförtjänst, övertid och frånvaro, redovisas i nästkommande kapitel. Vidare kan nämnas att undersökningen inte omfattar alla de områden av näringslivet som berörts av arbetstidsförkortningen utan endast den egentliga industrin.

Enligt den teoretiska analysen i det föregående är produktionen i ett företag till sin storlek direkt beroende av arbetstidens längd. Om denna minskar, kommer under i övrigt oförändrade förhållanden även produktionsvolymen att minska. Vid en förkortning av arbetstiden påverkas produktionsvolymen emellertid också, som tidigare visats, indirekt via övriga faktorer som har med produktionen att göra. Förkortningen kan sålunda leda till förändringari såväl arbetstempot, sysselsättningen, insatsen av realkapital som i rationali- seringstakten. Alla dessa indirekta verkningar återspeglas i företagets ut- budsfunktion. Trots detta skall dock denna funktion inte här läggas till grund för den statistiska undersökningen utan i stället företagets produktionsfunk— tion, där arbetstidens längd, arbetarantalet och kapitalinsatsen betraktas som produktionsfaktorer. Av de indirekta verkningarna kommer därigenom endast verkningarna via arbetstempot och rationaliseringarna att belysas. Dessa teoretiska utgångspunkter för undersökningen kommer i det följande närmare att redogöras för.

Det samband som på så sätt antas råda mellan produktionsvolymen och de angivna produktionsfaktorerna beräknas statistiskt med hjälp av regres- sionstekniken. Observationsmaterialet utgörs därvid av relativa förändringar i de ifrågavarande storheterna från ett år till ett annat för olika företag. Utom dessa tvärsnittsdata används också en kombination av tvärsnitts- och längd- snittsdata genom att förändringar med olika tidsdatering för ett och samma företag observeras. Beträffande förändringen i arbetstidens längd är emeller- tid skillnaden relativt liten såväl mellan olika företag som mellan olika tids— perioder. På grund härav har tekniken med betingad regression tillgripits

• Sida 99
•  Original

för att standardavvikelsen för regressionskoefficienten rörande arbetstiden skall nedbringas. För den här angivna statistiska metoden skall också i det följande en mera ingående redogörelse lämnas.

Därefter redovisas vilka statistiska mått som använts i undersökningen och hur variablerna i regressionsekvationen utifrån dessa mått har beräknats. De statistiska data som är erforderliga för analysen har till en del insamlats genom olika enkäter bland ett urval industriföretag. Dessutom har data er- hållits genom att uppgifterna i enkäterna för varje särskilt företag komplet- terats med uppgifter från såväl industristatistiken som lönestatistiken.

Utifrån det på så sätt insamlade materialet har regressionsberäkningar utförts inte blott för industrin i sin helhet utan även för olika grupper av företag. Avsikten med denna gruppering har varit att se huruvida någon skillnad föreligger mellan företagen i fråga om produktionsfunktionens form. Dessutom har grupperingen gjorts i syfte att undersöka om det i materialet föreligger någon skiktningseffekt som snedvrider resultaten av beräkningarna.

Sedan denna fråga om materialets gruppering redogjorts för redovisas resultaten av undersökningen, varvid industrin i sin helhet först behandlas och därefter de olika företagsgrupperna. De regressionskoefficienter som här återges har karaktären av partiella elasticiteter av produktionsvolymen med avseende på respektive produktionsfaktorer. I enlighet härmed anger exem- pelvis koefficienten för arbetstiden antalet procent varmed produktions- volymen förändras, när arbetstiden under i övrigt oförändrade förhållanden förändras med en procentenhet. Beträffande resultatens karaktär i övrigt skall här betonas att det endast är de kortsiktiga verkningarna på produk- tionen som kommer fram vid beräkningarna. Detta hänger samman med att de data som regressionsberäkningarna grundar sig på utgör förändringar blott mellan två på varandra följande år.

Kapitlet avslutas med en redogörelse för tidigare utförda statistiska under- sökningar såväl här i landet som utomlands rörande sambandet mellan arbets- tid och produktion. Därvid tas i betraktande både de undersökningar som avser förändringar av arbetstiden i enstaka företag och sådana som rör mera allmänna arbetstidsförkortningar. Att siffermässigt jämföra resultaten från dessa undersökningar med resultaten i föreliggande arbete har dock visat sig svårt, varför jämförelserna fått inskränka sig till att avse blott tendenser.

2 . Teoretiska utgångspunkter

A. Det sökta sambandet

Utifrån en given produktionsfunktion har tidigare i den teoretiska analysen företagets efterfrågefunktioner med avseende på olika produktionsfaktorer härletts för det fall fri konkurrens råder på såväl produkt- som faktormark— naderna. Denna analys kan nu föras vidare, i det att efterfrågefunktionerna

• Sida 100
•  Original

substitueras för motsvarande variabler i produktionsfunktionen, varvid företagets utbudsfunktion för de färdigställda produkterna erhålls.

Liksom produktionsfunktionen innehåller denna utbudsfunktion bl. a. arbetstiden som argument, men till skillnad från produktionsfunktionen ut- trycker den det totala sambandet mellan produktion och arbetstid. Enligt den ifrågavarande funktionen förändras nämligen produktionsvolymen inte blott direkt genom att arbetstiden förändras utan även indirekt genom att arbetstiden påverkar exempelvis företagets sysselsättning och kapitalinsats. På grund av detta indirekta samband motverkas möjligen den minskning i produktionsvolymen som en arbetstidsförkortning i sig själv ger upphov till.

Skall man då undersöka hur en arbetstidsförkortning totalt påverkar pro- duktionsvolymen i ett företag, måste man tydligen utgå från utbudsfunktionen i den här angivna meningen. Emellertid är det tvivelaktigt om detta låter sig göras vid en empirisk undersökning, därför att utbudsfunktionen enligt sin härledning förutsätter att företaget ständigt är optimalt anpassat till de yttre förhållandena, vilket i verkligheten antagligen inte alltid är fallet. Därtill kommer att funktionen i fråga till sin form är avhängig av den marknads— situation som företaget befinner sig i på såväl produkt— som faktormarkna- derna.

I stället för företagets utbudsfunktion kommer därför vid den statistiska undersökningen här produktionsfunktionen att utnyttjas, trots att man däri- genom principiellt blott kan komma åt de partiella verkningarna av en arbets- tidsförändring.1 Den funktion som då använts antas ha utseendet:

(5:1) q=q(t,n,k)e”

Som förut motsvarar här I arbetstidens längd, 11 antalet arbetare och I: kapitalinsatsen, medan 0" utgör en trendfaktor, där 1 betecknar tiden och I den relativa förändringen av produktionsvolymen, när !, n och Ir är oföränd- rade. I storheten I återspeglas följaktligen det tekniska och organisatoriska framåtskridandet i företaget, dvs. rationaliseringarna. Dessutom är I till sin storlek beroende av konjunkturläget, i den mån konjunkturen påverkar arbetskraftens och realkapitalets kapacitet. På grund av eftersläpningeni investeringarnas verkningar avspeglas i I också verkningarna av de investe- ringar som företaget utfört under tidigare perioder.

Gentemot fallet i de förut återgivna produktionsfunktionerna betraktas i funktionen ovan arbetstempot inte som en särskild variabel och ej heller förläggningen av arbetstiden. Dessa storheter återfinns nu i stället bland de faktorer som bestämmer formen av produktionsfunktionen. Att arbets- tempot på så sätt ingår i funktionsformen innebär att olika funktioner gäller beroende på om arbetskraften betalas efter tidlön eller ackordslön. Som tidi- gare framgått får nämligen bestämningen av arbetstempot tänkas ske på olika

1 Denna ansats är i regel också den som tidigare tillämpats vid försök att belysa arbetstids— förändringars verkningar. Se närmare härom i sista avsnittet i detta kapitel.

• Sida 101
•  Original

sätt allt efter den löneform som råder. Vidare är att märka att funktionsformen också bestäms av sådana rationaliseringar som helt betingas av förändringar i arbetstidens längd. Den relativa förskjutningen av produktionsfunktionen påverkas således inte av dessa rationaliseringar, utan en dylik påverkan utövar enbart övriga rationaliseringar.

Sambandet enligt funktion (5: 1) mellan produktion och arbetstid är på så sätt beroende av hur exempelvis arbetstempot och rationaliseringarna förändras vid en förändring av arbetstiden. Däremot är sambandet inte beroende av hur en arbetstidsförändring inverkar på sysselsättningen och kapitalinsatsen, eftersom båda dessa storheter redovisas som särskilda vari- abler. Man har följaktligen utifrån ovanstående funktion ingen möjlighet att undersöka de verkningar som går via sysselsättning och kapitalinsats. En fördel med funktionen är dock att man med hjälp av densamma kan studera hur de båda nämnda produktionsfaktorerna vid sidan av arbetstiden var för sig inverkar på produktionsvolymen.

B. Cobb-Douglas-funktionen

För att produktionsfunktion (5: 1) statistiskt skall kunna beräknas måste emellertid dess utseende närmare preciseras. Därvid har följande typ av funktion valts:

(5: 2) ' q = Atanbkccl',

dvs. funktionen tänkes ha karaktären av en Cobb-Douglas-funktion. Stor- heterna A, a, b och c utgör konstanter, vilka bestämmer formen av produk- tionsfunktionen, medan i, n och k har samma innebörd som tidigare och likaså trendfaktorn el'.

Av de angivna konstanterna är a, b och 0 att betrakta som elasticiteter av q med avseende på t, 11 respektive k. Så t. ex. anger a antalet procent som q förändras med, när i förändras med en procent samtidigt som n och I: är oför- ändrade och I är lika med noll. I enlighet härmed kan a tolkas som ett måttpå hur mycket en förändring av arbetstiden påverkar produktionsvolymen. På samma sätt mäter b och c verkningarna på produktionsvolymen av föränd- ringar i sysselsättning respektive kapitalinsats. Slutligen anger (a—l) och (b—l) hur arbetstid och sysselsättning påverkar produktiviteten (produk- tion per timme), vilket man omedelbart ser om båda leden i funktionen divi- deras med ut.

När man i den ekonomiska litteraturen statistiskt beräknar produktions- funktionens form, utgår man ofta från den här återgivna funktionen.2

2 Som exempel på den ytterst rikhaltiga litteraturen på detta område kan nämnas: C. W. Coob and P. H. Douglas, A Theory of Produktion, The American Economic Review, March 1928, E. H. Phelps—Brown, The Meaning of the Fitted Cobb—Douglas Function, The Quarterly Journal of Economics, November 1957, R. M. Solow, Technical Change and the Aggregate Production Function, The Review of Economics and Statistics, August 1957, M. NV. Reder, Alternative Theories of Labors' Share, The Allocation of Economic Resources, Essays in Honor of Francis Haley, Stanford 1959, 0. Aukrust og J. Bjerke, Realkapital og Qkonomisk vekst 1900—1956, Artikler fra Statistisk Sentralbyrå, nr 4,0510 1958, E. Lundberg, Produktivitet och räntabilitet, Stockholm 1961, K. G. Jungentelt, Produktivitet och kapitalmängd inom den svenska industrin under efterkrigstiden, Svensk ekonomi 1960—1965, SOU 1962: 11.

• Sida 102
•  Original

Emellertid tar man därvid som regel inte med arbetstidens längd bland de förklarande variablerna utan enbart antalet arbetare och kapitalinsatsen. Samtidigt förutsätter man ofta att summan av elasticiteterna med avseende på dessa båda produktionsfaktorer är lika med ett.3 Detta innebär att om produktionsfaktorerna betalas efter sina respektive gränsproduktiviteter, så kommer elasticiteterna att ange den relativa inkomstfördelningen mellan faktorerna. Vidare innebär förutsättningen att båda faktorerna har avtagande avkastning, dvs. att den partiella derivatan av andra ordningen av q med avseende på 11 och Ir är mindre än noll. Detta är också det villkor som man i teoretiska sammanhang vanligen ställer på formen av en produktionsfunk- tion.

En dylik restriktion skulle man i princip också kunna lägga på funktionen ovan, alltså att elasticiteterna b och c tillsammans är lika med ett. Däremot skulle det sakna mening att även låta elasticiteten a ingå i restriktionen, efter- som arbetstidens längd blott utgör en annan dimension av arbetskraften än antalet arbetare. I detta sammanhang kommer dock ingen restriktion alls att läggas på produktionsfunktionen. Uppgiften här är nämligen i första hand inte att fastställa inkomstfördelningen mellan produktionsfaktorerna utan i stället att beräkna verkningarna av förändringar i dessa faktorer. Detta hind- rar dock inte att summan av b och c vid beräkningarna håller sig i närheten av ett, innebärande att den avtagande avkastningens lag gäller.

Variablerna i funktion (5: 2) utgör absoluta storheter, men här skall i den statistiska undersökningen beräkningarna grundas på variabler, som i stället motsvarar relativa förändringar genom tiden. Det samband som då föreligger får man genom att den återgivna funktionen differentieras, varefter båda leden divideras med q:

(5:3) q'ldq=at*1dt+bn"1dn+ck—1dk+ld1:

Den så erhållna ekvationen antas gälla approximativtvid ändliga förändringar av t, 11, I: och ?, vilket innebär att de olika differentialerna kan tolkas som differenser. Dessa differenser tänkes avse förändringar mellan två på varand— ra följande tidsperioder. Definitionsmässigt antar då dt värdet ett, och följaktligen kan funktion (5: 3) skrivas:

(5:4) y=ax+bu+cv+l,

där a, b, c ochI utgör konstanter av samma innebörd som i (5: 2), medan y, x, u och v är variabler, motsvarande den relativa förändringen i produk— tionsvolym, arbetstid, arbetarantal respektive kapitalinsats.

Med detta uttryck har således ett samband över tiden erhållits mellan för- ändringar i produktionsvolymen å ena sidan och förändringar i de olika produktionsfaktorerna å den andra. Sambandet är linjärt och bestäms av de partiella elasticiteterna a, b och c, medan I motsvarar de produktionsför—

** Se t. ex. R. M. Solow, a. a., s. 313, E. Lundberg, a. a.,s. 125 och K. G. Jungenfelt, a. a., s. 187.

• Sida 103
•  Original

ändringar som ej kan återföras på någondera av produktionsfaktorerna. Därmed har också det teoretiska samband erhållits som här skall läggas till grund för den statistiska undersökningen, varvid uppgiften är att fastställa storleken av de angivna konstanterna.

3. Den statistiska metoden A. Regressionsförfarandet

I enlighet med sin definition förklarar ekvation (5: 4) hur produktionsvolym- en i ett företag förändras vid förändringar i arbetstid, sysselsättning och kapitalinsats. Detta innebär att ekvationen kan uppfattas som ett regressions- samband, där y är effektvariabel och ac, a och v orsaksvariabler. För det izte företaget har man då följande regressionsekvation:

(5:5) yi=axi+bui+cvi+l+zi (i=1,2...s)

där zl- utgör skillnaden mellan det observerade värdet på g för det ifrågava- rande företaget och det teoretiska värdet enligt (5: 4).

Om nu de faktiska värdena på variablerna i denna ekvation observeras för ett antal, 3, företag, kan konstanterna i ekvationen beräknas med hjälp av minsta—kvadrat-metoden.4 De på så sätt erhållna värdena på regressions— koefficienterna a, b och c samt storheten [ överensstämmer med de sökta teo— retiska värdena, därest residualerna zi är okorrelerade med orsaksvariablerna i regressionsekvationen. Detta villkor, som innebär att residualerna inte döljer någon kausal faktor, förutsätts här tills vidare vara uppfyllt.

För att nämnda regressionsteknik skall kunna tillämpas måste dessutom orsaksvariablerna ha en tillräckligt stor spridning, vilket i det här fallet be- tyder att produktionsfaktorerna till en viss grad måste ha förändrats olika mellan olika företag. I annat fall får nämligen de beräknade koefficienterna alltför stora standardavvikelser, innebärande att de slumpmässigt kan kom— ma att skilja sig helt från de teoretiskt riktiga koefficienterna. Detta villkor beträffande spridningen uppfylls inte av variabeln x, dvs. den procentuella förkortningen av arbetstiden varierar inte tillräckligt starkt mellan olika företag. På grund härav går det inte att tillämpa regressionstekniken direkt på ekvation (5: 5), utan man måste välja en metod som ställer mindre krav på spridningen av ac.

Ett sätt som man då skulle kunna tillämpa är att man i (5: 5) insätter ett givet värde på I och betraktar ekvationen som en betingad regression.5 Oberoende av hur stor spridning 3: har, kan a på så sätt beräknas liksom de

* Denna metod har ofta använts vid statistiska beräkningar av konstanterna i Cobb-Douglas- funktionen, även om man därvid som regel utgått från tidsseriedata och inte som här från tvär- snittsdata av typen relativa förändringar. Jfr t. ex. 0. Aukrust og J. Bjerke, a. a.

5 Beträffande tekniken med betingad regression se t.. ex. H. Wold, Efterfrågan på jordbruks- produkter och dess känslighet för pris- och inkomstförändringar, SOU 1940: 16.

• Sida 104
•  Original

båda övriga regressionskoefficienterna, förutsatt att spridningen av u och 1) är tillräckligt stor.

Metoden med betingad regression går ut på att den koefficient fixeras, vars variabel är starkt korrelerad med någon av de övriga orsaksvariablerna i regressionsekvationen.6 Härigenom ges möjlighet att särskilja verkningarna på effektvariabeln från var och en av orsaksvariablerna. I detta fall består problemet dock inte i att det mellan orsaksvariablerna föreligger någon högre grad av korrelation. Problemet här är i stället att erhålla skilda värden på azel- och I, vilket sammanhänger med att xi varierar blott obetydligt från ett före- tag till ett annat. På så sätt går det ej att beräkna a genom att man i stället för I ger t. ex. c ett givet värde, utan I utgör den storhet som måste fixeras.

I princip är det detta betingade regressionsförfarande som i föreliggande undersökning kommit till användning. Problemet har därvid varit att erhålla det värde på I som skall ingå i regressionsekvationen.

Detta problem har lösts så att a i ekvation (5: 5) satts lika med b, varefter medelvärdena för ekvationens variabler bildats. Ekvationen har därmed erhållit följande lydelse:

(5:6) y=b53 +bi'1 +cö +I,

där storheterna med streck över betecknar variablernas medelvärden. Ur denna ekvation har sedan I lösts ut:

(5:7) I=_i]—ba?—bZt—cö,

vilket uttryck antagits vara approximativt lika med I i ekvation (5: 5). Förutsättningen här är följaktligen att en förändring i totala antalet utförda arbetstimmar genomsnittligt sett för ett antal företag betyder lika mycket för produktionsvolymen, oavsett om det är arbetstiden eller arbetarantalet som förändras. Det på så sätt härledda värdet på I har därefter insatts i (5: 5), varvid följande ekvation erhållits: (5:8) yi—y=axi+b(ui—å—£)+c(vi—i))+zi,

vilket är den ekvation, som i stället för (5: 5) lagts till grund för regressions- beräkningarna. De olika regressionskoefficienterna har därvid kunnat skattas direkt, medan I däremot erhållits ur (5: 7) först efter det att nämnda skatt- ning utförts. Hur ovanstående ekvation förhåller sig till den obetingade ekvationen (5: 5)

ser man om den senare skrivs: (5:9) yi—y=a(xi—£)+b(ui—å)+c(vi—5)+zi

I normalekvationerna för denna ekvation liksom för den betingade ekvatio- nen (5: 8) kommer variablernas kvadratsummor att dominera, om varia-

5 Se H. Wold, a. a., s. 58—64.

• Sida 105
•  Original

blerna har tillräckligt stor spridning. Under sådana förhållanden ger då tyd- lige-n vid en regressionsberäkning den betingade ekvationen samma resultat som den obetingade. Vidare framgår här att överensstämmelsen mellan de båda ekvationerna ökar, ju mindre skillnaden är mellan (i och b och ju mindre ; skiljer sig från noll.

Ser man nu på det material som föreligger här visar det sig att både it och v har så stor spridning att skattningen av b och c praktiskt taget ger samma resultat, oavsett vilken av de båda ekvationerna man utgår ifrån. I fråga om .vc däremot är som tidigare nämnts spridningen relativt liten, varför skattningen av (1 enligt (5: 8) ej nödvändigtvis blir densamma som enligt (5: 5), om det riktiga värdet på I hade kunnat insättas där.

Hur (1 då förhåller sig i de respektive ekvationerna finner man om de gemensamma värdena på b och c insätts i (5: 8) och (5: 9), varefter a härleds ur båda ekvationerna. Därvid får man, om a i (5: 8) betecknas med a':

(5:10) '=a+(b—a)äzZ;%i

I detta uttryck har faktorn Ein/Zå alltid ett positivt värde varierande mellan noll och ett. Som följd härav är a' större eller mindre än a beroende på vilket tecken (b _a) har. År 0 således mindre än b, kommer a' att ha ett högre värde än a, medan motsatsen gäller, därest a är större än b. Detta innebär i sin tur att om a' visar sig överstiga b, så gör a det också och tvärtom. Över- eller underskattningen av a' blir dock mindre ju lägre värde 521fo har, dvs. ju större spridningen av a: är. I det fall den angivna faktorn är lika med noll kommer tydligen a' helt att överensstämma med a. När faktorn åter har värdet ett, dvs. när av helt saknar spridning, får man däremot ingen över- ensstämmelse alls mellan a' och (1, utan a' blir då i stället lika med b.

Skattningen av a utifrån (5: 8) innebär i enlighet härmed en viss approxi— mation när :c, som fallet är här, har en relativt liten spridning. Storleken av" denna approximation vid given spridning av ;t bestäms av i vilken ut- sträckning a i (5: 5) skiljer sig från b. Rent teoretiskt kan dock dessabåda koefficienter förväntas ha ungefär samma storleksordning, varför approxi- mationen får anses vara av begränsad storlek. Detta är också anledningen till att just b valts som värde på a vid bestämningen av I i (5: 5). Dessutom är att märka att om a och b teoretiskt skiljer sig från varandra, så kommer a i (5: 8) alltid att avvika från b åt samma håll som det teoretiska värdet. Fördelen med den här angivna metoden är emellertid att standardavvikelsen för a nedbringas, innebärande att slumpmässiga faktorer får mindre infly- tande på beräkningarna.

B. Tvärsnitts- och längdsnittsdata Som tidigare nämnts är variablerna i den grundläggande regressionsekvatio- nen definierade som relativa förändringar från en period till en annan. De

• Sida 106
•  Original

förändringar som då statistiskt observerats utgörs av förändringarna mellan olika är under den tid arbetstiden förkortades från 48 till 45 timmar per vecka. Observationer har således gjorts för förändringarna mellan de olika åren under perioden 1957—1960. På så sätt har skilda regressionsberäkningar kunnat utföras för vart och ett av de tre förkortningsåren 1958, 1959 och 1960.

Dessa beräkningar bygger alltså på tvärsnittsdata från ett antal företag, vilka data motsvarar förändringar mellan två på varandra följande år. Emellertid är detta inte det enda slag av tvärsnittsdata som kunde ha lagts till grund för regressionsberäkningarna. Man skulle t. ex. ha kunnat uttrycka variablerna i regressionsekvationen som logaritmer i stället för relativa för- ändringar, varigenom man fått utgå från förhållandena i företagen under ett och samma år. Även i detta fall skulle skilda regressionsberäkningar ha kunnat utföras för vart och ett av de år arbetstiden förkortades. Förutsätt- ningen för denna metod är då att produktionsfaktorerna till sin storlek är olika i olika företag och inte som i föregående fall att förändringarna av faktorerna är olika.

En fundamental skillnad mellan dessa båda typer av tvärsnittsdata är att de återspeglar olika verkningar med avseende på tidsinriktningen. De data som motsvarar förändringar mellan två närliggande tidsperioder utvisar således kortsiktiga verkningar, medan de som avser en och samma period ger uttryck för mera långsiktiga sådana. I det senare fallet får nämligen skill- naden mellan företagen tänkas vara resultatet av en anpassningsprocess som pågått under en längre tidsperiod. På grund härav ger dessa båda slag av data vid en regressionsberäkning ej samma resultat, såvida inte verk- ningarna på kort och lång sikt sammanfaller med varandra. Med andra ord svarar de angivna typerna av data mot olika slag av frågeställningar, och i föreliggande undersökning rör det sig alltså om de kortsiktiga verkningarna.

Att tvärsnittsdata avseende en och samma tidsperiod inte använts här beror på att man med dylika data får ett direkt samband mellan orsaksvariablerna i regressionsekvationen å ena sidan och företagens storlek å den andra. Om stora och små företag då har olika produktionsfunktioner, kommer residualen i regressionsekvationen att vara korrelerad med orsaksvariablerna. Under sådana förhållanden föreligger en skiktningseffekt i materialet, vilket betyder att de skattade värdena på regressionskoefficienterna inte överensstämmer med de sökta teoretiska värdena.7 En dylik effekt uppstår däremot inte lika lätt, om man utgår från data som har karaktären av relativa förändringar från ett år till ett annat, eftersom dessa förändringar inte med nödvändighet samvarierar med företagsstorleken.8

7 För en närmare analys av skiktningseffekten se t. ex. H. Wold, a. a., s. 68—73. 3 I den statistiska teorin framhålls också ofta svårigheten med att tillämpa tvärsnittsdata som inte har formen av relativa förändringar över tiden. Jfr t. ex. L. R. Klein, A Teztboak of Econo— metrics, New York 1953. »There is general feeling that attempts to get homogeneity are even more urgent in cross section studies; therefore, we may be faced with the necessity of using more variables in such studies than in more familiar time series studies.» s. 212.

• Sida 107
•  Original

Begressionskoefficienterna har emellertid utifrån angivna typ av data inte skattats enbart för varje särskilt förkortningsår utan även för de två första åren och för samtliga tre år sammanslagna. Därvid har det värde på I som enligt ekvation (5: 7) gäller för varje särskilt år insatts i ekvation (5: 5) för det ifrågavarande året. Sammanslagningen har sedan tillgått så att normal- ekvationerna motsvarande ekvation (5: 8) för respektive år lagts ihop till ett enda system. Först har alltså normalekvationerna för åren 1958 och 1959 slagits samman och sedan ekvationerna för åren 1958, 1959 och 1960. Att detta förfaringssätt med olika värden på I för skilda år valts beror på att man på så sätt eliminerar risken för att I vid sammanslagningen skall vara korrelerad med orsaksvariablerna. Mellan olika år kan nämligen dessa variabler och storheten I samvariera på grund av en gemensam orsaksfaktor, exempelvis konjunkturväxlingen.

Denna sammanslagning medför att ett och samma företag mer än en gång ingår i de observationer som regressionsberäkningarna grundar sig på. Observationerna har då olika tidsdatering, varför regressionsberäkningarna här kan sägas vila på en kombination av tvärsnitts- och längdsnittsdata.

De värden på koefficienterna som ett dylikt material ger är tydligen att betrakta som genomsnitt för de år som materialet omfattar. Så t. ex. anger a vid sammanslagningen av samtliga tre år hur arbetstidsförkortningen verkat på produktionsvolymen genomsnittligt sett under hela förkortningsperioden. Koefficienterna är vidare i detta fall på grund av ökningen av antalet obser- vationer förenade med en mindre standardavvikelse än koefficienterna för varje enskilt år och är följaktligen i denna mening säkrare. I fråga om a gäller dessutom att den tidigare omtalade approximationen minskar i och med sammanslagningen. Genom denna ökar nämligen spridningen av x beroende på att arbetstidsförkortningen under respektive år i viss mån ut- tagits i olika takt inom olika företag.

4. Det statistiska materialet A. De statistiska måtten

Som tidigare nämnts har effektvariabeln g i regressionsekvation (5: 5) definierats som produktionsvolymens procentuella förändring från ett år till ett annat. I den statistiska analysen har då som mått på produktionsvoly- men använts företagens uppgifter om saluvärdet, varvid detta värde för 1958 uttryckts i 1957 års priser, för 1959 i 1958 års priser och för 1960 slutligen i 1959 års priser. På så sätt har g erhållits enligt formeln:

(5111) y = Q; 1(QJ — Oo).

• Sida 108
•  Original

där Q,, och Q1 motsvarar företagets saluvärde under de två på varandra följande åren och I den prisindex som saluvärdet deflaterats med.9

Vid beräkningen av orsaksvariabeln :c, alltså den relativa förändringen av arbetstidens längd mellan två år, har för ett visst företag följande formel använts:

(5:12) ac = 15101 — ta),

i vilket uttryck to och 11 utgör den ordinarie veckoarbetstidens längd i genom- snitt under de två ifrågavarande åren. Om denna arbetstid i ett företag varie- rat mellan olika arbetarkategorier, har den för företaget genomsnittliga arbets- tiden beräknats med arbetarantalet i de olika kategorierna under det första året som vikter.

I orsaksvariabeln 11, som utgör den procentuella förändringen av arbetar- antalet mellan två år, har arbetarantalet i företaget under ett visst år bildats utifrån totala antalet utförda arbetstimmar enligt uttrycket:

(5:13) n=mi—1j—1,

där I: utgör antalet arbetstimmar inkl. övertiden,10 ! som vanligt veckoarbets- tiden och j antalet arbetsveckor under året, vilket antal antagits vara oför- ändrat år från år. Detta uttryck har därefter insatts i definitionen för 11:

(5: 14) a = n.;1(n1 — no),

varigenom u kunnat beräknas enligt formeln:

(5: 15) a =tomo_1(m1t1_ 1 — moto" 1).

där j förkortats bort. Att u beräknats på detta sätt och inte direkt utifrån (5: 14) beror på att företagens uppgifter om antalet utförda arbetstimmar bedömts som mindre otillförlitliga än uppgifterna rörande arbetarantalet.

De uppgifter som a: och u i enlighet härmed baserar sig på omfattar inte tjänstemän utan enbart arbetare.1 Uppgifterna avser både män och kvinnor, vuxna som minderåriga inom respektive industriföretag. Bland arbetare inbegrips vidare förmän som deltar i arbetet samt lagerarbetare och chauf— förer men däremot inte skogs- och jordbruksarbetare, hemarbetare, butiks-

” Indextalen har uträknats med ledning av de uppgifter som kommerskollegium för olika år lämnar rörande kvantitet och värde av produktionen av olika varuslag. Varuslagen har därvid grupperats efter de olika undergrupperna inom industrins huvudgrupper, varefter indextal för dessa undergrupper uträknats. På så sätt har mer än ett indextal använts för de skilda huvud— grupperna, exempelvis för metall— och verkstadsindustrin. För vissa enstaka undergrupper har dock indextalen inte kunnat uträknas på detta sätt på grund av att uppgifter saknats. Kommers- kollegii partiprisindex för det varuslag som ifrågavarande företag tillverkar har då i stället använts.

1" Att övertiden ingår i timantalet utgör i och för sig en felkälla vid beräkningen av arbetar— antalet, men felet får dock anses så obetydligt att det i detta sammanhang kan försummas.

1 I och för sig skulle tjänstemännen också ha kunnat tas med i analysen, varvid man exempelvis kunde ha betraktat dessa som en särskild produktionsfaktor vid sidan av arbetarna. På detta sätt har t. ex. E. Lundberg, a. a., förfarit. Att tjänstemännen inte ingår i analysen betyder att verkningarna på produktionen av förändringar i antalet tjänstemän kommer till synes i storheten l iregressionsekvationen.

• Sida 109
•  Original

personal, städerskor och servitriser. Det sätt på vilket begreppet arbetare sålunda definierats sammanfaller helt med den officiella lönestatistikens definition. Denna definition har valts därför att vissa uppgifter hämtats från nämnda statistik, vilket närmare redogörs för i nästa avsnitt.

Av de olika orsaksvariablerna i regressionsekvationen återstår så 0, dvs. realkapitalets förändring relativt sett från ett år till ett annat. Denna variabel har beräknats utifrån formeln:

(5:16) v=k;1(k1 — ko),

där Ico och kl motsvarar realkapitalets storlek under respektive år. Rent praktiskt är det emellertid svårt att erhålla ett mått på storleken av kapitalet, men i uttrycket ovan är detta ej heller nödvändigt, eftersom det här endast rör sig om kapitalets relativa förändring. Det är då tillräckligt om man har tillgång till en storhet som samvarierar med kapitalets storlek. Antalet häst- krafter för omedelbar fabriksdrift har antagits tillnärmelsevis göra detta, varför denna storhet vid bestämningen av 1) valts som indikator på kapital- insatsen.2

B. Uppgifternas insamling

För att erhålla de ovan angivna statistiska uppgifterna utfördes under vart- dera av åren 1959 och 1960 en enkät bland företag inom den egentliga industrin. Vid första tillfället inhämtades uppgifter om den genomsnittliga ordinarie veckoarbetstidens längd under 1957, 1958 och 1959 samt om arbets- tidsförkortningens utläggning under 1958 och 1959. Dessutom insamlades uppgifter om hur driftstiden förändrats i samband med förkortningen och i vilken utsträckning fria sommarlördagar inarbetats vid sidan av förkort— ningen. Vid det andra tillfället efterfrågades samma slags uppgifter som vid det första utom att det då gällde förhållandena enbart under 1960.3

Övriga data för undersökningen har erhållits genom att uppgifterna i enkäterna för varje särskilt företag kompletterats med uppgifter för respek- tive år från socialstyrelsens och arbetsgivareföreningens årliga lönestatistik och från kommerskollegii industristatistik. Från lönestatistiken har uppgif- terna om antalet arbetare och antalet arbetstimmar inhämtats och från industristatistiken uppgifter om värdet av salutillverkningen och antalet

2 Att på detta sätt mäta kapitalets storlek med hjälp av .antalet hästkrafter har tidigare också gjorts av t. ex. E. Ruist i Industriförelageis produktionse/fekliuilet, Stockholm 1960, s. 26—27. _Se vidare E. Lundberg, a. a., s. 118, där det visas att utvecklingen av industrianläggningarnas sammanlagda brandförsäkringsvärden omräknade till fasta priser löper ungefär parallellt med utvecklingen av den sammanlagda effekten i industrins drivmotorer. Till samma resultat har också B. Nyvander kommit i Invesleringsulvecklingen inom industrin under de två senaste decen- nierna, Balanserad expansion, SOU 1957: 10. 3 Samma enkäter låg till grund för kartläggningen av hur arbetstidsförkortningen uttagits. Se närmare härom i Arbetslidsförkortningens omfattning och utläggning, SOU 1962: 17, där också i bilagorna 8 och 9 de blanketter återgetts som använts vid enkäterna.

• Sida 110
•  Original

hästkrafter. Dessutom har från lönestatistiken inhämtats uppgifter om olika lönesummor för belysning av arbetstidsförkortningens verkningar på för- tjänstutvecklingen, vilken fråga dock inte behandlas här utan först i nästa kapitel.

Vid båda tillfällena begränsades enkäterna till ett stickprov av företag utvalda på representativ basis ur ett på socialstyrelsen förefintligt företags- register avseende den egentliga industrin? Med undantag för gruvföretagen, vilka inte ingår i undersökningen, utvaldes ur detta register samma företag som de som ligger till grund för socialstyrelsens kvartalsvis utarbetade löne- statistik, den s. k. kvartalsstatistiken. Detta innebär att i urvalet för respektive år medtogs samtliga i nämnda register upptagna företag med över 25 arbetare och vart tionde av övriga företag. Som företag räknas här i princip varje separat arbetsställe.

För att möjliggöra kompletteringen från industristatistiken anpassades sedan detta urval efter kommerskollegii företagsregister för nämnda statistik. Från urvalet undantogs därvid sådana företag, som inte återfanns i detta register, dvs. företag med mindre än 5 arbetare och företag som i industri— statistiken inte betraktas som industriföretag utan som handelsföretag. Vidare sammanslogs två eller flera företag till en enda enhet i de fall då avgräns- ningen mellan företagen ej var densamma i de båda registren.

Antalet företag som på så sätt kom att ingå i enkäternas båda urvalsgrupper under respektive år framgår av nedanstående tablå, där också antalet bear- betningsbara svar och svarsfrekvensens storlek återgetts.

Enligt denna tablå uppgick svarsfrekvensen i båda enkäterna till drygt 85 procent för företag med över 25 arbetare, dvs. företag med urvalskvot 1, medan frekvensen för de små företagen, dvs. företag med urvalskvot 1/10 blott uppgick till knappt 65 procent i enkäten 1959 och till knappt 70 procent i enkäten 1960.

I de olika enkäterna ingick i stort sett samma företag år från år, men som framgår av tablån förelåg dock en viss skillnad i antalet företag mellan de år

Antal Antal Svars— År företag i bearbetnings- frekvens enkäterna bara svar %

Enkäten 1959 Företag med över 25 arb ........... 1957—1958 3 335 2 919 87,5 Övriga företag ................... 1957—1958 583 373 64,0 Företag med över 25 arb ........... 1958—1959 3 288 2 852 86,7 Övriga företag ................... 1958—1959 573 356 62,1 Enkäten 1960 Företag med över 25 arb ........... 1959—1960 3 304 2 847 86,2 Ovriga företag ................... 1959—1960 560 383 68,4

** Här ingår ej byggnads- och anläggningsverksamhet, el-, gas- och vattenverk, statliga verk- städer och skeppsvarv m. m. och ej heller kommunala industriföretag.

• Sida 111
•  Original

som inte jämförts med varandra. Detta sammanhänger huvudsakligen med den ovan omtalade anpassningen till kommerskollegii företagsregister. Dess- utom var identiteten mellan de olika åren inte fullständig av den anledningen att ej alltid samma företag inkommit med bearbetningsbara svar, en identitet som för övrigt ej heller har eftersträvats.

5. Materialets gruppering

Utifrån det på så sätt inhämtade materialet har regressionsberäkningar ut- förts för industrin i sin helhet, varvid en fördelning av materialet gjorts på företag med urvalskvot 1 å ena sidan och på företag med urvalskvot 1/10 å den andra.

Emellertid kan som tidigare påpekats den produktionsfunktion som ligger till grund för regressionsberäkningarna variera från ett företag till ett annat. Till en del kan detta bero på att de tekniska betingelserna för produktionen växlar mellan företagen. Det är t. ex. möjligt att mekaniseringen på vissa håll drivits längre än på andra, varigenom fördelningen mellan maskinstyrt och handstyrt arbete varierar. Vidare kan företagen vara olika på grund av skillnader i arbetstempot, vilket i sin tur sammanhänger med olika förhåll- landen i företagen, exempelvis lönesystemets utformning. Andra anledningar till att produktionsfunktionen växlar mellan företagen är exempelvis sättet på vilket arbetstiden är fördelad under veckan eller året och hur arbetstiden är sammankopplad med driftstiden.

Vid regressionsberäkningarna har därför olika grupperingar av materialet gjorts, Vilket då enbart gäller företag med urvalskvot 1, dvs. företag med Över 25 arbetare. Dessa företag har grupperats dels efter branschtillhörighet, dels efter storleksordning. Att företagen fördelats på detta sätt beror på att de tekniska betingelserna för produktionen kan förväntas variera med angivna kriterier. Vidare har företagen grupperats efter sättet för arbetstidsförkort- ningens genomförande och likaså med avseende på hur driftstiden förändrats i förhållande till arbetstiden.

Som ovan framgått skulle också en fördelning av företagen efter lönesyste— mets utformning ha varit av intresse, exempelvis en fördelning efter andelen ackordslönetimmar av totala antalet utförda arbetstimmar. Detta har dock inte låtit sig göra av det skälet att vad som i statistiken redovisas som ackord har ytterst olikartad innebörd i olika företag. I vissa fall kan det — som sig bör —- röra sig om ren prestationslön, medan det i andra fall inte har någon annan karaktär än tidlön.

Med den gruppering av materialet som på så sätt företagits kan man till en del utröna hur heterogena företagen är i fråga om produktionsfunktionens form. Dessutom har man möjlighet att kontrollera i vilken mån materialet är skiktat, och därigenom avgöra hur missvisande skattningen är av konstanter— na i regressionsekvationen. Att märka är dock att någon skiktningseffekt inte

• Sida 112
•  Original

med nödvändighet behöver föreligga även om företagen är olika. Villkoret härför är endast att orsaksvariablerna i regressionsekvationen ej är korre- lerade med de faktorer som skiljer de olika företagen åt.5 Som längre fram i analysen skall visas uppfyller materialet också i stort sett detta villkor.

De resultat som erhållits vid de sålunda utförda regressionsberäkningarna redovisas i det följande i olika tabeller. Förutom konstanterna i regressions— ekvationen redovisas där standardavvikelserna för regressionskoefficienter- na, storleken av arbetstidsförändringen samt antalet observationer som beräk- ningarna grundar sig på. För dessa storheter kommer i tabellerna genom- gående följande beteckningar att användas:

N = antalet observationer; t' = den genomsnittliga procentuella förändringen av veckoarbetstiden; = koefficienten med avseende på arbetstiden; = koefficienten med avseende på arbetarantalet; = koefficienten med avseende på insatsen av realkapital; = standardavvikelsen för respektive regressionskoefficient; = 100 XI =den ej förklarade procentuella förändringen av produktions- volymen.

1. Undersökningsobjekten

I föregående kapitel studerades hur produktionen inom industrin utvecklats i samband med förkortningen av arbetstiden. Här skall nu i stället uppmärk— samheten riktas mot förkortningens inverkan på timförtjänsten samt dess verkan via övertiden och frånvaron på den faktiska arbetstiden inom industrin. På samma sätt som tidigare är det därvid fråga om statistiska studier med den teoretiska analysen i det föregående som utgångspunkt. Vidare avser undersökningarna liksom tidigare endast de kortsiktiga verk- ningarna.

Vid undersökningen av förtjänstutvecklingen berörs inte frågan hur realin— komsten för arbetarna i gemen påverkats av arbetstidsförkortningen. Det problemet kan, om man så vill, sägas ha blivit behandlat i och med under- sökningen av produktionsutvecklingen. Vid oförändrad löneandel anger nämligen denna utveckling hur arbetarnas samlade inkomst influerats av förkortningen. Enligt den utförda undersökningen skulle nämnda inkomst således under samtliga förkortningsår tillhopa ha minskats med drygt 4 procent jämfört med om ingen förkortning hade ägt rum.

Undersökningen här tar i stället sikte på hur timförtjänsten liksom in- komsten utvecklats inbördes mellan olika grupper av arbetare under för— kortningsperioden. Uppgiften är med andra ord att ta reda på hur kostna- derna för arbetstidsförkortningen fördelats mellan olika arbetarkategorier. Av betydelse härvidlag är då tydligen på vilket sätt lönebildningen gestaltat sig i samband med förkortningen.

Tidigare i de teoretiska avsnitten har denna fråga om lönebildningen inte behandlats, utan tidlönen såväl som ackordssatsen betraktades där som utifrån givna storheter. Frågan i det sammanhanget gällde enbart hur före- tagen och arbetarna reagerade inför en förändring i arbetstiden, när samtidigt en löneförändring inträffade. I det här fallet däremot tänkes ett samband råda mellan arbetstiden och lönen, och det är detta samband som här em- piriskt skall undersökas. Då det därvid är fråga om den faktiska timför- tj änsten, omfattar undersökningen såväl avtalsmässiga löneförändringar som löneglidningar.

Beträffande övertiden har tidigare teoretiskt visats att denna till sin om— fattning är beroende av förändringar i den ordinarie arbetstiden. I sin strävan att maximera vinsten kan företaget vid en arbetstidsförkortning öka över-

• Sida 136
•  Original

tiden för att på så sätt motverka reduceringen i antalet arbetstimmar. Emeller- tid är det också möjligt enligt den teoretiska analysen att övertidsuttaget min- skar, när arbetstiden förkortas. Likaså kan fördelningen av övertiden mellan olika grupper av arbetare i företaget förändras. Undersökningen här gäller alltså hur detta samband mellan övertid och ordinarie arbetstid under för— kortningsperioden varit beskaffat.

Frånvaron från arbetet slutligen kan liksom övertiden antas vara beroende av den ordinarie arbetstiden. Bakom frånvaron ligger sjukdom och olycks— fall liksom personliga skäl av olika slag. Förkortas då den ordinarie arbets- tiden, är det tänkbart att samtliga dessa orsaker påverkas så att frånvaron minskas. Särskilt gäller detta i det fall den ordinarie arbetstiden överstiger den tid som är den optimala för vederbörande arbetare. Problemet här är således att undersöka huruvida någon sådan nedgång i frånvaron inträffat i verkligheten.

Undersökningen rörande timförtjänsten och frånvaron har på liknande sätt som i fråga om produktionen skett med hjälp av regressionstekniken. Emellertid har i båda dessa fall även en annan metod tillämpats. Arbetarna har nämligen uppdelats i två grupper, bestående av sådana som fått respek- tive inte fått förkortad arbetstid, varefter dessa båda grupper jämförts med varandra. För övertidens del har enbart den senare metoden tillämpats. En närmare redogörelse för dessa metoder lämnas i det följande innan resultaten av undersökningarna redovisas, och samtidigt ges en beskrivning av det statistiska materialet.

2. Uppläggningen ao undersökningen A. Regressionsmetoden

Som metod att urskilja verkningarna av arbetstidsförkortningen från övriga verkningar har som ovan nämnts regressionstekniken tillämpats vid under— sökningen av timförtjänsten och frånvaron.

Att märka är därvid att den observerade enheten inte som vid undersök- ningen av produktionsutvecklingen utgörs av företaget utan i stället av en viss grupp av arbetare. Gruppen karakteriseras av att samtliga arbetare inom densamma har en och samma ordinarie arbetstid. Under sådana förhållanden kommer tydligen företaget att motsvara den observerade enheten endast om arbetstiden är densamma för samtliga arbetare i företaget. Att olika arbet- targrupper på så sätt valts som observationsenheter sammanhänger med att statistiska uppgifter finns tillgängliga för dessa enheter.

Liksom när det gällde produktionsutvecklingen tänkes variablerna i regressionsekvationen motsvara relativa förändringar från ett år till ett annat under förkortningsperioden. I fråga om såväl timförtjänsten som från— varon antas således nämnda ekvation för den i :te arbetargruppen ha följande utseende:

• Sida 137
•  Original

(611) yi=axi+bui+l+zi (i=l,2......N)

där (1, b och 1 utgör konstanter och yi, J:, och ni de observerade variablerna för vederbörande arbetargrupp och zl. slutligen residualerna.

När denna ekvation tillämpas för undersökning av timförtjänsten, mot— svarar y förändringen i den utbetalda lönesumman inkl. alla tillägg och förmåner.1 Vid undersökningen av frånvaron återigen motsvarar variabeln förändringen i antalet utförda arbetstimmar på ordinarie tid. I respektive fall har man alltså följande uttryck:

(c:a a) y=k;1(k1— ko) (6:2b) y=(m0—öo)"1(m1—öl —mo+öo),

där k utgör lönesumman, m totala antalet arbetstimmar och 6 det antal övertidstimmar som ingår i m.

Variabeln ac i sin tur representerar i båda fallen förändringen i vecko- arbetstiden, dvs.:

(6;3) x = t,;lor1 _ t,),

i vilket uttryck t som vanligt anger veckoarbetstidens längd. Variabeln u slutligen avser vid undersökningen av timförtjänsten för- ändringen i totala antalet utförda arbetstimmar, dividerade med arbetstiden:

(6:4 a) a = t,,m,,'1(m1t;1 — moto—1)

Liksom vid produktionsundcrsökningen rör det sig här följaktligen om förändringen i antalet årsarbetare. F ormeln är också exakt densamma som den som kom till användning vid nämnda undersökning. När det däremot gäller frånvaron, representerar u förändringen i antalet sysselsatta arbetare under året, alltså:

(6:4b) u = no"1(n1 — na),

där n anger antalet arbetare, vilket antal i princip motsvarar årsgenomsnit- tet.

Ser man nu först på det fall då ekvation (6: 1) avser förtjänstutvecklingen, finner man att variablerna definierats så att y är beroende av :c och u. Den utbetalda lönesumman måste nämligen under i övrigt oförändrade förhållan- den förändras, när arbetstiden eller antalet årsarbetare förändras. Styrkan i detta samband bestäms av konstanterna a och b, vilka kan tolkas som de partiella elasticiteterna av lönesumman med avseende på arbetstiden respek— tive arbetarantalet. Ett värde lika med ett för elasticiteten a anger således att lönesumman vid en arbetstidsförkortning minskas procentuellt sett lika myc- ket som arbetstiden. Detta innebär då uppenbarligen att förtjänsten per

1 I lönesumman inkluderas övertids- och skifttillägg. helgdagslön, semesterlön och övriga för- maner.

• Sida 138
•  Original

timme inte påverkas av arbetstidsförändringen. Om a däremot understiger värdet ett, verkar en förkortning höjande på timförtjänsten, medan motsatsen gäller, om a i stället överstiger ett. På så sätt kan a tydligen uppfattas som ett mått på hur mycket en förkortning av arbetstiden påverkar timförtjänsten. Storheten [ i (6: 1) slutligen återspeglar i princip de förändringar i lönesum— ma liksom i timförtjänst som inte är hänförliga till förändringar i vare sig arbetstiden eller antalet årsarbetare.

Likaså när ekvation (6: 1) gäller frånvaroutvecklingen, är variablerna definierade så att y är avhängig av se och 11. Således förändras med nödvän- dighet totala antalet utförda arbetstimmar på ordinarie tid, när arbetstiden eller antalet sysselsatta under i övrigt konstanta betingelser förändras. I enlighet härmed kan även i detta fall konstanterna a och b uppfattas som partiella elasticiteter av y med avseende på se respektive u. Beträffande a gäller då att denna elasticitet har värdet ett, om antalet utförda arbetstimmar vid t. ex. en arbetstidsförkortning förändras med lika många procent som arbetstiden. Detta i sin tur betyder att förändringen i veckoarbetstiden inte inverkat på det antal veckor under året som arbetarna är närvarande vid arbetet. Ökar däremot denna närvaro på grund av förkortningen får a ett mindre värde än ett, under det att detta värde överskrids, om närvaroni stället minskar. Då frånvaron nu blott utgör motsatsen till närvaron, kan a uppenbarligen uppfattas som en indikator på hur frånvaron förändras som följd av att arbetstiden förkortas. Övriga förändringari antalet arbetstimmar eller, om man så vill, i närvaron, som inte beror på att arbetstid eller antalet sysselsatta förändras, kommer till uttryck i storheten I i regressionsekvatio- nen.

Att på liknande sätt som här lägga ekvation (6: 1) till grund även för en beräkning av arbetstidsförkortningens verkningar på övertiden låter sig däremot inte göras. I det fallet kan man nämligen inte definiera variablerna i ekvationen så att elasticiteten a får värdet ett, när övertiden är opåverkad av förändringar i arbetstiden. Detta är också anledningen till att övertiden här ej undersökts med hjälp av regressionsmetoden.

Vid skattningen av konstanterna a, b och I har emellertid ekvation (6: 1) inte kunnat tillämpas direkt vare sig i fråga om timförtjänsten eller frånvaron. För en dylik tillämpning varierar arbetstidsförkortningens storlek inte till- räckligt mellan de olika arbetargrupperna, dvs. orsaksvariabeln 3: har en alltför liten spridning. Tekniken med betingad regression har därför fått tillgripas, varvid förfaringssättet exakt motsvarar det som användes vid undersökningen av produktionsutvecklingen. I stället för (6: 1) har således följande regressionsekvation tillämpats:

(6:5) yi—g=axi+b(ui—ä—:E)+zi,

där storheterna med streck över betecknar ifrågavarande variablers medel— värden. Skattningen av a utgör här tydligen en approximation på samma sätt

• Sida 139
•  Original

som motsvarande skattning utifrån ekvation (5: 8) vid produktionsundcr- sökningen.

Liksom vid undersökningen av produktionen har koefficienterna i ekva- tion (6: 5) skattats inte enbart för varje särskilt förkortningsår utan även för de två första åren och för samtliga tre år sammanslagna. En kombination av tvärsnitts- och längdsnittsdata förekommer alltså även i detta fall. Som framhölls redan vid produktionsundersökningen vinner man med denna sammanslagning att standardavvikelserna för koefficienterna minskar, vilket betyder säkrare skattning av koefficienterna. I all synnerhet gäller detta koefficienten a, som enligt vad som tidigare visats i och med sammanslag— ningen också får sin approximation minskad.

B. Jämförelser mellan olika arbetargrupper

Utom med hjälp av regressionstekniken har som inledningsvis nämndes verkningarna av arbetstidsförkortningen undersökts även genom att arbetare som fått respektive inte fått förkortad arbetstid jämförts med varandra. Enligt denna metod har inte enbart verkningarna på timförtjänsten och från- varon undersökts utan också verkningarna på övertiden.

Metoden går ut på att genomsnittsvärdena för de undersökta storheterna med avseende på båda arbetargrupperna uträknats för vart och ett av för- kortningsåren samt för år 1957, dvs. året närmast före arbetstidsförkort— ningen. Dessa genomsnittsvärden har därefter för respektive förkortningsår dividerats med motsvarande värden för närmast föregående år. Indextal har på så sätt bildats, visande hur de ifrågavarande storheterna utvecklats år från år för de olika arbetarkategorierna. För varje år har sedan indextalen avseende arbetare som fått förkortad arbetstid dividerats med motsvarande tal för övriga arbetare. Nya indextal har därigenom erhållits, vilka avspeglar utvecklingen för arbetare med förkortad arbetstid i jämförelse med sådana utan förkortning. Enligt den här angivna metoden är det främst de sist- nämnda indextalen som ligger till grund för analysen av förkortningens verk- ningar.

Vad först timförtjänsten beträffar avser indexberäkningarna för respektive arbetargrupp den genomsnittliga totala timförtjänsten under året, dvs. inkl. alla tillägg och förmåner. Till skillnad från fallet vid regressionsberäkningar- na har emellertid här dessutom var för sig timförtjänsten vid tidlön och på ackord undersökts.

Övertiden i sin tur har för de olika arbetargrupperna definierats som anta- let övertidstimmar per vecka och arbetare. Det innebär att övertiden beräk— nats enligt formeln:

(6:6) f= ö(n1)"1,

där ö utgör antalet övertidstimmar per år inom gruppen, n antalet arbetare och j antalet arbetsveckor under året. Uttrycket nj i denna formel har dock

• Sida 140
•  Original

inte observerats statistiskt, utan nämnda uttryck har i stället erhållits ur identiteten:

(6:7) njt=m—ö,

där t som vanligt motsvarar veckoarbetstiden och m — ö totala antalet årligen utförda arbetstimmar på ordinarie tid. Om nj här insätts i (6: 6) erhålls:

(c:a) f= öt(m _ ej)—1,

vilket alltså utgör uttrycket för den övertid som lagts till grund för index- beräkningarna. Att övertiden inte som t. ex. i den officiella statistiken uttryckts i procent av totala antalet utförda arbetstimmar beror på att nämnaren i detta frekvenstal minskar vid en arbetstidsförkortning med påföljd att övertiden överskattas.

För frånvaron slutligen har liksom vid regressionsberäkningarna inga direkta observationer gjorts, utan indexberäkningarna grundas i stället på närvaron inom de respektive arbetargrupperna. Det betyder att de här beräk- nade indextalen understiger värdet 100, när frånvaron ökar från ett år till ett annat, men överstiger detta värde i motsatt fall. Storleken på närvaron, som definierats som antalet utförda arbetsveckor per år och arbetare, har för de skilda arbetargrupperna erhållits ur identiteten (6: 7), alltså:

(6:9) j=(m—ö)(nt)"1

Till skillnad mot fallet vid beräkningen av övertiden utnyttjas här tydligen statistiska uppgifter rörande antalet sysselsatta, 11, inom den ifrågavarande arbetargruppen. Av erfarenhet vet man emellertid att dessa uppgifter är rela- tivt osäkra, beroende på att de ofta återspeglar omsättningen av arbetarna i företaget under året. På grund härav är det absoluta värdet på antalet när- varoveckor, j, enligt formeln ovan osäkert. I föreliggande fall har dock detta inte så stor betydelse, eftersom det här endast är fråga om jämförelser av utvecklingen år från år mellan olika arbetargrupper.

För samtliga undersökta storheter har förändringen mellan två på varandra följande år beräknats utifrån inte blott identiska företag utan även identiska grupper av arbetare. På så sätt har det vid beräkningarna varit möjligt att under ett visst år urskilja de grupper av arbetare som under det efterföljande året fått respektive inte fått förkortad arbetstid. Då identiteten emellertid inte gäller genomgående för hela undersökningsperioden, har indextalen för de olika åren fått kedjas ihop för att utvecklingen under samtliga förkorta ningsår tillhopa skall kunna belysas. Med år 1957 som bas har således dylika kedjeindex konstruerats för såväl de båda arbetargrupperna var för sig som för arbetare med förkortad arbetstid jämförda med sådana utan förkort— ning.

• Sida 141
•  Original

C. Det statistiska materialet och dess gruppering

I likhet med undersökningen av produktionen omfattar som tidigare nämnts samtliga undersökningar här enbart industrin, och i båda fallen har samma empiriska material utnyttj ats. Som redogjordes för redan i föregående kapitel insamlades nämligen vid enkäterna för produktionsundersökningen även de statistiska uppgifter som är nödvändiga i detta fall.

Hela materialet från produktionsundersökningen ingår dock inte i under- sökningarna här utan endast företag med urvalskvot 1, dvs. företag med över 25 arbetare. Således har företag med urvalskvot 1/10, dvs. sådana med 25 arbetare eller mindre, inte medtagits. Som tidigare visats är denna del av materialet betydligt mindre än den förra och dessutom väsentligt osäkrare på grund av relativt låg svarsfrekvens.

Det på så sätt utnyttjade materialet sammanfaller emellertid inte helt med motsvarande material vid produktionsundersökningen. Anledningen härtill är att de observerade enheterna i detta fall inte utgörs av företagen som sådana utan av olika arbetargrupper. För dessa grupper har inte alltid jämförbara uppgifter mellan olika är kunnat erhållas, och då har företagen fått utgå. Någon större diskrepans mellan de båda materialen har dock härigenom inte uppstått.

I övrigt kan om det statistiska materialet sägas att fördelningen av arbetarna efter arbetstidsförkortningens storlek i viss mån innebär att arbetarna också uppdelats efter andra kriterier. Det är exempelvis ofta så att de arbetare som inte fått någon förkortning utgörs av Skiftgående driftsarbetare, medan de som fått förkortning består av reparations— och underhållspersonal. Emeller- tid kan det också vara så att i vissa företag av en eller annan anledning ingen förkortning alls ägt rum, i vilket fall arbetare utan förkortning utgör en blandning av olika arbetarkategorier. Även om förkortningens storlek på så sätt skulle vara korrelerad med andra faktorer, har detta dock ingen bety— delse här, eftersom jämförelserna mellan arbetargrupperna inte avser abso- luta storheter utan endast förändringar i tiden.

Utifrån det angivna materialet har beräkningar utförts såväl för industrin i sin helhet som för olika grupper av företag. Liksom vid produktionsunder— sökningen har grupperingar gjorts efter företagens branschtillhörighet och storleksordning. Dessutom har i detta fall företagen fördelats efter geografiskt område, i det att vissa större städer avskilts från landet i övrigt. Samtliga dessa grupperingar gäller oavsett undersökningsmetod och oavsett om tim- förtjänst, övertid eller frånvaro undersöks. Någon uppdelning efter kön har däremot inte företagits, utan beräkningarna avser män och kvinnor till- sammantagna.

Resultaten av undersökningarna redovisas i det följande i tabellform, varvid nedanstående beteckningar genomgående använts vid regressions- beräkningarna:

• Sida 142
•  Original

= antalet observationer, dvs. antalet arbetargrupper;

den genomsnittliga procentuella förändringen av arbetstiden; koefficienten med avseende på arbetstiden; koefficienten med avseende på arbetarantalet; standardavvikelsen för respektive regressionskoefficient; = IOOXI = den ej förklarade procentuella förändringen av timförtjäns- ten respektive antalet närvaroveckor under året.

ll

3. F örtjänstutvecklingen

A. Regressionsberäkningarna

I tabell 6: 1 återges resultaten av beräkningarna enligt regressionsmetoden för utvecklingen av den totala timförtjänsten inom industrin i sin helhet under vart och ett av förkortningsåren samt under de olika åren tillsammantagna. Resultaten vid fördelningen efter industrigrupp, storleksklass och geografiskt område återfinns i tabellerna 2: 1—10 i bilaga 2.

Liksom vid produktionsundersökningen har även här vägda genomsnitts- värden av konstanterna i regressionsekvationen uträknats för företagens olika fördelningar, varvid vikterna utgjorts av antalet observationer i fördelningar- na. Detta har som vanligt gjorts för att man i någon mån skall kunna kon- trollera huruvida skiktningar förekommer i materialet, vilka snedvrider skattningen av konstanterna. Jämte de direkta regressionsberäkningarna har dessa medelvärden också redovisats i tabell 6: 1.

I denna tabell lägger man märke till att koefficienten a för hela förkort- ningsperioden hade ett värde lägre än ett. Ännu mer utpräglad var denna tendens för det första förkortningsåret, medan a däremot under de båda övriga åren höll sig kring nämnda värde. I stort sett gäller detta såväl den direkta skattningen som de vägda medeltalen över de olika fördelningarna. Visserligen förekommer här vissa olikheter, men dessa är inte större än att de kan tillskrivas tillfälliga faktorer, detta så mycket mera som standardavvikel- serna för a är relativt stora. Skattningen av a har därför sannolikt inte störts av någon större skiktningseffekt.

Att a således för hela förkortningsperioden var mindre än ett betyder att den utbetalda lönesumman vid i övrigt oförändrade förhållanden i genom— snitt per år minskat mindre procentuellt sett än arbetstiden. Slutsatsen härav blir då att timförtjänsten ökat för de arbetare som fått förkortad arbetstid i jämförelse med sådana som inte fått någon förkortning. Denna utveckling kan ha varit såväl avtalsmässigt betingad som förorsakad av löneglidning. Emellertid tycks detta försteg i utvecklingen huvudsakligen ha uppkommit under det första förkortningsåret, eftersom a blott obetydligt eller inte alls understeg ett under de båda efterföljande åren.

Mellan de olika industribranscherna varierade den här angivna utveck-

• Sida 143
•  Original

Tabell 6: ]. Regressionskoefficienter avseende timförtjänsten för olika är och för åren 1957—1959 och 1957—1960 sammanslagna i företag med över 25 arbetare inom hela den egentliga industrin1

direkta regressionsberäkningar vägda medeltal över industrigrupper vägda medeltal över storleksklasser vägda medeltal över geografiska områden

a b Sa Sb

År N

1957—1958 > 0,73 1,02 6,11 0.242 0,014

0,80 1,00 6,13 0,64 0,98 6,02 0,71 0,99 6,04

> UDO!

1958—1959 1,01 1,10 4,43

0.200 0.010 0,92 1,03 4,38 0,90 1,06 4,45 0,97 1,08 4,38

> UOCU

1959—1960 1,01 1,02 6,35

0,050 0.003 0,98 1,02 6,33 1,00 1,00 6,41 1,00 1,01 6,36

:> UDO—*I

1957—1959 _ 1,77 0,89 1,07 5,35

0,157 0,008 — 1,77 0,87 1,03 5,30 _ 1,77 0,79 1,04 5,33 _ 1,77 0,86 1,04 5,30

> cow

1957—1960 —— 1,80 0,94 1,06 5,64

0,103 0,006 — 1,80 0,92 1,04 5,58 -— 1,81 0,87 1,03 5,66 — 1,80 0,91 1,04 5,63

1 Exkl. gruvor och mejerier samt företag tillhörande Svenska Tobaks AB och Vin— & Sprit— centralen AB.

lingen betydligt inte blott under de olika åren var för sig utan även under förkortningsperioden i sin helhet. I senare fallet förekom det enligt bilage— tabell 2: 9 branscher, där timförtjänsten för arbetare med förkortad arbetstid till och med minskade i förhållande till arbetare utan förkortning. Likaså tycks utvecklingen ha gestaltat sig olika med avseende på företag av olika storleksordning. Av bilagetabell 2: 10 att döma har den under hela förkort— ningsperioden inträffade lönestegringen för arbetare med förkortning i jäm— förelse med övriga arbetare uteslutande hänfört sig till de medelstora och stora företagen. Att märka är dock att standardavvikelserna för a här är

• Sida 144
•  Original

avsevärt större och slutsatserna därför osäkrare än när det gällde industrin i sin helhet.

När det åter gäller koefficienten b, finner man i tabell 6: 1 att värdet som regel översteg talet ett. I enlighet härmed skulle lönesumman vid en ökning av antalet årsarbetare stiga procentuellt sett mera än arbetarantalet och likaså avta mera vid en minskning. Detta betyder att när företagen ökar efterfrågan efter arbetskraft, så måste de betala arbetskraften mera per timme, medan de å andra sidan kan minska denna betalning, när de inskränker efterfrågan. Enligt bilagetabell 2: 9 är denna tendens för handen inom i stort sett samtliga branscher, men som framgår av tabell 2: 10 är den något mera framträdande i de större företagen än i de mindre. I den senare tabellen kan man också se att tendensen inte gäller för företag inom storstadsregio- nerna utan enbart för företag inom övriga delar av landet. Detta kan tolkas så att den marginella arbetsmängden i storstäderna inte så mycket som på annat håll utgörs av övertid utan mera av billig arbetskraft, exempelvis kvinnlig sådan.2

Vad slutligen storheten 11 beträffar ser man av tabell 6: 1 att timförtjänsten som restpost steg med drygt 5,6 procent i genomsnitt per år under förkort- ningsperioden. Denna löneökning, som är gemensam för samtliga arbetare oavsett om de fått förkortad arbetstid eller ej, kan föras tillbaka på såväl avtalsmässiga lönestegringar som löneglidningar. Till sin storlek varierade löneökningen i fråga något mellan de olika åren och enligt bilagetabellerna också mellan företagen i de olika fördelningarna.

I detta sammanhang är dock att märka att ett visst samband kan råda mellan arbetare med och utan förkortad arbetstid. Ingenting hindrar näm- ligen att arbetstidsförkortningen även påverkat timförtjänsten för arbetare som inte erhållit någon förkortning. Om så har varit fallet får tydligen rest- posten ]! inte betraktas som oberoende av arbetstidsförkortningen. Samtidigt återspeglar då koefficienten a blott skillnaden i löneökningen mellan arbe- tare med olika stor förkortning av arbetstiden, vilket för övrigt också är den tolkning som ovan getts av nämnda koefficient.

B. Indexberäkningama

Det resultat beträffande timförtjänstens utveckling som framkommit vid indexberäkningarna för arbetare som fått respektive inte fått förkortad arbets- tid redovisas i tabell 6: 2. I likhet med tabell 6: 1 avser denna tabell utveck- lingen inom industrin i sin helhet såväl under förkortningsåren var för sig som under de två första åren och under samtliga tre år sammanlagt. Index- talen vid dessa sammanslagningar har som tidigare nämnts karaktären av

2 Att så är fallet är möjligen en återspegling av det förhållandet att arbetskraftens rörlighet ökar med graden av agglomeration. Jfr t. ex. R. Meidner, Svensk arbetsmarknad vid full syssel- sättning, Stockholm 1954, s. 166—167.

• Sida 145
•  Original

Tabell 6: 2. Indextal för timförtjänstens utveckling mellan olika är för arbetare som fått resp. inte fått förkortad veckoarbetstid i företag med över 25 arbetare inom hela den egent— liga industrin1

A = arbetare som fått förkortad arbetstid B = arbetare som inte fått förkortad arbetstid

Index; B = 100

Antal Ackords— Totalt

2 " - arbetare lon Ti dlön Acllcåirrl'ds Totalt

1957—1958 331 511 105,5 106,4 106,8 100,3 102,0 101,4

35 481 105,2 104,4 105,3

327 771 103,4 104,0 103,6 98,6 101,0 99,9 25 730 104,9 103,0 103,7

384 581 106,4 106,8 105,7 100,8 100,3 99,8 29 705 105,6 106,5 106,0 329 641 109,1 110,7 110,6 98,9 103,0 101,3 30 606 110,4 107,5 109,2 347 954 116,1 118,3 117,0 99,6 103,3 101,1 30 305 116,6 114,4 115,7

1958—1959

1959—1960

1957—1959

1957—1960

GMP tUI> CU> UJI> (11.5

1 Exkl. gruvor och mejerier samt företag tillhörande Svenska Tobaks AB och Vin- & Sprit- centralen AB. 2 I genomsnitt för de olika aren.

kedjeindex med år 1957 som bas. Till skillnad mot tidigare redovisas dock här inte enbart den totala timförtjänstens utveckling utan även utvecklingen av timförtjänsten vid tidlön och på ackord. Vidare återges i detta fall antalet arbetare i de båda ifrågavarande arbetargrupperna.

lndextalen fördelade efter industribransch, företagsstorlek och geografiskt område återfinns för samtliga förkortningsår sammanslagna i tabellerna 4: 1—2 i bilaga 4. Vidare återfinns i bilagetabellerna 3: 1—6 bl. a. den ordi— narie veckoarbetstidens längd för de olika grupperna av arbetare, samt de timförtjänster, på vilka indexberäkningarna grundar sig.

I dessa senare tabeller lägger man märke till att arbetstiden per vecka under samtliga år i genomsnitt var kortare för de arbetare som inte fick någon för- kortning än för övriga arbetare. Dessutom ser man att arbetare utan förkort- ning som regel hade den högre timförtjänsten, vilket gäller oavsett om man ser på den totala timförtjänsten eller på timförtjänsten vid de olika lönefor— merna. Slutligen kan vid företagens fördelning efter storleksordning konsta— teras att timförtjänsten för båda arbetargrupperna oberoende av löneform stiger med företagens storlek.

Ser man nu på tabell 6: 2, finner man att den totala timförtjänsten under samtliga förkortningsår tillhopa ökade med 17 procent för arbetare med för- kortning, medan ökningen för arbetare utan förkortning stannade vid 15,7 procent. Detta betyder att arbetare med förkortad arbetstid i jämförelse med sådana utan förkortning fickzen lönestegring på 1,1 procent under förkort- 10—412003

• Sida 146
•  Original

ningsperioden i sin helhet. Som tabell 6: 2 visar hänför sig emellertid denna lönestegring enbart till det första förkortningsåret, i det att lönen under de två senare åren inbördes mellan de båda arbetargrupperna förhöll sig ungefär oförändrad.

Den statistiska bild av löneutvecklingen som erhållits här sammanfaller följaktligen med den bild som framkom vid regressionsberäkningarna. I stort sett gäller detta också som framgår av bilagetabellerna 4: 1—2 om man ser till de olika fördelningarna av företagen. Även om resultaten på så sätt sammanfaller enligt de båda beräkningsmetoderna, bör dock här observeras att metoderna inte är helt jämförbara med varandra. Till skillnad mot fallet vid regressionsberäkningarna tas således vid indexberäkningarna inte hänsyn till att timförtjänstens storlek är beroende av förändringar i antalet arbetare. Ej heller beaktas vid den senare metoden att arbetstiden förkortats i olika grad för olika arbetare, utan samtliga arbetare med förkortning hänförs i detta fall till en enda grupp oavsett hur mycket arbetstiden förkortats.

Tar man så de olika löneformerna i betraktande, finner man enligt tabell 6:2 att ackordsförtjänsten under förkortningsperioden i sin helhet stigit mera för arbetare med förkortning än för övriga arbetare, medan motsatsen gäller i fråga om förtjänsten vid tidlön. I förhållande till arbetare utan förkortning ökade således förtjänsten på ackord för arbetare med förkortning med 3,3 pro- cent, samtidigt som tidlönsförtjänsten minskade med 0,4 procent. Detta inne— bär att den merökning av totala timförtjänsten, som under förkortnings perio— den inträffade för arbetare med förkortning, helt och hållet får tillskrivas ackordslönerna. Som framgår av tabell 6:2 uppkom den här angivna ut- vecklingen uteslutande under de två första förkortningsåren. Under det tredje året förändrades nämligen tids- och ackordslönerna ungefär på likartat sätt inom de båda arbetargrupperna.

Detta försteg i utvecklingen av ackordslönen bland arbetare med förkortad arbetstid jämförda med sådana utan förkortning gäller som regel enligt bila- getabell 4: 1 också för de olika industribranscherna. De enda undantagen utgörs av massa- och pappersindustrin och läder— och gummivaruindustrin, där i stället tidlönens ökningstakt översteg ackordslönens. Av tabell 4: 2 att döma gäller tendensen i fråga som regel också för olika storleksklasser av företag och för skilda geografiska områden. I fråga om storleksklasserna ser man att tendensen var mest framträdande bland de största företagen, medan däremot de minsta företagen helt avvek från densamma.

Vid betraktandet av de olika löneformerna är dock att märka att ackords— lönen i många fall inte kan uppfattas som prestationslön utan snarare som ren tidlön. Detta gäller när ackordet har karaktären av driftsackord, i vilket fall arbetarna betalas efter resultatet av fabriksdriften i sin helhet. I stor utsträckning är så fallet inom exempelvis massa- och pappersindustrin. Upp- delningen mellan ackordslön och tidlön är då enbart en formsak, vilket stör jämförelsen mellan de båda löneformerna.

• Sida 147
•  Original

Slutligen bör här också observeras att det mellan de båda jämförda arbetar- grupperna råder en betydande disproportion i fråga om arbetarantalet. Genomgående är således antalet arbetare utan förkortning betydligt lägre än antalet arbetare med förkortning. Vid beräkningen av löneutvecklingen kan då för den mindre gruppen en viss osäkerhet uppstå, vilket försvårar jämförel- serna grupperna emellan. När det gäller industrin i sin helhet är sannolikt denna olägenhet dock inte särskilt framträdande. Så blir fallet först när man ser till företagens olika fördelningar och i all synnerhet när samtidigt en åt- skillnad mellan de båda löneformerna görs.

C. Löneglidningen för olika arbetargrupper

Ökningen av timförtjänsten från ett år till ett annat kan som tidigare nämnts uppdelas i två delar, nämligen avtalsmässig löneökning och löneglidning. Med löneglidning menas då skillnaden mellan den faktiska lönestegringen och lönestegringen enligt avtal. Denna löneglidning är dock av olika slag beroende på om tidlön eller ackordslön utgår. När det gäller tidlön utgörs den av den stegring i lönesatsen per tidsenhet som sker utöver avtalet. Vid ackordslön däremot består den dels av ökningen av ackordssatsen, dels av ökningen av arbetsprestationen per tidsenhet.3

Hade man nu kännedom om hur lönestegringen enligt avtal förhållit sig mellan arbetare som fått respektive inte fått förkortad arbetstid, skulle man utifrån tabell 6: 2 kunna beräkna löneglidningens storlek för de olika grupp- erna. Någon statistik som belyser den avtalsmässiga lönestegringen för de respektive grupperna finns emellertid inte att tillgå. Bortser man då tills vidare från storleken av nämnda lönestegring och endast antar att denna vid såväl tidlön som ackordslön varit densamma för båda arbetargrupperna, finner man av tabell 6: 2 att löneglidningen vid tidlön under förkortningsperioden i sin helhet varit ungefär lika stor för båda grupperna. Med ledning härav kan man anta att det ej heller vid ackordslön vad gäller lönesatsens storlek före— kommit någon löneglidning till förmån för den ena eller den andra gruppen. Enligt tabell 6:2 har emellertid vid denna löneform en större löneglidning förekommit under perioden i sin helhet för arbetare med än för sådana utan förkortning. Följaktligen skulle då den inträffade löneglidningen uteslutande ha berott på att de förra arbetarna ökat arbetsprestationen mera än de senare.

Detta resonemang åskådliggörs närmare i tabell 6: 3, där den avtalsmässiga lönestegringen med fördelning på de båda löneformerna återgetts, samtidigt som löneglidningen uträknats utifrån uppgifterna i tabell 6: 2. Liksom i diskussionen ovan har därvid avtalsvägen ingen lönekompensation för arbets—

” För problematiken kring löneglidningen se t. ex. B. Hansen—G. Rehn, On Wager-Drift. A Problem of Money-Wage Dynamics, 25 Economic Essays. In Honour of Erik Lindahl, Stockholm 1956 och K.-O. Faxén, Avtalssystemet och lönebildningen, Skandinaviska Bankens Kvartalsskrift, nr 1, 1961.

• Sida 148
•  Original

Tabell 6: 3. Den procentuella lönestegringen enligt avtal samt löneglidningen under olika är för arbetare som fått resp. inte fått förkortad veckoarbetstid i företag med över 25 arbetare inom hela den egentliga industrin

A = arbetare som fått förkortad arbetstid B = arbetare som inte fått förkortad arbetstid

Å Arbe— Lonestegrmg en]. avtal Löneghdnmg Löncglid— r tar— nings— grupp Tidlön Aeljgäds' Totalt Tidlön Aelfåäds' Totalt differensl 1958 A 3,5 2,0 2,4 2,0 4,4 4,4 2,4 B 3,5 2,0 2,4 1,7 2,4 2,9 0,7 1959 A 2,7 1,5 1,8 0,7 2,5 1,8 1,8 B 2,7 1,5 1,8 2,2 1,5 1,9 _ 0,7 1960 A 5,1 3,4 4,1 1,3 3,4 1,6 2,1 B 5,1 3,4 4,1 0,5 3,1 1,9 2,6 1958— A 11,3 6,9 8,3 4,0 9, 7,8 6,3 1960 B 11,3 6,9 8,3 4,4 7, 6,7 2,6

1 Avser skillnaden i löneglidningen mellan ackord och tidlön, se texten. Källa: Beträffande den avtalsmässiga lönestegringen Svenska Arbetsgivareföreningen. Anm.: För 1959 och 1960 är uppgifterna om lönestegringen enligt avtal statistiskt beräknade och avser 2:a kvartalet under resp. år jämfört med samma tid året innan. Inga dylika uppgifter med fördelning på de olika löneformerna finns för 1958, varför uppgifterna för detta år avser den centralt överenskomna kostnadsramen för löncjusteringarna. Denna kostnadsram torde dock i stort sett avspegla den enligt avtal faktiskt inträffade lönestegringen. Man ser detta om uppgif— terna i tabellen för t. ex. 1959 jämförs med kostnadsramen för samma år. Enligt denna ram skulle nämligen timförtjänsten vid tidlön och på ackord höjas med 2 resp. 1,5 procent.

tidsförkortningen antagits utgå vare sig vid tidlön eller ackordslön, utan samt- liga arbetare antas ha fått lika stor avtalsenlig lönestegring. Antagandet, som görs i brist på statistiska uppgifter, förefaller emellertid rimligt med tanke på att den faktiska timförtjänsten vid tidlön praktiskt taget ökat lika mycket för båda grupperna. Detta skulle nämligen knappast ha varit fallet om löne- kompensation hade utgått, utan kompensationen hade då med all sannolik— het också avspeglats i den faktiska timförtjänsten.4

Som framgår av tabell 6: 3 har den procentuella lönestegringen enligt avtal under samtliga förkortningsår varit betydligt större vid tidlön än vid ackords- lön. Detta innebär enligt tabellen att ackordslönen varit förenad med en avsevärt större procentuell löneglidning än tidlönen, vilket framför allt gäller för arbetare med förkortning. För dessa arbetare var således under samtliga är löneglidningen vid ackord större än för arbetare utan förkortning.

I tabell 6: 3 har vidare differensen mellan ackord och tidlön i fråga om löneglidningen beräknats med fördelning på de olika arbetargrupperna. Antar man nu att den del av ackordslöneglidningen som fallit på ackords-

4 Det kan här för övrigt nämnas att om man jämför de olika avtalsområdena inom Svenska Arbetsgivareföreningen med varandra, så finner man i fråga om den avtalsmässigalönestegringen ingen tendens till skillnad mellan områden med förhållandevis stor andel arbetare utan förkort— ning och övriga områden.

• Sida 149
•  Original

satsen varit lika stor som tidlönsglidningen, skulle den på så sätt beräknade löneglidningsdifferensen motsvara den del av löneglidningen vid ackord som förorsakats av ökad arbetsprestation. Av tabellen framgår då att arbets- prestationen i denna mening för arbetare med förkortning ökade med 6,3 procent under samtliga förkortningsår tillhopa, medan ökningen för arbetare utan förkortning stannade vid 2,6 procent.

Antagandet här att glidningen av ackordssatsen varit exakt densamma som glidningen av tidlönen gäller självfallet inte nödvändigtvis i verkligheten. Så t. ex. sker vid ackordslön kontinuerligt under avtalsperioden överens- kommelser mellan företag och arbetare om ackordspriserna. Detta kan då tydligen innebära att den del av löneglidningen som tillskrivits ackords— priserna underskattats och den del som hänförts till stegringen i arbetspresta- tionen i samma mån överskattats. Av intresse i detta sammanhang är emel- lertid inte i första hand storleken av denna stegring för de enskilda arbetar— grupperna utan i stället skillnaden mellan de båda grupperna. Otvivelaktigt är det då så att denna skillnad är så stor att den inte enbart kan förklaras med det otillfredsställande måttet på ackordssatsens glidning. Främst gäller detta för förkortningsperioden i sin helhet, i vilket fall fluktuationerna i ackords- satsens och tidlönens glidningar mellan olika är då i någon mån utjämnats.

Slutsatsen härav skulle alltså bli att arbetstidsförkortningen lett till en ökning av timförtjänsten vid ackord på grund av ökad arbetsprestation. Detta i sin tur betyder att den förkortade arbetstiden ligger bakom den tidigare konstaterade merökningen i den totala timförtjänsten för arbetare med för— kortning i förhållande till sådana utan förkortning. Därmed är emellertid inte sagt att hela den ökning av förtjänstläget som får tillskrivas arbetstids— förkortningen kommer fram vid jämförelsen mellan de olika arbetargrupper- na. Det kan nämligen som tidigare framhållits vara så att arbetstidsförkort- ningen lett till en höjning av förtjänstläget även för de arbetare som inte fått förkortad arbetstid. Detta gäller så mycket mera som de respektive arbetar- grupperna ofta tillhör ett och samma företag.

Att den arbetsprestation, varpå ackordsbetalningarna grundar sig, på så sätt stigit i samband med arbetstidsförkortningen innebär att en stegring också inträffat i arbetstempot och/eller rationaliseringstakten. Detta återigen tyder på att produktiviteten inom företagen ökat som följd av att arbetstiden förkortats. Samma resultat har följaktligen framkommit här som i föregående kapitel, trots att i detta fall helt andra vägar följts vid undersökningen. På det sättet får man också ett belägg för att resultaten tidigare beträffande produktivitetsutvecklingen pekar i rätt riktning.5

5 Jfr den i Danmark utförda undersökningen av arbetstidsförkortningens verkningar, P. Milhoj m.fl., 45timers agens indferelse 1958—60, 5. 83—84. Även vid den undersökningen obser- verade man ackordsfö1tjänstens utveckling för att utröna hur arbetstidsförkortningen påverkat produktiviteten. Något definitivt resultat kom man dock inte fram till där, men sannolikt hänger detta samman med att observationerna blott gällde vissa enstaka företag.

• Sida 150
•  Original

4. Övertidens utveckling

För att utröna arbetstidsförkortningens verkningar på övertiden har enbart indexmetoden använts, enligt vilken arbetare med respektive utan förkort» ning jämförts med varandra. Att regressionsmetoden inte använts beror som tidigare nämnts på svårigheten att i regressionsekvationen definiera variab— lerna så att koefficienten avseende arbetstiden får ett visst bestämt värde, exempelvis värdet ett, när ingen inverkan på övertiden äger rum.

Enligt den tidigare angivna formeln (6: 8) har som mått på övertidens storlek vid indexberäkningarna antalet utförda övertidstimmar per vecka och arbe- tare utnyttjats. Anledningen till att ej relationstalet mellan antalet övertids- timmar och antalet utförda arbetstimmar använts är som förut påpekats att detta mått överskattar (underskattar) en stegring (minskning) i övertiden vid en arbetstidsförkortning.

Den på angivet sätt beräknade övertiden redovisas i tabell 6: 5 för industrin i sin helhet under olika är med fördelning på de båda arbetargrupperna. Vidare återges där på vanligt sätt indextalen för arbetargrupperna var för sig och för arbetare med förkortning jämförda med sådana utan förkortning. I bilagetabellerna 3: 1—6 återfinns uppgifter om övertidens storlek under olika är fördelade efter företagens branschtillhörighet, storleksklass och geo- grafiska belägenhet. Motsvarande indextal avseende utvecklingen under hela förkortningsperioden redovisas slutligen i bilagetabellerna 4: 1—2.

Utifrån tabell 6: 5 kan man till att börja med konstatera att övertidens storlek under samtliga är var lägre för arbetare med förkortning än för övriga arbetare. För vardera gruppen uppgick den således till 1,4 och 1,6 timmar före förkortningen och till 1,7 och 2,2 timmar efter densamma. Då arbetstiden som tidigare framhållits så gott som genomgående var kortare för arbetare utan förkortning, innebär detta att övertidsuttaget var större ju kortare den ordinarie arbetstiden var. I och för sig skulle man härav kunna dra den %

5 Här kan nämnas att man i en undersökning i Norge kommit fram till ett resultat som pekar på en utveckling i motsatt riktning. Se Virkninger av arbeidstidsforkortelsen fra 48 til 45 timer, s. 60—64. Det visar sig där att veckoinkomsten på ordinarie tid i samband med arbetsförkort- ningen höjdes med 2,8 respektive 4,4 procent för dagtids- och skiftarbetare med förkortning och med 1,8 respektive 3,4 procent för underjordsarbetare och helkontinuerliga skiftarbetare utan för— kortning.

• Sida 153
•  Original

Tabell 6: 5. Indextal för övertidens utveckling mellan olika är för arbetare som fått resp. inte fått förkortad veckoarbetstid i företag med över 25 arbetare inom hela den egentliga industrin1

A arbetare som fått förkortad arbetstid B arbetare som inte fått förkortad arbetstid

Övertid i timmar per Arbetar— Antal vecka och arbetare grupp arbetare2

1:a året 2:a året

1957—1958 331 511 1,43 1,34 93,7 90,9

35 481 1,60 1,65 103,1

327 771 1,37 1,56 113,9 100,4 25 730 1,70 1,93 113,5

384 581 1,55 1,69 109,0 103,5 29 705 2,07 2,18 105,3

329 641 1,43 1,56 106,7 91,1 30 606 1,60 1,93 117,1

347 954 1,43 1,69 116,3 94,4 30 305 1,60 2,18 123,3

1958—1959

1959—1960

1957—1959

1957—1960

DU?—> (?> wa» OUT? CU>

1 Exkl. gruvor och mejerier samt företag tillhörande Svenska Tobaks AB och Vin- & Sprit- centralen AB. 2 I genomsnitt för de olika åren.

slutsatsen att övertiden ökar vid en förkortning av arbetstiden.7 Förutsätt- ningen härför är att de båda arbetargrupperna med bortseende från arbets- tidens längd är fullt homogena ur produktionssynpunkt. Som tidigare fram- hållits är detta emellertid en förutsättning som man inte utan vidare kan göra. För övrigt ser man av bilagetabellerna 3: 1—6 att övertidens storlek för de båda arbetargrupperna varierade högst väsentligt mellan industribranscher— na. I motsats till förhållandet för industrin totalt var exempelvis inom verk- stadsindustrin övertiden under samtliga år mindre för arbetare med den kortare arbetstiden.

Under tiden för arbetstidsförkortningens genomförande steg dock över- tiden för båda arbetargrupperna, nämligen med 16,3 procent för arbetare med förkortning och med 23,3 procent för sådana utan förkortning. Antar man då att ingenting annat under förkortningsperioden inträffat, som påver- kat övertidsuttaget, skulle uppenbarligen arbetstidsförkortningen ha verkat höjande på uttaget. Med andra ord skulle företagen ha försökt att motverka minskningen av arbetsvolymen genom att i större utsträckning än tidigare låta personalen arbeta på övertid.

Av erfarenhet känner man emellertid till att övertiden är ytterst känslig för förändringar i konjunkturen så att om denna går ned, gör övertiden det också och tvärtom. Det har därvid faktiskt visat sig att övertiden förändras

7 Det bör dock här observeras att skillnaden i övertidens storlek till en del kan bero på att definitionen av övertiden är olika i de olika grupperna.

• Sida 154
•  Original

tidigare än många andra konjunkturindikatorer, exempelvis sysselsätt- ningen. Som förut nämnts förekom i realiteten också vissa svängningar i konjunkturen under den här aktuella perioden. I fråga om sysselsättningen inträffade således en nedgång under år 1958, varefter en uppgång följde under åren 1959 och 1960, under vilket senare år sysselsättningen till och med var högre än under 1957.8 I tabell 6: 5 finner man nu att övertiden sjönk under lågkonjunkturåret 1958, vilket dock enbart gällde arbetare med för- kortning och inte övriga arbetare. Sedan ägde åter en uppgång rum, och övertiden nådde liksom sysselsättningen en högre nivå under 1960 än under 1957. Då övertiden på så sätt i stort sett följt konjunktursvängningarna, är det ingenting som hindrar att förändringarna i övertiden helt och hållet berott på konjunkturen och inte på förkortningen av arbetstiden.

Hur det egentligen förhållit sig härvidlag är inte lätt att säga, men frågan kan dock något närmare analyseras, om en jämförelse görs mellan de båda arbetargrupperna. Man finner därvid enligt tabell 6: 5 att övertiden för arbe- tare med förkortning under det första förkortningsåret minskade med 9,1 procent i jämförelse med arbetare utan förkortning. Däremot förekom en ök— ning under de två sista förkortningsåren, men under förkortningsperioden i sin helhet förelåg trots detta en minskning med 5,6 procent. Som framgår av bilagetabell 4: 1 var dock utvecklingen synnerligen olika inom de olika industribranscherna. Tvärtemot förhållandet för industrin totalt inträffade således inom flertalet branscher under förkortningsåren sammanlagt en ökning av övertiden för arbetare med förkortning i jämförelse med övriga arbetare. I själva verket är det utvecklingen inom massa- och pappersin- dustrin som bestämt utvecklingen inom industrin i sin helhet. Så är fallet därför att ett stort antal arbetare utan förkortning förekom i denna bransch, samtidigt som dessa arbetare hade en relativt omfattande övertid.

Antar man nu i fråga om industrin totalt att utvecklingen av övertiden för arbetare utan förkortning är representativ för samtliga arbetare när ingen förkortning äger rum, skulle alltså enligt ovan angivna resultat arbetstids- förkortningen i sin helhet ha lett till en minskning av övertiden. Emellertid förefaller ett dylikt antagande tvivelaktigt av två skäl. Dels är det inte säkert att båda arbetargrupperna påverkats lika mycket av konjunkturen, dels kan ett samband råda mellan grupperna så att förkortningen även inverkat på övertiden för arbetare som inte fått någon förkortning. Det senare är framför allt fallet då båda arbetargrupperna finns representerade i ett och samma företag.

Att konjunkturen inte haft en likartad verkan på arbetargrupperna ser man av utvecklingen inom exempelvis verkstadsindustrin. Där har nämligen enligt bilagetabell 4: 1 trots konjunkturuppgången övertiden minskats under förkortningsperioden för arbetare utan förkortning. Däremot har övertiden

5 Se t. ex. Konjanklurläget, November 1960, Konjunkturinstitutet.

• Sida 155
•  Original

för arbetare med förkortning helt följt konjunkturutvecklingen. Att vidare ett visst beroendeförhållande måste föreligga mellan de båda arbetargrupperna ser man av utvecklingen inom massa- och pappersindustrin. I denna bransch, där båda grupperna ofta förekommer i ett och samma företag, steg under första förkortningsåret övertiden för arbetare utan förkortning, fastän det då inträffade en konjunkturdämpning i branschen. För arbetare med förkort— ning däremot förelåg i enlighet med konjunkturväxlingen en minskning av övertiden. Denna skillnad i utvecklingen mellan grupperna kan sannolikt inte enbart förklaras av en olikartad konjunkturpåverkan, eftersom båda grupperna följde konjunkturutvecklingen under de båda efterföljande åren.

Bortser man då för industrin i sin helhet från att arbetargrupperna påver- kats olika av konjunkturen, kan på så sätt i motsats till vad som framhölls ovan även arbetare med förkortning ha fått ökad övertid genom arbetstids- förkortningen. För att så skall vara fallet behöver enligt tabell 6: 5 blott övertiden för arbetare utan förkortning ha ökat mera än övertiden för arbe— tare med förkortning. Men som tidigare i de teoretiska avsnitten visats är det dock ingenting som hindrar att företagen vid en arbetstidsförkortning faktiskt minskar antalet arbetare som arbetar på övertid. Detta samman- hänger med att en särskild ersättning utgår för övertidsarbete, och att kostnaden per övertidsarbetare därigenom stiger när den ordinarie arbetstiden förkortas. .

För att ytterligare belysa övertidens utveckling i samband med arbetstids- förkortningen har slutligen i tabell 6: 6 övertiden under ett antal år före och efter förkortningen redovisats. Liksom tidigare anges där övertiden i antalet timmar per vecka och arbetare, och dessutom lämnas de vanliga procenttalen för övertiden. Vidare återges indextalen för övertiden under perioden i fråga och likaså en indexserie över sysselsättningen under samma period. Upp- gifterna avser till skillnad mot tidigare samtliga företag inom industrin, alltså även företag med mindre än 25 arbetare, och alla arbetare oavsett om de fått förkortad arbetstid eller ej.

Tabell 6: 6. Förekomsten av övertidsarbete för vuxna arbetare samt indextal över syssel- sättningen under olika är inom hela den egentliga industrin

1955 1956 1957 1958 1959 1960 1961|1962|

Övertid i proc. av tot. ant. tim.. . 3,1 3,0 3,0 2,9 3,4 3,7 3,5 3,4 Övertid per vecka och arbetare). . 1,50 1,49 1,46 1,40 1,60 1,74 1,69 1,55 Index för övertidstimmarna ...... 100,0 99,3 97,3 93,3 106,7 116,0 112,7 103,3 Index för sysselsättningenz ...... 100,0 100,7 101,2 99,0 98,7 103,5 105,6 105,1

1 Omräknat från övertidsprocenten med ledning av uppgifterna om veckoarbetstidens längd. = Grundas på uppgifter om antalet anställda arbetare en dag under senare hälften av varje månad.

Källor: Statistiska centralbyrån, Konjunkturinstitutet samt Arbetstidsförkortningens om- fattning och utläggning (SOU 1962: 17) tab. B.

• Sida 156
•  Original

Man ser i denna tabell att övertiden steg kraftigt under åren 1959—1961 men att en nedgång sedan följde så att nivån för år 1962 blott låg drygt 3 procent över nivån för år 1955. Under samma tid inträffade däremot en stegring i sysselsättningen med omkring 5 procent. Detta tyder på att ökningen av övertiden under och strax efter arbetstidsförkortningen endast var till- fällig och huvudsakligen betingad av konjunkturstegringen.9 Möjligen kan ökningen till en del också ha berott på tillfälliga anpassningssvårigheter för företagen i samband med förkortningen, vilka företagen försökt att lösa genom ökat övertidsuttag. Då emellertid övertiden i förhållande till syssel- sättningen var lägre under 1962 än under 1955, skulle faktiskt med bortseende från själva övergångstiden en minskning i övertiden ha kunnat inträffa som följd av förkortningen.

5. F rånvarons utveckling

A. Regressionsberäkningarna

På samma sätt som i fråga om timförtjänsten har som tidigare redogjorts för frånvarons utveckling i samband med arbetstidsförkortningen undersökts med hjälp av såväl regressionsmetoden som indexmetoden. För regressions- beräkningarnas del återges i tabell 6: 7 resultaten avseende vart och ett av förkortningsåren och dessa år tillsammantagna för industrin i sin helhet. I bilaga 2, tabellerna 2: 1—10, återfinns motsvarande resultat vid fördel- ningen efter industrigrupp, storleksklass och geografiskt område.

Även i detta fall har vägda genomsnittsvärden av konstanterna i regres— sionsekvationen uträknats för företagens olika fördelningar. Vikterna har därvid som vanligt utgjorts av antalet observationer i fördelningarna. Dessa genomsnittsvärden har i tabell 6: 7 redovisats vid sidan av de direkta regres- sionsberäkningarna.

Beträffande koefficienten a kan man i tabell 6: 7 konstatera att denna hade ett mindre värde än ett med avseende på hela förkortningsperioden. Vidare lägger man märke till att a i högre grad understeg nämnda värde under det första förkortningsåret än under de båda efterföljande åren. Denna tendens gäller i stort sett både vid de direkta regressionsberäkningarna och vid medel- värdesbildningen över de respektive fördelningarna. Att så är fallet tyder på att någon större skiktningseffekt inte förelegat i materialet och snedvridit resultaten. I stället får olikheterna resultaten emellan tillskrivas slump— mässiga faktorer, vilket gäller så mycket hellre som standardavvikelsen för koefficienten i fråga är relativt stor.

Ett värde på a understigande ett betyder i enlighet med regressionsekvation

" Även i Norge t. ex. har man funnit att övertidsuttaget inom industrin steg samtidigt med arbetstidsförkortningen. Emellertid har man inte kunnat avgöra om denna stegring berott på förkortningen eller enbart på den samtidigt inträffade konjunkturuppgången. Se Virkninger av arbeidstidsforkortelsen fra 48 til 45 timer, s. 24—28.

• Sida 157
•  Original

Tabell 6: 7. Regressionskoefficienter avseende närvaron för olika är och för åren 1957—— 1959 och 1957—1960 sammanslagna i företag med över 25 arbetare inom hela den egent- liga industrinlL

= direkta regressionsberäkningar = vägda medeltal över industrigrupper = vägda medeltal över storleksklasser vägda medeltal över geografiska områden

11

År N So

0,84 — 0,08 0,006

0,75 0,00 0,70 — 0,32 0,79 — 0,17

1957—1958 >

> UmU—'t

1,01 — 1,29 0.006

0,34 — 0,33 0,37 _ 1,07 0,96 — 1,29

1958—1959

> cow

0,94 0,91 0,15 0,097 0.006

0,76 0,73 0,65 0,90 0,86 0,30 0,90 0,39 0,22

1959—1960

B C D A 0,99 0,93 — 0,48 0084 0.004

0,33 0,31 _ 0,33 0,34 0,32 _ 0,50 0,93 0,33 _ 0,54

1957—1959

> 0053

— 1,80 0,97 0,92 — 0,28 0,064 0,003

B — 1,80 0,81 0,81 — 0,19 C -— 1,80 0,87 0,85 — 0,20 D — 1,80 0,92 0,88 — 0,28

1957—1960

1 Exkl. gruvor och mejerier samt företag tillhörande Svenska Tobaks AB och Vin- & Sprit- centralen AB.

(6: 1) att antalet under året utförda arbetstimmar på ordinarie tid vid konstant arbetarantal minskas procentuellt sett mindre än veckoarbetstiden. För att detta skall kunna ske måste närvaron i antalet veckor per år öka, vilket är liktydigt med att frånvaron sjunker. Enligt de ovan angivna resultaten har följaktligen arbetstidsförkortningen fört med sig en minskning i frånvaron, vilken minskning var mest utpräglad under det första förkortningsåret.

Som framgår av bilagetabell 2: 9 förelåg den här redovisade tendensen i stort sett inom samtliga industribranscher under förkortningsperioden i sin helhet. I fråga om företagens storleksgruppering åter synes enligt bilagetabell

• Sida 158
•  Original

2: 10 tendensen ha varit något mera framträdande för arbetare i mindre än i medelstora och större företag. Resultaten vid dessa fördelningar är dock osäkrare än när det gäller industrin totalt, beroende på att beräkningarna grundar sig på ett färre antal observationer. Detta ser man också av de för— hållandevis stora standardavvikelser som förekommer här.

Koefficienten b i sin tur hade av tabell 6: 7 att döma liksom a i regel ett värde understigande ett för industrin i sin helhet. Detta betyder att antalet utförda arbetstimmar under året vid i övrigt oförändrade förhållanden vari- erat mindre än antalet arbetare. Egentligen skulle dock dessa båda stor- heter ha förändrats proportionellt med varandra och [) således ha haft ett värde i omedelbar närhet av ett. Måttet på antalet arbetare motsvarar näm— ligen som tidigare nämnts i princip genomsnittstalet under året. Att b trots detta erhållit ett lägre värde än ett tyder på att delårsarbetare i viss omfatt- ning fått ingå i måttet till sitt fulla antal. På så sätt återspeglar koefficienten i viss mån storleken av arbetskraftens omsättning i företagen, dvs. i hur stor utsträckning arbetskraften börjar och slutar under året. Ju mera b under- stiger ett, desto mera har följaktligen denna omsättning återspeglats i koef- ficienten och desto större har då sannolikt omsättningen varit i verkligheten. Symtomatiskt är också att b enligt bilagetabell 2: 10 genomgående var lägre i storstadsregionerna än i landet i övrigt, visande att den största omsättningen av arbetskraft förekommer i storstäderna.10

I fråga om restposten h slutligen finner man i tabell 6: 7 att ett negativt värde förelåg under förkortningsperioden i sin helhet. Vid oförändrad arbets- tid och sysselsättning minskade således antalet årligen utförda arbetstimmar, dvs. antalet arbetsveckor per år och arbetare sjönk. Detta förhållande har antagligen till en viss del berott på förekomsten av korttidsarbete, alltså att arbetarna på grund av arbetsbrist inte haft tillfälle att arbeta fulla arbets- veckor. På så sätt skulle tydligen konjunktursvängningarna ha avspeglats i storheten h. Att så ocksåiverkligheten varit fallet ser man av att 11 inte hade ett negativt värde under varje förkortningsår utan uppvisade ett positivt värde under högkonjunkturåret 1960.1

B. Indexberäkningarna Undersökningen av arbetstidsförkortningens verkningar på frånvaron medelst indexmetoden grundar sig som tidigare redogjorts för inte på från- varon som sådan utan i stället på närvaron i veckor per år och arbetare. Storleken av den på så sätt beräknade närvaron redovisas i tabell 6: 8 för arbetare med respektive utan förkortning under olika år med avseende på industrin totalt. Där återges också indextalen för vardera arbetsgruppen lik-

” Se t. ex. R. Meidner, a. a., s. 166—167. 1 Se socialstyrelsens sysselsättningsstatistik för industrin (före år 1959 dess 5. k. kvartalsstati- stik), där i stort sett samma bild av korttidsarbetets utveckling framkommer som den som storheten h antyder.

• Sida 159
•  Original

Tabell 6: 8. Indextal för närvarons utveckling mellan olika är för arbetare som fått resp. inte fått förkortad veckoarbetstid i företag med över 25 arbetare inom hela den egentliga industrin1

A = arbetare som fått förkortad arbetstid B = arbetare som inte fått förkortad arbetstid

Närvaro i veckor Arbetar— Antal per år grupp arbetare2

1:a året 2:a året

1957—1958 331 511 40,90 41,63 101,8 102,7

35 481 44,71 44,29 99,1

327 771 41,66 41,23 99,0 99,8 25 730 44,84 44,48 99,2

384 581 41,18 41,00 99,6 100,0 29 705 44,52 44,31 99,5

329 641 40,90 41,23 100,7 102,5 30 606 44,71 44,48 98,3

347 954 40,90 41,00 100,3 102,5 30 305 44,71 44,31 97,8

1958—1959

1959—1960

1957—1959

1957—1960

w> UJD> cc:» tU> WIP

1 Exkl. gruvor och mejerier samt företag tillhörande Svenska Tobaks AB och Vin- & Sprit- centralen AB. 2 I genomsnitt för de olika åren.

som för den grupp som fått förkortning jämförd med gruppen utan förkort- ning. Närvarons storlek vid de olika fördelningarna av företag återfinns i bilagetabellerna 3: 1—6 och motsvarande indextal avseende förkortnings— perioden i sin helhet i tabellerna 4: 1—2.

I tabell 6: 8 lägger man märke till att arbetare utan förkortning arbetade drygt 44 veckor per år och arbetare med förkortning omkring 41 veckor. Då den förra arbetargruppen som regel hade kortare veckoarbetstid än den senare, skulle följaktligen närvaron vara större ju kortare arbetstiden är. Detta gäller inte enbart för industrin totalt utan som regel även för de olika grupperna av företag. Emellertid får man inte fästa alltför stort avseende vid dessa absoluta mått på närvarons storlek. De uppgifter om antalet arbetare som beräkningar- na grundar sig på är nämligen som tidigare påpekats förhållandevis osäkra. Större Vikt kan däremot läggas på förändringarna av närvaron, eftersom nämnda osäkerhet då framträder mindre.

Under förkortningsåren sammanlagt ökade således av tabell 6: 8 att döma närvaron för arbetare med förkortad arbetstid med 0,3 procent, medan en minskning med 2,2 procent inträffade för arbetare utan förkortning. Detta innebär att närvaron för arbetare som fått förkortning steg med 2,5 procent i jämförelse med övriga arbetare. Enligt tabell 6: 8 förhöll sig närvaron arbetar- grupperna emellan ungefär oförändrad under de två sista förkortningsåren, varför nämnda stegring uteslutande uppkom under det första året.

Antar man nu att utvecklingen för arbetare utan förkortning är representa-

• Sida 160
•  Original

tiv för samtliga arbetare när ingen förkortning äger rum, skulle arbetstids— förkortningen följaktligen ha lett till en ökning av närvaron. Ett dylikt anta- gande förefaller också rimligt med tanke på vilka faktorer som förorsakar att en arbetare inte är närvarande samtliga veckor under året. Till en del är detta institutionellt betingat genom förekomsten av semester och helgdagar, i vilket fall någon skillnad i utvecklingen mellan grupperna sannolikt inte föreligger. Vidare har konjunkturläget en viss betydelse, så till vida att korttidsarbete kan förekomma vid konjunkturdämpningar. Ej heller här är det någonting som talar för att utvecklingen varit olika för de olika grupperna. Återstår så frånvaron i egentlig mening, vilken beror på faktorer hos arbeta- ren själv, såsom sjukdom, olycksfall och övriga personliga förhållanden. Bortser man från inflytandet av arbetstidsförkortningen, har förmodligen också dessa faktorer förändrats på samma sätt för båda arbetargrupperna. Visserligen stiger, som det har visat sig, denna frånvaro med sysselsättnings- graden, men att grupperna skulle vara olika härvidlag finns ingen anledning att anta.2

Slutsatsen härav skulle då bli att frånvaron från arbetet inom industrini sin helhet minskats genom arbetstidsförkortningen.3 4 Detta får dock uppen- barligen inte tolkas så att frånvaron gått ned med lika många procent som uppgången i närvaron, utan slutsatsen gäller enbart riktningen.

Av de antaganden som denna slutsats vilar på synes det som rör korttids- arbetet vara det som man möjligen kan ifrågasätta. Ser man på utvecklingen i de olika industribranscherna, får man emellertid ett belägg för riktigheten i antagandet. Enligt bilagetabell 4:1 utvecklades nämligen närvaron arbetar- grupperna emellan på enahanda sätt i så gott som samtliga branscher. Då en viss splittring i konjunkturen mellan branscherna förelegat, skulle med största sannolikhet så inte ha varit fallet, om korttidsarbetet förändrats olika i de olika arbetargrupperna.

Resultaten här stämmer för övrigt väl överens med de resultat som fram— kom vid regressionsberäkningarna. Då så är fallet inte blott för industrin totalt utan även för de olika fördelningarna av företag, talar detta för att resultaten är riktiga. Trots denna likhet mellan resultaten får man dock inte glömma att beräkningsmetoderna inte är helt jämförbara med varandra. Vid

2 I fråga om frånvarons konjunkturkänslighet, se t. ex. R. Meidner, a. a., s. 272—279, samt Rationaliseringsutredningens betänkande, del II, SOU 1939: 14, s. 202—204. ³ Det kan i detta sammanhang nämnas att frånvaron på grund av sjukdom och andra person- liga skäl enligt socialstyrelsens sysselsättningsstatistik för industrin ökat något under den här aktuella tidsperioden. Att märka är dock att detta inte står i något motsatsförhållande till de resultat som erhållits här, utan nämnda ökning kan ha berott på andra faktorer än arbetstids— förkortningen, exempelvis konjunkturuppgången. Om arbetstidsförkortningen inte hade ägt rum, skulle med andra ord ökningen i frånvaron ha varit ännu större än vad socialstyrelsens stati- stik anger. 4 I Norge exempelvis har en nedgång i frånvaron iakttagits i samband med arbetstidsförkort- ningen. Jfr Virkninger av arbeidstidsforkortelsen fra 48 til 45 timer, s. 24—28. I Danmark däremot har man inte funnit någon skillnad i frånvaron före och efter förkortningen. Se P. Milhoj m. fl. a. a., s. 115—118.

• Sida 161
•  Original

indexberäkningarna tas således ingen hänsyn till att närvaron kan ha på- verkats av omsättningen av arbetskraften. Vidare beaktas här inte att arbets- tiden förkortats olika mycket för olika arbetare, eftersom samtliga arbetare med förkortning hänförs till en enda arbetargrupp.

Att arbetstidsförkortningen på så sätt verkat minskande på frånvaron kan förklaras med att de arbetsdagar under vilka frånvaron är särskilt hög bortfallit genom förkortningen. Så t. ex. har förkortningen ofta uttagits i form av hellediga lördagar,5 och under denna veckodag har också som regel frånvaron visat sig vara högre än under övriga dagar!; I enlighet med den teoretiska analysen i det föregående kan detta även uttryckas så att den opti— mala arbetstiden, bestämd bl.a. av individens trötthet, är kortare än den ordinarie. När då denna arbetstid förkortas kommer den att bättre överens- stämma med den optimala med påföljd att frånvaron minskar. Därvid är det väl närmast fråga om frånvaron på grund av personliga skäl. Utifrån under- sökningarna här kan man dock inte ange huruvida förkortningen haft olik- artat inflytande på de skilda frånvaroanledningarna.7

6. Sammanfattning Under samtliga förkortningsår tillhopa steg enligt föreliggande undersök— ningar den totala timförtjänsten inom industrin i sin helhet med 17 procent för arbetare med förkortning och med 15,7 procent för sådana utan förkort- ning. Det betyder att timförtjänsten ökade med 1,1 procent för arbetare med förkortning i förhållande till övriga arbetare. Denna merökning hänför sig uteslutande till det första förkortningsåret, i det att löneläget mellan de båda arbetargrupperna förhöll sig ungefär oförändrat under de två sista åren. Samma statistiska bild erhölls när sambandet mellan den totala lönesumman och arbetstiden beräknades med hjälp av regressionsmetoden.

Den här angivna merökningen av den totala timförtjänsten för arbetare som fått förkortning får helt tillskrivas förtjänsten vid arbete på ackord. Under förkortningsperioden i sin helhet steg nämligen ackordsförtjänsten per timme för nämnda arbetare med 3,3 procent i jämförelse med arbetare utan förkortning, medan tidlönsförtjänsten sjönk med 0,4 procent. Denna tendens förelåg inte enbart inom industrin totalt utan som regel även inom olika in- dustribranscher, företagsstorlekar och geografiska områden.

För båda arbetargrupperna kan under förkortningsperioden totalt den avtalsmässiga lönestegringen vid tidlön beräknas till 11,3 procent och vid ackord till 6,9 procent. Då tidlönsförtjänsten steg ungefär lika mycket för båda grupperna eller med drygt 16 procent, innebär detta att löneglidningen

5 Se Arbetstidsförkortningens omfattning och utläggning, SOU 1962: 17. 5 Se socialstyrelsens frånvaroundersökningar, publicerade i olika nr av Sociala Meddelanden. 7 Det kan här nämnas att enligt riksförsäkringsverkets statistik ingen speciell tendens före— legat i utvecklingen av antalet sjukdagar per sjukkassemedlem under perioden 1955—1960, medan däremot under samma period en viss minskning i yrkesskadefrekvensen inträffat, vilken minskning dock inte var särskilt utpräglad under förkortningsåren.

• Sida 162
•  Original

vid tidlön uppgick till omkring 4 procent för vardera gruppen. Vid ackordslön däremot ökade timförtjänsten med drygt 18 procent för arbetare med för— kortning och med drygt 14 procent för övriga arbetare, varför löneglidningen vid denna löneform belöpte sig till omkring 10 respektive 7 procent.

Antar man då, vilket förefaller rimligt, att glidningen av ackordssatserna varit densamma för båda arbetargrupperna, kommer man fram till att arbets— prestationerna ökat mera för arbetare som fått förkortad arbetstid än för sådana utan förkortning. Detta i sin tur tyder på att arbetstidsförkortningen resulterat i en ökning av produktiviteten inom företagen. På så sätt har samma resultat erhållits här som i föregående kapitel, där förkortningens verkningar på produktionsvolymen undersöktes.

I fråga om inkomstutvecklingen visar det sig att veckoinkomsten på ordina- rie tid inom hela industrin ökade med 9,7 procent för arbetare med förkort- ning och med 15,3 procent för övriga arbetare. Som följd härav fick de förra arbetarna, om de ställs i relation till de senare, sin veckoinkomst genom ar- betstidsförkortningen reducerad med 4,9 procent. Då veckoarbetstiden för de ifrågavarande arbetarna förkortades med 5,9 procent, erhöll de således en viss kompensation för förkortningen. Till allra största delen fick dock kostna- derna för arbetstidsförkortningen bäras av de arbetare som erhöll den kortare arbetstiden. Detta gäller även om övertiden inräknas i veckoinkomsten, i vilket fall kompensationen till och med minskade något.

Beträffande övertiden visar undersökningen att en kraftig stegring för båda arbetargrupperna inträffade under tiden för arbetstidsförkortningens genomförande. Övertiden per vecka och arbetare steg således inom industrin totalt med 16,3 procent för arbetare med förkortning och med 23,3 procent för övriga arbetare. Sannolikt var dock denna stegring enbart tillfällig och beroende av konjunkturuppgången under den ifrågavarande perioden. En tid efter arbetstidsförkortningen hade nämligen övertiden sjunkit ned till ungefär samma nivå som före förkortningen. Den större ökningen av över- tiden för arbetare utan reducerad arbetstid kan dock möjligen ha berott på arbetstidsförkortningen, men å andra sidan var utvecklingen ytterst splittrad mellan de olika industribranscherna.

F rånvaron från arbetet däremot tycks enligt undersökningarna ha minskat något till följd av den kortare arbetstiden. Ser man på närvaron i antalet veckor per år och arbetare, har nämligen en ökning ägt rum inom industrin i sin helhet med 2,5 procent för arbetare med förkortning i jämförelse med sådana utan förkortning. Denna tendens är genomgående såväl för de skilda industribranscherna som för företag av olika storleksordning och geografiska belägenhet. Tendensen kom för övrigt också till synes när sambandet mellan antalet utförda arbetstimmar och arbetstiden undersöktes medelst regressions- tekniken. Den faktiska arbetstiden har på så sätt genom minskningen av frånvaron reducerats något mindre än vad som svarar mot arbetstidsför- kortningen.

• Sida 163
•  Original

KAPITEL 7

Den samhällsekonomiska utvecklingen

1. Systemets interdependens

Som nämndes i inledningskapitlet kännetecknas det ekonomiska systemet av en mer eller mindre utpräglad interdependens. Detta betyder att en för- ändring i någon av de i systemet givna faktorerna påverkar ett större eller mindre antal av systemets endogena variabler. Räknas då arbetstiden till dessa givna faktorer, kan olika slag av verkningar tänkas uppstå i systemet som följd av en arbetstidsförkortning.

Genom denna interdependens verkar en förkortning av arbetstiden på produktionsvolymen i samhället inte blott direkt utan även indirekt. Bland de indirekta verkningarna kan nämnas verkningarna på sysselsättningen och på utrustningen av realkapital. Vidare kan förkortningen ha indirekta verk- ningar på produktionen genom dess inflytande på konsumtionens omfattning och inriktning. Likaså är det möjligt att indirekta verkningar uppstår genom att förkortningen påverkar pris- och löneutvecklingen. Konkurrensförmågan gentemot utlandet berörs härav med påföljd att handelsbalansen förändras och därmed den inhemska produktionen.

Dessa förändringar i de endogena variablerna utgör resultatet av anpass- ningar till olika parameterförändringar från de ekonomiska subjektens sida. I det ekonomiska systemet får ständigt dylika anpassningar tänkas äga rum, varför en arbetstidsförkortning endast bidrar till att ändra denna anpass- ningsprocess. Under sådana förhållanden är det ett komplicerat problem att särskilja de totala verkningarna av en förkortning och ange hur utvecklingen skulle ha gestaltat sig, om ingen förkortning hade ägt rum. Problemet kompli- ceras ytterligare av att vissa verkningar, t. ex. verkningarna på kapitalbestån- det, uppträder först efter en viss tid, under vilken tid nya förändringar kan ha inträffat i systemets data. Möjligen skulle dessa verkningar kunna under- sökas teoretiskt genom att man konstruerar en modell för systemet, men att klarlägga verkningarna empiriskt får väl närmast betraktas som ett olösligt problem.

Något försök att analysera förkortningens totala verkningar skall här ej heller göras. Som avslutning lämnas endast en kortfattad beskrivning av den samhällsekonomiska utvecklingen under förkortningsåren och för jäm- förelsens skull även under åren närmast före och efter förkortningen. Vissa karakteristiska drag i utvecklingen kommer därvid att framhållas, samtidigt

• Sida 164
•  Original

som utvecklingen betraktas mot bakgrunden av de partiella verkningarna av förkortningen, så som dessa framkommit tidigare i detta arbete.

2. Utvecklingen i huvuddrag

A. Industriproduktionen

Till att börja med betraktas enbart utvecklingen inom industrin, och i tabell 7: 1 har vissa uppgifter rörande denna utveckling återgetts. Där redovisas således uppgifter angående utvecklingen av såväl produktionsvolymen som produktionen per timme för arbetare och produktionen per sysselsatt. Vidare anges förändringarna i antalet tjänstemän och i antalet arbetare och likaså för vardera gruppen förändringarna i den ordinarie veckoarbetstidens längd. Slutligen har utvecklingen av bruttoinvesteringarna (exkl. underhåll) i fasta priser redovisats.

Enligt denna tabell har något avbräck i produl-ztionsutvecklingen inte in- träffat under arbetstidsförkortningen åren 1958—1960. Tvärtom var under denna tid den procentuella produktionsstegringen i genomsnitt per är större än under den närmast föregående och efterföljande treårsperioden. Som framgår av tabellen hänför sig den kraftiga produktionsstegringen under förkortningsperioden enbart till åren 1959 och 1960, i det att stegringen var förhållandevis låg under 1958. Utvecklingen i fråga återspeglar konjunktur— dämpningen under 1958 och uppgången under de båda efterföljande åren.

Frågan är nu hur produktionsutvecklingen skulle ha gestaltat sig om arbets- tidsförkortningen inte hade ägt rum. Av tabell 7: 1 att döma uppgick förkort- ningen av arbetstiden för arbetarna till 1,9 procent i genomsnitt per år inom industrin i sin helhet.1 Antas då i enlighet med beräkningarna i kapitel 5 att produktionens elasticitet med avseende på arbetstiden har värdet 0,7, skulle det årliga produktionsbortfallet ha uppgått till 1,3 procent. I stället för en genomsnittlig produktionsstegring på 5,9 procent skulle således en stegring på 7,2 procent ha förelegat utan förkortning.

För att detta resultat skall gälla fordras emellertid att efterfrågeförhållan- dena för industrins produkter inte förändrats genom arbetstidsförkortningen. Vidare fordras att förkortningen lämnat såväl sysselsättningen som kapital- utrustningen i företagen opåverkade. Då uppenbarligen ingetdera av dessa villkor med nödvändighet har varit uppfyllda, behöver förkortningen inte ha förorsakat den angivna nedgången i produktionens stegringstakt.

I fråga om sysselsättningen ser man av tabell 7: 1 att en stegring på 1,8 procent per år inträffade för arbetarnas del under förkortningsperioden. Denna stegring, som var ungefär lika stor som minskningen i arbetstiden, överskred ökningen i sysselsättningen såväl före som efter förkortningen. I första hand får stegringen i fråga antagligen tillskrivas konjunkturuppgång—

B 1 I motsats till uppgifterna i kapitel 5 innefattar den här lämnade uppgiften hela industrin, alltså även t. ex. gruvföretagen.

• Sida 165
•  Original

Tabell 7: ]. Produktion, sysselsättning och investeringar inom egentlig industri under åren 1954—1963

Procentuella förändringar sedan föregående år

Tjänstemän Arbetare Produk- Produk— Brutto-

tion per tion per investe- Vecko— arbets- sysel- ring (exkl. arbetstid1 timme3 satt| underhåll)

Produk- tions- volym Antal

Vecko- arbetstidl Antal-

1955 1956 1957 1955—57

1958 1959 1960 1958—60

1961 1962 1963 1960—63

» ». ». 00qu

3. Sammanfattning och slutsatser

Genom interdependensen i det ekonomiska systemet är det möjligt att en förkortning av arbetstiden har olika slag av verkningar. Den kan således verka på såväl priser som kvantiteter, oavsett om det är fråga om faktor- eller varumarknader. Var verkningarna då i första hand sätter in, beror inte minst på den konjunktursituation som råder när förkortningen genomförs.

Enligt föreliggande undersökning skulle industriproduktionen ha minskat med ca 1,3 procent årligen under förkortningsperioden jämfört med om ingen förkortning hade ägt rum. I verkligheten avtog emellertid inte produktionens ökningstakt under denna period, utan i stället inträffade en stegring. Förklaringen härtill är främst att sysselsättningen inom industrin ökade under perioden, en ökning som var ungeför lika stor som minskningen i arbetstiden. Ingenting motsäger att denna ökning i sysselsättningen till en del sammanhängt med arbetstidsförkortningen.

Om konjunkturläget då hade varit sådant att brist på arbetskraft förelegat, skulle förkortningen i större utsträckning ha gått ut över produktionen. På så sätt har tydligen konjunkturerna haft betydelse för förkortningens verk— ningar. Detta får man också belägg för, om man betraktar nationalproduktens utveckling. I motsats till industriproduktionen uppvisade denna storhet en tendens till minskad stegringstakt under förkortningsperioden. Så var fallet beroende på att samma möjligheter att öka sysselsättningen inte förelåg för hela den ekonomiska verksamheten i landet som för enbart industrin.

• Sida 171
•  Original

Beträffande produktiviteten har under förkortningsåren en större ökning ägt rum inom industrin än vad som skulle ha varit fallet om förkortningen inte hade genomförts. Detta förhållande har i och för sig hållit tillbaka ök- ningen i efterfrågan på arbetskraft under de ifrågavarande åren. Samma sak skulle ha gällt om förkortningen också hade bidragit till att minska frånvaron från arbetet och öka övertidsuttaget. Någon utpräglad tendens i den rikt- ningen har dock för industrins del inte kunnat förmärkas i föreliggande arbete.

Stegringen i produktivitetens ökningstakt kan förklaras med att arbetstem- pot och rationaliseringssträvandena ökat genom arbetstidsförkortningen. Dessutom har stegringen i fråga under förkortningsåren antagligen berott på ökat kapacitetsutnyttjande i samband med konjunkturuppgången. Likaså är det möjligt att produktivitetsstegringen till en del betingats av ökningen i investeringarna. Sistnämnda ökning kan möjligen ha haft samband med ar- betstidsförkortningen, men mest troligt är att andra faktorer härvidlag domi— nerat.

På grund av produktivitetens ökade stegringstakt under förkortnings- perioden skulle det ha varit rimligt att tänka sig att också timförtjänstens stegringstakt ökat. Inom industrin var emellertid så inte fallet i fråga om penninglönen. Detta får dock ses mot bakgrunden av att prisnivån inom landet under den ifrågavarande perioden höjdes blott obetydligt, vilket i sin tur främst berodde på att exportpriserna och i ännu högre grad importpriserna sjönk under perioden. Liksom produktiviteten kom därför i själva verket den reala timförtjänsten, om man bortser från omsättningsskatten, att stiga mera under förkortningsåren än under närmast föregående och efterföl- jande år.

• Sida 172
•  Original

• Sida 173
•  Original

Tabellbilagor

Symboler:

Tabellerna 1: 1—12 rörande produktionsvolymen.

N: x: a: b: C:

S: h:

antalet observationer, dvs. antalet företag; den genomsnittliga procentuella förändringen av veckoarbetstiden; regressionskoefficienten för produktionsvolymen in. a. p. arbetstiden; regressionskoefficienten för produktionsvolymen m. a. p. arbetarantalet; regressionskoefficienten för produktionsvolymen m. a. p. realkapitalin— satsen; standardavvikelsen för respektive regressionskoefficient; 100 )( I: den ej förklarade procentuella förändringen av produktions- volymen.

Tabellerna 2: 1—10 rörande timförtjänsten respektive frånvaron.

N: 113: (1:

b:

S: 11:

antalet observationer, dvs. antalet arbetargrupper; den genomsnittliga procentuella förändringen av veckoarbetstiden; regressionskloefficienten för (len utbetalda lönesumman respektive antalet utförda arbetstimmar m. a. p. arbetstiden; regressionskoefficienten för den utbetalda lönesumman respektive antalet utförda arbetstimmar m. a. 1). arbetarantalet; standardavvikelsen för respektive regressionskoefficient; 100 )( [=den ej förklarade procentuella förändringen av timförtjänsten respektive antalet närvaroveckor under året.

• Sida 174
•  Original

• Sida 175
•  Original

BILAGA 1

Tabell 1: 1. Regressionskoefficienter avseende produktionen för perioden 1.95 7—1958 [ företag med över 25 arbetare fördelade efter industrigrupp

a b (:

Industri ru N 8 PP Sa So Sc

Metall- o. verkstadsindustri ....... 934 0,80 0,87 0,02 5,67 0,255 0.033 0,010

Jord- o. stenindustri ............. 207 0,75 0,79 0,01 0,66 0,506 0,074 0,063

Träindustri ..................... 405 0,65 0,71 0,07 7,39 0,457 0.065 0,032

Massa- o. pappersindustri ......... 164 0,51 0,58 0,21 — 1,20 0,471 0.063 0,045

Grafisk industri ................. 184 1,06 0,66 0,04 4,56 0.455 0,050 0,043

Livsm. o. dryckesvindustri1 ...... 312 —— 1,70 0,62 0,69 —0,06 0,92 0,380 0,054 0,044

Textil- o. beklädnadsindu stri. . . . . 454 — 1,79 0,65 0,81 0,05 1,56 0,33?) 0,049 0,041

Läder-, hår— 0. gummivindustri. . . 136 —— 2,05 0,98 0,99 0,24 1,89 0,485 0,093 0,053

Kemisk o. kemisk—teknisk industri. 123 —- 1,85 0,31 0,53 0,02 7,80 0,707 0,106 0,008

Hela industrin .................. 2 919 — 1,87 0,67 0.80 0,03 3,87 0,143 0,019 0,006

Hela industrin, vägda medeltal. . . . 2 919 — 1,87 0,72 0,78 0,04 3,86

1 Exkl. mejerier och företag tillhörande Svenska Tobaks AB och Vin- & Spritcentralen AB.

• Sida 176
•  Original

Tabell 1: 2. Regressionskoefficienler avseende produktionen för perioden 1958—1959

i företag med över 25 arbetare fördelade efter industrigrupp

I (1 t ' N a b c ) n us ri ru x 1 g ” S. S. S.

Metall- o. verkstadsindustri ....... 904 — 2,07 0,57 0,68 0,02 6,99 0,275 0,038 0,022

Jord- o. stenindustri ............. 206 — 1,94 1,02 0,81 0,02 11,45 0.688 0,098 0,074

Träindustri ..................... 392 — 2,10 0,63 0,68 0,12 9,87 0,474 0,066 0,036

Massa— o. pappersindustri ......... 164 — 1,87 0,81 0,74 0,19 5,62 0,474 0,077 0,027

Grafisk industri ................. 178 — 2,92 0,91 0,62 0,02 7,75 0,369 0,110 0,075

Livsm.- o. dryckesv.industri1 ...... 307 — 1,90 0,64 0,71 0,08 6,98 0,466 0.059 0,063

Textil- o. bcklädnadsindustri ..... 445 — 1,94 0,75 0,64 0,05 6,76 0,376 0,045 0,032

Läder-, hår— 0. gummiv.industri. . . 135 —- 2,16 0,66 0,79 —0,03 8,29 0,712 0,096 0.086

Kemisk o. kemisk-teknisk industri. 121 — 1,85 0,64 0,60 —0,02 10,45 0,581 0,083 0,073

Hela industrin .................. 2 852 — 2,06 0,71 0,68 0,06 7,83 0.150 0,021 0,013

Hela industrin, vägda medelta1.. . . 2 852 — 2,06 0,69 0,69 0,05 7,85

1 Exkl. mejerier och företag tillhörande Svenska Tobaks AB och Vin- & Spritcentralen AB.

• Sida 177
•  Original

Tabell 1: 3. Regressionskoefficienter avseende produktionen för perioden 1959—1960 i företag med över 25 arbetare fördelade efter industrigrupp

a b c

Industrigrupp N S,, S,, Sc

Metall- o. verkstadsindustri ....... 0,68 0,68 0,07 6,47 0,276 0.038 0,025

Jord— o. stenindustri ............. 0,90 0,91 —0,02 7,06 0.560 0.073 0,042

Träindustri ..................... 0,59 0,62 0,45 ——0,97 0,41] 0,057 0,057

Massa- 0. pappersindustri ........ 0,61 0,55 —0,00 10,86 0,538 0.129 0,049

Grafisk industri ................. 0,22 0,45 0,03 4,86 0,353 0,077 0.040

Livsm.- o. dryckesvindustril ..... 0,72 0,73 —0,06 4,21 0,394 0,066 0,068

Textil- o. beklädnadsindustri ..... 0,70 0,63 0,10 5,24 0,384 0,044 0,045

Läder-, här- o. gummiv.industri 0,50 0,67 0,28 8,31 0,638 0,110 0,073

Kemisk o. kemisk-teknisk industri. 118 0,40 0,42 —0,05 7,10 0,679 0,088 0,099

Hela industrin .................. 2 847 0,66 0,67 0,09 5,16 0,149 0,020 0,016

Hela industrin, vägda medeltal. . . . 2 847 — 2,02 0,64 0,65 0,10 5,33

1 Exkl. mejerier och företag tillhörande Svenska Tobaks AB och Vin- & Spritcentralen AB.

12—-412003

• Sida 178
•  Original

Tabell 1: 4. Regressionskoefficienler avseende produktionen för perioderna 1957—1958 och 1958—1959 sammanslagna i företag med över 25 arbetare fördelade efter industri-

grupp I (1 t ' N a b 6 h n us ri ru x g ” S.. S. 5.

Metall- o. verkstadsindustri ....... 1 838 — 2,04 0,68 0,78 0,02 6,19 0,188 0,025 0.009

Jord- o. stenindustri ............. 413 -— 1,91 0,89 0,80 0,01 6,09 0.426 0.062 0.049

Träindustri ..................... 797 — 2,08 0,64 0,69 0,10 8,62 0.329 0,046 0.024

Massa- o. pappersindustri ......... 328 — 1,85 0,64 0,64 0,20 2,30 0.333 0.049 0.023

Grafisk industri ........ . ........ 362 — 2,03 0,96 0,65 0,03 6,16 0,269 0,053 0.042

Livsm.- o. dryckesvindustril ...... 619 — 1,80 0,64 0,71 0,00 3,89 0,303 0,040 0.038

Textil- o. beklädnadsindustri ...... 899 —1,86 0,68 0,70 0,05 3,90 0.252 0.033 0.025

Läder-, hår- 0. gummiv.industri 271 —— 2,10 0,80 0,84 0.12 4.82 0.441 0,068 0.051

Kemisk o. kemisk-teknisk industri. 244 — 1,85 0,48 0,56 0,02 9,05 0,456 0.066 0.007

Hela industrin .................. 5 771 — 1,97 0,69 0,74 0,03 5,82 0.104 0.014 0,005

Hela industrin, vägda medeltal. . . 5 771 — 1,97 0,70 0,73 0,05 5,75

1 Exkl. mejerier och företag tillhörande Svenska Tobaks AB och Vin- & Spritcentralen AB.

• Sida 179
•  Original

Tabell 1: 5. Regressionskoefficienter avseende produktionen för perioden 1957—1958 i företag med över 25 arbetare fördelade efter storleksklass

a b sa 517

Storleksklass N

Företag med 25— 50 arbetare . . . » 51—100 » 101—200

» 201—500

» över 500 Samtliga företag .................

Samtliga företag, vägda medeltal. .

Tabell 1: 6. Regressionskoefficienter avseende produktionen för perioden 1958—1959

i företag med över 25 arbetare fördelade efter storleksklass

a 11 S,, S,,

Storleksklass N

Företag med 25— 50 arbetare . . . » 51—100 » 101—200 » 201—500 » över 500

Samtliga företag .................

Samtliga företag, vägda medeltal. .

• Sida 180
•  Original

Tabell 1: 7. Regressionskoefficienter avseende produktionen för perioden 1959—1960 i företag med över 25 arbetare fördelade efter storleksklass

a b c storleksklass N x h Sa Sb Sc Företag med 25— 50 arbetare . . . 1 162 — 2,01 0,62 0,71 0,08 4,54 0,248 0.029 0.024 » » 51—100 » ..... 748 — 2,07 0,60 0,57 0,14 5,72 0,290 0.043 0.035 » » 101—200 » ..... 436 — 2,05 0,76 0,66 0,10 6,22 0.391 0.063 0.037 » » 201—500 » ..... 341 — 1,99 0,86 0,75 0,05 4,46 0.347 0,064 0.041 » » över 500 » ..... 160 -— 1,88 0,55 0,49 0,05 7,12 0.424 0.109 0.054 Samtliga företag ................ 2 847 — 2,02 0,66 0.67 0,09 5,16 0.149 0.020 0.016 Samtliga företag. vägda medeltal. . 2 847 — 2,02 0,66 0,66 0,09 5,24

Tabell 1: 8. Regressionskoefficienter avseende produktionen för perioderna 1957—1958 och 1958»—1959 sammanslagna i företag med över 25 arbetare fördelade efter storleks-

klass (1 b c Storleksklass N 3: h S,, S,, S. Företag med 25— 50 arbetare . . . 2 336 — 1,97 0,64 0,71 0,03 6,22 0,184 0.023 0.008 » » 51—100 » ..... 1 522 — 2,01 0,76 0,75 0,05 5,69 0.200 0.027 0.010 » » 101—200 » ..... 891 — 1,97 0,60 0,73 0,07 5,02 0.215 0.037 0.024 » » 201—500 » ..... 705 -— 1,92 0,85 0,88 0,05 5,67 0,232 0.041 0,026 » » över 500 » ..... 317 —- 1,82 0,87 0,85 0,03 6,34 0.340 0.068 0.039 Samtliga företag ................. 5 771 — 1,97 0,69 0,74 0,03 5,82 0.104 0.014 0.005 Samtliga företag, vägda medeltal. . 5 771 — 1,97 0,70 0,75 0,04 5,83

• Sida 181
•  Original

Tabell 1: 9. Regressionskoefficienter avseende produktionen för perioden 1957—1958 i företag med över 25 arbetare fördelade efter sättet för arbetstidsförkortningens genom- förande samt efter driftstidens förändring i förhållande till arbetstiden

Förkortningssätt N a b (: Driftstidens förändring S,, S,, Sc

Vissa dagar förkortade ........... Hellediga dagar ................. Ingen förkortning ...............

Driftstiden förkortad i samma grad som arbetstiden ...............

Driftstiden förkortad i mindre grad eller ej alls ...................

Oavsett förkortningssätt eller driftstidens förändring .........

Oavsett förkortningssätt, vägda medeltal .....................

Oavsett driftstidens förkortning, vägda medeltal ................

• Sida 182
•  Original

Tabell 1:10. Regressionskoefficienter avseende produktionen för perioden 1958—1959 i företag med över 25 arbetare fördelade efter sättet för arbetstidsförkortningens genom- förande samt efter driftstidens förändring i förhållande till arbetstiden

a b ::

Förkortningssätt N x h Driftstidens förändring sa. 817 Se Vissa dagar förkortade ........... 137 — 2,12 0,67 0,69 —0,05 7,20 0.741 0.079 0.078 Hellediga dagar ................. 2 609 — 2,15 0,78 0,72 0,06 7,91 0,152 0.023 0.014 Ingen förkortning ............... 106 — —— 0,25 —0,01 7.35

-— 0.077 0.151 Driftstiden förkortad i samma grad som arbetstiden ........... 2 362 — 2,18 0,76 0,71 0,04 7,75 0.158 0.023 0,014 Driftstiden förkortad i mindre grad eller ej alls ............... 384 — 1,94 0,72 0,76 0,13 8,72 0.447 0,074 0.035 Oavsett förkortningssätt eller driftstidens förändring ......... 2 852 — 2,06 0,71 0,68 0,06 7,83 0.150 0.021 0,013 Oavsett förkortningssätt, vägda medeltal ..................... 2 852 —- 2,07 0,77 0,70 0,05 7,86

Oavsett driftstidens förkortning, vägda medeltal ................ 2 852 — 2,07 0,75 0,70 0,05 7,87

• Sida 183
•  Original

Tabell 1:11. Regressionskoefficienter avseende produktionen för perioden 1959—1960 i företag med över 25 arbetare fördelade efter sättet för arbetstidsförkortningens genom- förande samt efter driftstidens förändring i förhållande till arbetstiden

Förkortningssätt N a b c Driftstidens förändring Sa So Sc

Vissa dagar förkortade ........... 66 Hellediga dagar ................. Därav: Lediga lördagar året om. . .

Ingen förkortning ...............

Driftstiden förkortad i samma grad som arbetstiden ...........

Driftstiden förkortad i mindre grad eller ej alls ...............

Oavsett förkortningssätt eller driftstidens förändring .........

Oavsett förkortningssätt, vägda medeltal .....................

Oavsett driftstidens förkortning, vägda medeltal ................

• Sida 184
•  Original

Tabell 1: 12. Regressionskoefficienter avseende produktionen för perioderna 1957—1.958 och 1958—1959 sammanslagna i företag med över 25 arbetare fördelade efter sättet för arbetstidsförkortningens genomförande samt efter driftstidens förändring i förhållande till arbetstiden

Förkortningssätt N 1 a b 6 h Driftstidens förändring Sa Sb Sc Vissa dagar förkortade ........... 466 — 1,97 0,64 0,69 0,02 4,85 0.377 0.046 0.037 Hellediga dagar ................. 4 976 — 2,10 0,78 0,77 0,03 6,10 0.109 0.016 0.005 Ingen förkortning .............. 329 — -— 0,44 —0,02 3,09

— 0.047 0.056 Driftstiden förkortad i samma grad som arbetstiden ........... 4 719 — 2,12 0,78 0,77 0,03 5,97 0.109 0.016 0.006 Driftstiden förkortad i mindre grad eller ej alls ............... 723 — 1,85 0,63 0,69 0,10 6,02 0.334 0.048 0.021 Oavsett förkortningssätt eller driftstidens förändring ......... 5 771 —— 1,97 0,69 0,74 0,03 5,82 0.104 0.014 0.005 Oavsett förkortningssätt, vägda medeltal ..................... 5 771 — 1,97 0,77 0,74 0,03 5,83

Oavsett driftstidens förkortning, vägda medeltal ................ 5 771 — 1,97 0,76 0,74 0,04 5,81

• Sida 185
•  Original

BILAGA 2

Tabell 2: ]. Regressionskoeffieienter avseende timförtjänsten och frånvaron för perioden 1957—1958 i företag med över 25 arbetare fördelade efter industrigrupp

a b

Industrigrupp N S S a b

Tim förtjänsten : Metall- o. verkstadsindustri .......... 0,12 1,01 0.689 0.051

Jord- o. stenindustri ................ 1,04 1 ,05 0.124 0.015

Träindustri ........................ 1,07 1,05 0.144 0.021

Massa- o. pappersindustri ............ 1,24 1,03 0.422 0.008

Grafisk industri .................... 1,40 0,85 0.302 0.054

Livsm.- o. dryckesvindustri1 ......... 0,96 0,92 0.129 0.020

Textil- o. beklädnadsindustri ......... 1,04 0,96 0.217 0.035

Läder-, hår- 0. gummivaruindustri. . . . 0,99 0,95 0.151 0.026

Kemisk o. kemisk-teknisk industri. . . . 1,58 1,02 0,902 0,064

Hela industrin ..................... 0,73 1,02 0.242 0.014

Frånvaron: Metall- o. verkstadsindustri .......... 864 — 1,85 0,75 0,83 1,00 0.144 0.009

Jord- o. stenindustri ................ 283 — 1,34 0,45 0,77 —— 2,32 0.287 0.035

Träindustri ........................ 323 — 1,93 0,64 0,60 1,10 0.269 0.033

Massa— o. pappersindustri ............ 191 — 1,42 0,65 0,87 — 3,31 1.143 0.018

Grafisk industri .................... 125 —— 1.15 0.48 0.21 — 0,40 0.476 0.041

Livsm.- o. dryckesv.industri1 ......... 245 — 1,75 0,80 0,70 0,60 0.257 0.037

Textil- o. beklädnadsindustri ......... 326 — 1,87 0,63 0,86 0,45 0.157 0,025

Läder—, hår- 0. gummivaruindustri . . . 127 — 1,94 0,65 0,57 — 1,22 0.349 0,046

Kemisk o. kemisk-teknisk industri . . . 169 — 1,38 0,81 0,92 0,10 0.353 0,025

Hela industrin ..................... 2 653 — 1,71 0,72 0,84 — 0,08 0.114 0.006

1 Exkl. mejerier och företag tillhörande Svenska Tobaks AB och Vin- & Spritcentralen AB.

• Sida 186
•  Original

Tabell 2: 2. Regressionskoefficienter avseende timförtjänsten och frånvaron för perioden 1957—1958 i företag med över 25 arbetare fördelade efter storleksklass och geografiskt

område Storleksklass ” b Geografiskt område N :c Sa S., h Timförtjänsten:

Företag med 25— 50 arbetare ...... 937 — 1,79 0,96 1,00 5,22 0.107 0.014

» » 51—100 » ......... 676 — 1,85 1,17 0,97 5,52 0.202 0.025

» » 101—200 » . ........ 428 — 1,80 0,83 0,91 7,59 1.071 0.167

» » 201—500 » ......... 389 — 1,48 —1,44 1,01 7,76 1.119 0.071

» » över 500 » ......... 223 -— 1,20 0,93 1,03 4,82 0.294 0.005

Stor-Stockholm .................... 259 — 1,86 0,76 0,82 5,92 1.044 0.172

Stor-Göteborg ...................... 133 _— 1,83 0,90 0,96 5,36 0.244 0.034

Malmö ............................ 89 —- 1,73 0,92 0,87 4,95 0.337 0,053

Övriga landet ...................... 2 172 — 1,69 0,68 1,02 6,14 0.268 0.015

Frånvaron:

Företag med 25—— 50 arbetare ...... 937 _ 1,79 0,50 0,69 —0,65 0.147 0.019

» » 51—100 » ........ 676 — 1,85 0,55 0,64 — 0,40 0.201 0.021

» » 101—200 » ........ 428 — 1,80 0,88 0,79 0,41 0.157 0.023

» » 201—500 » ........ 389 — 1.48 0,53 0,59 — 1,20 0.418 0.018

» » över 500 » ........ 223 — 1,20 0,48 0,93 1,34 0.334 0.005

Stor-Stockholm .................... 259 — 1,86 0,61 0,49 — 1,91 0.277 0.033

Stor-Göteborg ...................... 133 — 1,83 0,55 0,61 — 0,90 0.395 0.045

Malmö ............................ 89 _ 1,73 0,59 0,61 — 0,07 0.463 0.063

Övriga landet ...................... 2 172 — 1,69 0,68 0,85 0,08 0,129 0.006

• Sida 187
•  Original

Tabell 2: 3. Regressionskoefficienler avseende timförtjänsten och frånvaron för perioden 1958—1959 i företag med över 25 arbetare fördelade efter industrigrupp

a b

Industrigrupp N S S a !)

Timförtjänsten: Metall- o. verkstadsindustri ......... 1,05 1,16 0,1 66 0.006

Jord- o. stenindustri ................ 0,91 1,04 0.156 0.014

Träindustri ........................ 0,72 0,91 1.469 0.214

Massa- o. pappersindustri ............ 1,14 1,02 0.579 0.013

Grafisk industri .................... 0,77 0,81 0.160 0.059

Livsm.- o. dryckesv.industi'il ......... 1,01 0,97 0.130 0.016

Textil- o. heklädnadsindustri ......... 0.90 0.85 0.163 0.025

Läder-. hår— 0. gummivaruindustri . . . 0,98 1,02 0.202 0.022

Kemisk o. kemisk-teknisk industri . .. 0,42 1,12 1.110 0.031

Hela industrin ..................... 1,01 1,10 0.200 0.010

Frånvaron:

Metall- o. verkstadsindustri ......... _ 1,90 1,29 1,08 — 0,23 0.159 0.007

Jord- o. stenindustri ................ _ 1.37 0.86 0,90 2,13 0.390 0.037

Träindustri ........................ _ 1.93 0.69 0.59 — 1,23 0.281 0.035

Massa- o. pappersindustri ............ _ 1,43 1,25 1,04 — 1,39 0.460 0.010

Grafisk industri .................... _ 2,96 0,24 0,37 _ 2,15 0.218 0.062

Livsm.- o. dryckesvindustril ......... _ 1,90 0,54 0,65 _ 0,22 0.289 0.029

Textil- o. beklädnadsindustri ......... _ 2,01 0,56 0,59 _ 4,79 0.235 0.027

Läder-, hår— 0. gummivaruindustri . . . _ 2,00 0,79 0,50 — 2,70 0.561 0.039

Kemisk o. kemisk-teknisk industri . . . 166 _ 1,30 1,27 1,02 0,71 0.464 0.014

Hela industrin ..................... 2 532 _ 1,83 1,22 1,01 — 1,29 0.115 0.006

1 Exkl. mejerier och företag tillhörande Svenska Tobaks AB och Vin— & Spritcentralen AB.

• Sida 188
•  Original

Tabell 2: 4. Regressionskoefficienter avseende timförtjänsten och frånvaron för perioden 1958—1959 i företag med över 25 arbetare fördelade efter storleksklass och geografiskt

område Storleksklass N x a h h Geografiskt område Sa Sz» Timförtjänsten:

Företag med 25— 50 arbetara ...... 877 _ 1,97 1,07 1,07 4,13 0,097 0.007

» » 51—100 » ........ 637 _ 2,02 0,94 0,99 4,34 0.097 0.012

» » 101—200 » ........ 413 _ 1,84 0,98 1,04 3,70 0.139 0.012

» » 201—500 » ........ 382 _ 1,55 0,67 1,14 5,81 1.350 0.036

» » över 500 » ........ 223 _ 1,25 0,34 1,09 5,12 0.867 0.018

Stor-Stockholm ..................... 241 _ 2,03 0.83 0.89 3.09 0.238 0.033

Stor—Göteborg ...................... 125 — 1,89 0,91 0,93 4,09 0.160 0.028

Malmö ............................ 81 — 2,02 1,07 0,98 4,10 0.154 0.032

Övriga landet ...................... 2 085 _:1.80 0,99 1,11 4,56 0,243 0.011

Frånvaron:

Företag med 25— 50 arbetare ...... 877 _ 1,97 0,93 0,90 _ 1,33 0.182 0.013

» » 51—100 » ........ 637 _ 2,02 0,75 0.64 _ 0,91 0.192 0.021

» » 101—200 » ........ 413 _ 1,84 0,98 0,86 _ 1,87 0.200 0.016

» » 201—500 » ........ 382 _ 1,55 1,45 1,06 _ 0.49 0.290 0.008

» » över 500 » ........ 223 — 1,25 1.23 1.12 — 0,03 0.480 0.011

Stor-Stockholm .................... 241 — 2,03 0,76 0,75 _ 1,09 0.219 0.026

Stor-Göteborg ...................... 125 — 1,89 0,59 0,57 _ 2,65 0.327 0.043

Malmö ............................ 81 — 2.02 0.52 0.60 _ 1,11 0.310 0.048

Övriga landet ...................... 2 085 _ 1,80 1,27 1,02 — 1,24 0.133 0.006

• Sida 189
•  Original

Tabell 2: 5. Regressionskoefficienter avseende timförtjänsten och frånvaron för perioden 1959—1960 i företag med över 25 arbetare fördelade efter industrigrupp

Industrigrupp

N

a Sa.

!) Sb

Timförtjänsten: Metall— o. verkstadsindustri .........

Jord- o. stenindustri ................ Träindustri ........................ Massa- o. pappersindustri ............ Grafisk industri .................... Livsm.- o. dryckesv.industri1 ......... Textil- o. beklädnadsindustri ......... Läder-, hår- 0. gummivaruindustri . . . Kemisk o. kemisk—teknisk industri . . .

Hela industrin .....................

Frånvaron: Metall- o. verkstadsindustri ..........

Jord- o. stenindustri ................ Träindustri ........................ Massa- o. pappersindustri ............ Grafisk industri .................... Livsm.- o. dryckesv.industril ......... Textil- 0. beklädnadsindustri ......... Läder-, hår- 0. gummivaruindustri . . . Kemisk o. kemisk-teknisk industri . . .

Hela industrin .....................

118

161

2 822

_ 1.96

_ 1.44

_ 2,00

_ 1,43

_ 2,12

_ 2.00

_ 1,94

_ 2,03

_ 1,57

— 1,86

1,09 0,096

0,76 0.155

0,99 0.114

0,87 0.184

0.73 0.222

0,98 0.136 1.07 0.150

1.10 0.195

0.82 0.245

1,01 0.050

0.79 0.141

0.74 0.263

0,42 0.281

1.53 0.499

0,51 0.314

0.65 0.284

0,78 0.228

0,80 0.334

0,67 0.388

0.94 0,097

1,03 0.008

1.05 0.018

1.02 0.015

1.02 0.004

0.78 0.048

0,95 0.020

1,07 0.014

1,12 0.031

1,00 0.020

1,02 0.003

0.81 0.011

0,90 0.031

0,61 0.033

1,00 0.010

0.46 0.047

0,75 0.041

0,81 0.019

0,72 0.046

0.81 0.028

0.91 0.006

0,19

2,67

0,15

_ 0.31

0.15

1 Exkl. mejerier och företag tillhörande Svenska Tobaks AB och Vin- & Spritcentralen AB.

• Sida 190
•  Original

Tabell 2: 6. Regressionskoefficienter avseende timförtjänsten och frånvaron för perioden 1959—1960 i företag med över 25 arbetare fördelade efter storleksklass och geografiskt

område Storleksklass a b Geografiskt område N :c Sa. Su h Timförtjänsten:

Företag med 25— 50 arbetare ...... 1 018 _ 1.95 0.94 0,96 6,69 0.088 0.010

» » 51—100 » ........ 699 — 2,01 1,04 0,99 6,58 0.110 0.011

» » 101—200 » ........ 453 _ 1,90 1.00 1,06 6,11 0.100 0.006

» » 201—500 » ........ 423 _ 1,60 1,03 1,03 5,98 0.107 0.004

» » över 500 » ........ 229 — 1,36 1,15 1,02 5,98 0.169 0.008

Stor-Stockholm . . .................. 273 — 2,02 0,97 0,93 6,42 0.201 0.023

Stor-Göteborg ..................... 134 _ 1,94 1,04 1,00 4,95 0.162 0.019

Malmö ............................ 96 — 2,04 0,90 0,97 6,60 0.202 0.031

Övriga landet ...................... 2 319 _ 1,83 1,01 1,02 6,43 0.055 0.003

Frånvaron:

Företag med 25— 50 arbetare ...... 1 018 _ 1,95 0,79 0,77 0,67 0.160 0.019

» » 51—100 » ........ 699 — 2,01 0,82 0,85 0,48 0.172 0.016

» » 101—200 » ........ 453 — 1,90 1,13 0,97 0,13 0.255 0.014

» » 201—500 » ........ 423 — 1,60 1,12 0,94 _ 0,24 0.247 0.008

» » över 500 » ........ 229 _ 1,36 0,72 0,89 — 0,54 0.379 0.015

Stor—Stockholm .................... 273 — 2,02 0,80 0,73 _ 0,65 0.291 0.030

Stor-Göteborg ..................... 134 _ 1,94 0,56 0,74 0,35 0.447 0.050

Malmö ............................ 96 _ 2,04 0,80 0,80 0,22 0.416 0.066

Övriga landet ...................... 2 319 — 1,83 0,94 0,92 0,31 0.107 0.006

• Sida 191
•  Original

Tabell 2: 7. Regressionskoefficienter avseende timförtjänsten och frånvaron för perioderna 1957—1958 och 1958—1959 sammanslagna i företag med över 25 arbetare fördelade efter industrigrupp

a b

Industrigrupp N S S a. b

Timförtjänsten: Metall- o. verkstadsindustri ......... 0,65 1,13 0.356 0.017

Jord- o. stenindustri ................ 0,97 1,04 0.099 0.010

Träindustri ........................ 0.89 0.98 0.71 1 0.1 04

Massa- o. pappersindustri ............ 1,19 1,02 0.358 0.007

Grafisk industri .................... 0,92 0,83 0.141 0.040

Livsm.- o. dryckesv.industri1 ......... 0,99 0,95 0.092 0.013

Textil— o. beklädnadsindustri ......... 0,96 0,90 0.138 0.022

Läder—, hår— 0. gummivaruindustri . .. 1,00 1,00 0.125 0.016

Kemisk o. kemisk-teknisk industri . . . 1,03 1,10 0.711 0.027

Hela industrin ..................... 0,89 1,07 0.157 0.008

Frånvaron: Metall- o. verkstadsindustri ......... 1 710 _ 1,88 1,11 1,01 0,82 0.121 0,006

Jord- o. stenindustri ................ 559 _ 1,35 0,66 0.85 0.06 0.243 0.026

Träindustri ........................ 625 _ 1,93 0,66 0,60 _ 0,04 0.194 0.024

Massa- o. pappersindustri ............ 383 _ 1,42 1,00 0,93 — 2.30 0.651 0.012

Grafisk industri .................... 236 — 2,00 0,24 0,24 — 1,44 0.206 0.033

Livsm.- o. dryckesv.industri1 ......... 482 _ 1,82 0,66 0,67 0,16 0.193 0.023

Textil- o. beklädnadsindustri ......... 612 _ 1,95 0,55 0,69 — 2,83 0.144 0.019

Läder-, hår- 0. gummivaruindustri . . . 243 _ 1,97 0,70 0,52 _ 2,07 0.325 0.028

Kemisk o. kemisk-teknisk industri. . . . 335 — 1,35 1,04 1,00 0,37 0.294 0.011

Hela industrin ..................... 5 185 — 1,77 0,99 0,93 _ 0,48 0.084 0.004

* Exkl. mejerier och företag tillhörande Svenska Tobaks AB och Vin- & Spritcentralen AB.

• Sida 192
•  Original

Tabell 2: 8. Regressionskoefficienter avseende timförtjänsten och frånvaron för perioderna 1957—1958 och 1958—1959 sammanslagna i företag med över 25 arbetare fördelade efter storleksklass och geografiskt område

Storleksklass a b . N :c h Geografiskt område Sa SD Timförtjänsten:

Företag med 25— 50 arbetare ...... 1 814 — 1.88 1.05 1,06 4,73 0.072 0.006

» » 51—100 » ........ 1 313 — 1,93 1,05 0,98 4,96 0.112 0.014

» » 101—200 » ........ 841 _ 1,82 0,94 1,01 5,84 0.541 0.057

» » 201—500 » ........ 771 _ 1,51 _0,34 1,13 6,98 0.879 0.030

» » över 500 » ........ 446 _ 1,22 0,67 1.06 5.08 0.466 0.009

Stor-Stockholm .................... 500 _ 1.94 0.80 0.86 4.61 0.529 0.079

Stor-Göteborg ...................... 258 _ 1.86 0.91 0,95 4,75 0.146 0.023

Malmö ............................ 170 — 1,87 0,99 0,91 4,60 0.184 0.033

Övriga landet ...................... 4 257 — 1,74 0,86 1,07 5,44 0.181 0.009

Frånvaron:

Företag med 25— 50 arbetare ...... 1 814 — 1,88 0,80 0,85 _ 0,86 0.119 0.010

» » 51—100 » ........ 1 313 — 1.93 0,66 0,64 _ 0,65 0.139 0.015

» » 101—200 » ........ 841 _ 1,82 0,94 0,85 _ 0,59 0.127 0.012

» » 201—500 » ........ 771 — 1,51 0,99 0,93 — 0,22 0.342 0.011

» » över 500 » ........ 446 _ 1,22 1,03 0,99 1,10 0.372 0.007

Stor-Stockholm .................... 500 — 1.94 0,68 0,63 _ 1,41 0.182 0.022 Stor-Göteborg ...................... 258 — 1,86 0,57 0,59 _ 1.76 &

0.256 0.031

Malmö ............................ 170 _ 1,87 0,54 0,61 — 0,58 0.277 0.040 Övriga landet ...................... 4 257 — 1,74 1,00 0,94 _ 0,36 1

0.005

• Sida 193
•  Original

Tabell 2: 9. Regressionskoefficienler avseende timförtjänsten och frånvaron för perioderna 195 7_-1958, 1958—1959 och 1959—1960 sammanslagna i företag med över 25 arbetare fördelade efter industrigrupp

b

Industrigrupp N 9 . !»

Tim/örtjänsten: Metall- o. verkstadsindustri ......... 83 1,12 0,013 Jord— 0. stenindustri ................ 1,04 0.084 0.009

Träindustri ........................ 0,93 1,00 0.441 0.062

Massa- o. pappersindustri ............ 1,06 1,02 0.234 0.005

Grafisk industri .................... 0,85 0,81 0. 1 1 9 0.030

Livsm.- o. dryckesv.industri1 ......... 0,99 0,95 0.076 0,01 1

Textil- o. beklädnadsindustri ......... ' 1,04 1:00 0,1 06 0,01 3

Läder-, hår- 0. gummivaruindustri . . . 1,03 1,03 0.107 0.015

Kemisk o. kemisk-teknisk industri . . . 0,95 1,09 0.475 0,021

Hela industrin ..................... 0,94 1,06 0,1 03 0.006

Frånvaron: Metall— o. verkstadsindustri ......... 2 639 — 1,91 1,00 0,97 0.097 0.005

Jord- o. stenindustri ................ 852 — 1,39 0,69 0,87 0.182. 0.020

Träindustri ........................ 990 _ 1.96 0.57 0.60 0.160 0.020

Massa- o. pappersindustri ............ 612 _ 1,43 1,28 0,95 0.454 0.009

Grafisk industri .................... 364 _ 2,04 — 0,36 0,32 0.175 0.028

Livsm.- o. dryckesv.industri1 ......... 748 _ 1,89 0,65 0,69 0,13 0.161 0.020

Textil- o. beklädnadsindustri ..... . . . . 945 _ 1,94 0,65 0,76 _ 0,91 0.124 0.013

Läder-. hår- 0. gummivaruindustri . . . 361 — 1,99 0,72 0,55 — 1.44 0.246 0.024

Kemisk o. kemisk-teknisk industri . . . 496 — 1,42 0.87 0.97 _ 0.06 0.243 0.011

Hela industrin ..................... 8 007 _ 1,80 0,97 0,92 — 0.28 0.064 0.003

1 Exkl. mejerier och företag tillhörande Svenska Tobaks AB och Vin- & Spritcentralen AB.

• Sida 194
•  Original

Tabell 2: 10. Regressionskoefficienter avseende timförtjänsten och frånvaron för perio- derna 1957—1958, 1958—1959 och 1959—1960 sammanslagna i företag med över 25 arbetare fördelade efter storleksklass och geografiskt område

Storleksklass N a b . x 11 Geograhskt område så Sa Timförtjänsten:

Företag med 25— 50 arbetare ...... 2 832 _ 1,91 1,01 1,03 5,35 0.056 0.006

» » 51—100 » ........ 2 012 — 1,96 1,05 0,99 5,53 0.082 0.009

» » 101—_200 » ........ 1 294 — 1,85 0,98 1,05 6,00 0.348 0.027

» » 201—500 » ........ 1 194 — 1,55 0,15 1,09 6,47 0.565 0.019

» » över 500 » ........ 675 — 1.27 0.83 1,05 5,28 0.308 0.007

Stor-Stockholm .................... 773 — 1,97 0,87 0,89 5,33 0.347 0.047

Stor-Göteborg ...................... 392 _ 1,89 0,96 0,98 4,88 0.111 0.015

Malmö ............................ 266 _ 1,93 0,96 0,94 5,33 0.137 0.023

Övriga landet ...................... 6 576 — 1,77 0,91 1,06 5,72 0.118 0.006

Frånvaron:

Företaglmed 25— 50 arbetare ...... 2 832 — 1,91 0,80 0.83 — 0,37 0.096 0.009

» » 51—100 » ........ 2 012 _ 1,96 0,73 0,73 — 0.09 0.110 0.011

» » 101—200 » ........ 1 294 _ 1,85 1,06 0,92 _ 0.19 0,124 0.009

» » 201—500 » ........ 1 194 _ 1,55 1,04 0,94 _ 0,21 0.236 0.008

» » över 500 » ........ 675 _ 1.27 0.86 0.98 0.20 0.280 0.006

Stor-Stockholm .................... 773 _ 1,97 0.73 0.67 _ 1,01 0.157 0.018

Stor-Göteborg ...................... 392 _ 1,89 0,57 0,65 _ 0.92 0.229 0.027

Malmö ............................ 266 _ 1,93 0,62 0,67 — 0,32 0.234 0.035

Övriga landet ...................... 6 576 — 1.77 0,98 0,93 — 0,15 0.073 0.004

• Sida 195
•  Original

B I LA GA 3 Tabell 3: 1. Antal arbetare, veckoarbetstid, timförtjänst, övertid och närvaro under 195 7 och 1958 för arbetare som fått resp. inte fått förkortad veckoarbetstid i företag med över 25 arbetare fördelade efter industrigrupp

A = arbetare som fått förkortad arbetstid B = arbetare som inte fått förkortad arbetstid Antal Ordinarie Total tim- Övertid per Närvaro i Industrigrupp arbetare veckoarb.tid

Tldlön Ackordslon förtjänst vecka 0. arb. veckor per år

1957 1958 1957 1958 1957 1958 1958 1957 1958 1957 1958 1957 1958

1. Scope of the Study

In the years 1958—1960 the normal hours of work were reduced in Sweden from 48 to 45 per week, as in a number of other European countries in recent years. This book presents a study of the economic effects of this reduction.

The subject is treated theoretically as well as statistically. The effects are first defined by means of a theoretical analysis and then investigated empirically. The study also goes into the determination of hours of work in the labour market. This aspect, besides being valuable in itself, provides a basis for the investigation of the effects. Further details on the plan of the study are given in Chapter 1.

Thus Chapter 2 deals with the question of the determination of hours of work. Here the different dimensions of labour, for instance hours of work, are considered as magnitudes, determined within the economic system. Chapters 3 and 4 contain a theoretical study of how the economic subjects react to changes in working hours. ln contrast to Chapter 2, hours of work are here regarded as a parameter fixed autonomously. Chapter 3 is devoted solely to the question of how the intensity of work changes besides other factors, say the method of work. Chapter 4 then deals with the reactions in respect to quantities other than the intensity of work. The primary concern here is the reactions of firms.

Chapters 5 and 6 contain statistical studies of the effects of the reduc- tion of hours, based on the theoretical analyses in the preceding chapters. The problems are derived from these analyses and the results are also ex- plained in terms of them. Chapter 5 deals with the effects of shortened hours on production and productivity, while Chapter 6 treats the effects on hourly earnings, overtime and absenteeism.

Chapter 7, finally, gives a brief account of the macroeconomic develop- ment during the period of the reduction in hours. An attempt is made at the same time to interpret this development in terms of the results obtained from the present research.

• Sida 204
•  Original

2. The Determination of Hours of Work in the Labour Market

Nowadays wage rates are fixed by negotiated agreements between employers” and workers” organizations. The same is true of the normal hours of work, though these are often also prescribed by law. Naturally, these agreements are not made in defiance of economic reality. Indeed, a number of economic factors are considered to lie behind them, even though there are other con- siderations as well, such as tradition and social values. The significance of economic factors is still more apparent when it comes to actual wages and working hours. VVage-drift, overtime and absenteeism may all lead to these magnitudes diverging from the values prescribed in laws and agreements. Somewhat simplified divergences of this sort can be assumed to arise from the economic factors not having been sufficiently manifested in the agree- ments.

Thus in creating a theory as to how hours of work are determined, it is possible to disregard the institutional conditions and simply use the eco- nomic factors as explanations. This gives a theory which provides additional knowledge of how working hours are settled in reality.

Such a theory has been constructed in Chapter 2. Like the wage rate, hours of work are considered as a magnitude to be explained, and at the same time the hours are assumed to be an action parameter for both workers and firms. Besides these magnitudes, the schedule of hours (during the day, week etc.) and the intensity of work are explained. The theory also covers different sorts of work, viz. time-work, piece-work and a combina- tion of the two. The theory is of the traditional demand-and-supply type, built on the assumption of market equilibrium. It is assumed that the supply of labour is basically determined by the preference structure of the individual, while the demand for labour derives from the production func- tion of the firm. The theory, finally, is a static one and is valid only when perfect competition prevails.

The theory constructed in this way gives a supply function for the hours of work for different wage systems. For timework the explanatory vari- ables consist of the hourly wage rate, the schedule of hours and the inten- sity of work, and for piece-work of the piece rate and the schedule of hours. Thus in the latter case the intensity of work does not enter into the func- tion, being instead a parameter of action for the worker and determined by the same factors as for the working hours. For the mixed wage system, finally, the independent variables are the hourly wage rate, the piece rate and the schedule of hours.

For the respective wage systems the theory also gives the demand func— tions for both the hours of work and the number of workers. For time- work the independent variables are in both functions the hourly wage rate and the schedule of hours. In this case the intensity of work is an action

• Sida 205
•  Original

parameter for the firm, with the same determinant factors as the working hours and the number of workers. For piece—work again the explanatory variables consist of the piece rate, the schedule of hours and the intensity of work. The variables for the mixed wage system, finally, coincide with the variables in the supply function.

The independent variables in these supply and demand functions are supposed to be determined on the labour market by effecting equilibrium between the supply and demand of labour. Thus for time—work and piece— work it is assumed that supply equals demand for both the working hours and the number of workers. For the mixed wage system there is also a balance between supply and demand in respect of the intensity of work. In this way a system of equations is obtained for the respective wage sys— tems with as many unknowns as equations, and accordingly all quantities are determined.

It is worth noting here that overd-etermined equation systems would have been obtained, if the price of labour alone had entered into the supply and demand functions. At time—work for example only the hourly wage rate would then effect equilibrium in the supply and demand of two magnitudes, the hours of work and the number of workers. Inserting the schedule of hours as an explanatory variable eliminates this overdetermination.

3. Hours of Work and Work Intensity

In Chapter 2 it was explained how the wage rate and the various dimen- sions of labour are determined for different wage systems on a market, where perfect competition prevails. Working hours were for all wage sys- tems assumed to be adapted optimally by the individuals as well as by the firms. In Chapter 3, however, the hours of work are treated as a magni— tude given for both subjects, and no explanation is included for this magni- tude. Instead, hours of work are treated as given for the whole economy, like for example technology.

The problem in Chapter 3 is thus how the respective subjects adapt them— selves to the given hours of work. Particular attention is paid to the man- ner in which changes in working hours, for instance a shortening, affect the intensity of work.

This relationship between hours and intensity has been assumed to be dependent on the fatigue experienced by the working individual. However, it appears impossible to explain how work intensity varies with varying hours simply in terms of the fatigue theory. If this theory is to provide a distinct solution of the work intensity, a definite assumption must be made concerning the recovery intensity of the individual during leisure. If it is assumed that the latter intensity is the same irrespective of working hours,

• Sida 206
•  Original

the fatigue theory gives the result that work intensity increases when work- ing hours are reduced.

In reality, it appears that this assumption is not necessarily valid, for a change in the hours of work may be accompanied by a variation in the recovery intensity. If then the assumption in question is dropped, another theory must be used for explaining the intensity of work. Here it has been assumed that the work intensity, like other magnitudes, is evaluated by the subjects. The fatigue theory is accordingly considered as integrated in the economic theory for the behaviour of the subjects, as developed in Chapter 2.

The insertion of the fatigue factor in the economic theory implies that this theory can also be used in explaining the work intensity when the working hours are a given quantity in the theory. The application of this theory leads, however, to different relationships between hours and in- tensity depending on whether the worker or the firm dictates the intensity. The nature of the relationship is thus also dependent on the wage system. Thus time—work involves one relation between hours and intensity, piece— work another.

When piece-work prevails, the individual is held to dictate the intensity. In this case, according to the theory, the intensity increases when hours of work are shortened, if the individual's preferences are such that the in- tensity also increases when the piece rate is lowered. If the worker instead reduces the intensity when the piece rate is lowered, it is no longer certain that shortened hours will lead to increased intensity. The theory also shows that, if the shortened hours are connected with wage compensation, this need not denote a lower intensity compared with the case with no com- pensation. When the individuals get full wage compensation, it is likely that work intensity increases as a result of a reduction of hours.

In the case of time-work the firm is supposed to determine the intensity of work. If then the firm in respect of intensity is not too sensitive to changes in the hourly wage rate, it raises the work intensity when hours are short- ened. Unlike the case of piece-work, wage compensation here always tends to increase intensity. With complete compensation, the firm under all cir- cumstances boosts intensity when the working hours are reduced.

When a subject does not have intensity as an action parameter, the pos- sibility remains of influencing this magnitude indirectly. For instance at piece-work a firm can affect intensity hy its demand for labour on the market. At time—work, finally, a worker is able to influence intensity by absenteeism, if the intensity is too high for him.

4. Hours of Work and Behaviour of the Firm

Work intensity has been assumed to be an action parameter for the worker at piece-work and for the firm at time—work. However, irrespective of the

• Sida 207
•  Original

wage system, the firm has other parameters of action than the intensity. Thus, confronted by a reduction of hours, the firm is able to change the number of workers as well as the amount of real capital in use. Chapter 4 deals with the reactions of the firm under different wage systems in respect of these parameters. As in Chapter 3, normal hours of work are regarded as given from the viewpoint of both the individual firm and the economy as a whole.

The problem studied initially is how the firm decides the number of workers. This is first investigated on the assumption that the workers are homogeneous in respect of production, and that the firm strictly adheres to the working hours given externally. Then it is studied on the assump— tion that the firm contains different groups of workers, heterogeneous in respect of production. At the same time, insofar as the number of hours per worker is concerned, the firm is supposed to be not absolutely com- mitted to the external hours of work. Instead it is regarded as being able to go below as well as above the external hours, provided that compensa- tion is paid for overtime.

Next the amount of capital, beside the different dimensions of labour, is inserted in the analysis as an action parameter for the firm. For the sake of simplicity it is assumed that only one group of workers is employed and that there are no divergences from the stipulated hours of work. Here the time dimension of capital has been taken into account and hence the time of use of the capital is considered as an action parameter too. This intro- duces the depreciation of capital into the analysis, and a distinction has to be made between depreciation over time and from use. Moreover, different cases are studied in respect of how capital is allied to labour, insofar as a distinction is made between complementary and supplementary capital.

As in the previous chapters, the theory developed here for the behaviour of the firm is a static one. Thus one of the questions not treated is how much time the firm requires for adapting to external changes. Moreover, the theory is limited simply to the case when perfect competition prevails on both product and factor markets, a limitation chosen purely to avoid complicating the exposition.

When the workers are assumed to be homogeneous, the analysis shows that for time- as well as piece-work the firm may both raise and lower the number of workers as a result of a reduction of hours. Irrespective of the wage system, the firm, however, reduces the number of workers when hours are shortened, so long as it has a sufficient propensity to lower this magni— tude on a rise of wages. If further the workers get full wage compensation for the reduction in hours, this implies that the firm for both wage systems reduces the number of workers. When the workers are assumed to be heterogeneous, the firm lowers the number of workers working on over- time, irrespective of the wage system. This reaction reflects the circum-

• Sida 208
•  Original

stance that costs per overtime worker increase in connection with the re— duction.

Concerning the amount of capital, the analysis indicates that if capital and labour are complementary or slightly supplementary, a reduction of hours causes the firm to diminish capital. If a pronounced supplementa- riness prevails, a reduction may instead lead both to an increase and to a decrease of capital. These results are valid independent of whether the cap— ital is subject to depreciation over time or from use. The difference between the two cases lies simply in the different strengths of the named tendencies for the changes in capital. According to the analysis the use time of the capital is extended on a reduction of hours whether the capital is comple- mentary or supplementary.

The firm's adaptation to a change of hours has so far been assumed to occur within a given production function. However, the shape of this func- tion may be changed by different sorts of rationalization, such as technical and organizational improvements. This rationalization may be partly de- pendent on changes in hours of work, and Chapter 4 concludes with a brief analysis of this problem.

5. Effects on Production of the Reduction in Hours

On the basis of the theoretical analyses in the preceding chapters a statis— tical study has been made of the effects of the shortening of hours from 48 to 45 per week. An account of this reserach in respect of the effects on production is given in Chapter 5. It should be noted that the research here does not cover all sectors of the economy affected by the shortening but only manufacturing.

According to the theoretical analyses the production of a firm is directly dependent on the hours of work. When hours are shortened, however, pro- duction is also indirectly affected by other factors. Thus the shortening may result in changes in the intensity of work, the number of workers, the amount of capital and rationalization measures. All these indirect effects are re— flected in the firm's supply function for goods produced. Nevertheless, it is not this function which has been taken as a basis for the statistical research but the production function of the firm. The hours of work, number of workers and amount of capital are here treated as factors of production. Thus the only indirect effects studied are those of the intensity of work and rationalization.

This relationship between the firm's output and input has been calcu- lated statistically by regression analysis. The variables in this analysis con- sist of relative changes from year to year in the output and input of dif— ferent firms. In addition, a combination of cross—section and time—series data has been used, as. changes at different points of time for one and the

• Sida 209
•  Original

same firm are observed. For the change in hours, however, the differences between firms as well as between time periods are rather small. For this reason the technique of conditioned regression has been used in order to make the standard deviations of the regression coefficient in respect of hours as small as possible.

The statistical data have been collected by means of an inquiry among a sample of firms. On the basis of this material the regression computa- tions have been performed not only for manufacturing as a whole but also for different groups of firms. The purpose of this grouping has been to sec. whether any difference between firms prevails in respect of the shape of the production function. Further, it constitutes a means of checking for a selection bias in the material which might distort the computations.

The coefficients estimated in this way have the character of partial elas- ticities with respect to the respective factors of production. Thus the coef- ficient for working hours gives the percentage change in output for a one per cent change in hours. When considering the results it should moreover be noted that it is only the short run effects on production which appear in the computations. This is because the data for the regression computa- tions consist of changes only between two consecutive years.

The research shows that in firms with more than 25 workers, coefficient b, i.e. the elasticity of production with respect to the number of workers, amounted to 0.72 (see table 5:1). This elasticity varied, however, quite considerably with the economic situation. In recession periods the elas— ticity was higher than in boom periods. Further it appears that the elas— ticity also fluctuated greatly between different manufacturing groups and between firms of different sizes (tables 5: 3 and 5: 4). Similarly, there was a certain variation in the distribution of the firms in respect of the way hours were shortened and operating hours changed (table 5: 5). No selec- tion bias has been discovered for these distributions, and consequently the computed values of elasticity may be assumed to coincide with the theo- retical values sought for. Moreover it can be said that the computations roughly coincide with the results obtained in earlier statistical research.

Coefficient c, which corresponds to the elasticity of production with re- spect to the amount of capital, was found according to the computations to have exceeded zero only slightly for manufacturing as a whole as well as for different groups of firms. So low a value is unusual in statistical studies of this kind, where the named elasticity as a rule does not fall be- low 0.2. The present low value arises from the circumstances that the ana- lysis shows variations in the short run and that the investments work with a certain lag.

Like the elasticity c, the constant [ in the regression equation, i.e. the un— explained changes in output, shows an entirely different value compared with other statistical research, namely a full 5 per cent for manufacturing

• Sida 210
•  Original

as a whole compared to about 2 per cent in most other reports. The present high value again reflects the short run character of the analysis, which has led to the effects of investments in the main entering into the remainder.

The coefficient a, finally, which constitutes the elasticity of production with respect to hours of work, has been calculated to 0.69 for manufactur- ing as a whole. This elasticity varied, however, like elasticity b, between different manufacturing groups as well as between firms of different sizes. Concerning the size distribution, the elasticity was somewhat lower for the small firms than for the big ones. Further the elasticity varied between firms with different ways of shortening hours on the one hand and with different ways of changing operating hours on the other. As in the case of elasticity b, no selection bias has been discovered in the distribution either by branches or by size. On the other hand, such a bias has been revealed when the firms have been distributed according to the way of shortening hours and the way of changing operating hours. With these distributions it appeared that the selection bias had led to a slight underestimation of coefficient a, so that instead of 0.69 this should probably be nearly 0.76 for total manufacturing.

The computations indicate that hours of work in the firms have been reduced by an average of 1.98 per cent per year during the shortening pe- riod as a whole. Starting from the lower values of elasticity a, the output of total manufacturing should then have decreased by 1.4 per cent (0.69 X 1.98) per year compared with if there had been no shortening of hours. The higher value gives a reduction in output of 1.5 per cent (0.76 X 1.98). With these percentages as limits the loss of output owing to the shortening amounted to between 4.1 and 4.5 per cent in the three years combined.

That the loss of output was not proportional to the reduction in hours is probably because, as mentioned in the theoretical analysis, the intensity of work was increased by the reduction. Moreover, the loss may also have been kept down by the reduction having intensified rationalization by the firms. The present research does not indicate the relative parts played by these two factors in counteracting the loss of production.

6. Effects of the Reduction in Hours on Hourly Earnings, Overtime and Absenteeism

The preceding chapter dealt with how the production of the firm has de— veloped as a result of the shortening of hours. In Chapter 6, attention is drawn to the effect of the shortening on hourly earnings and, via overtime and absenteeism, on the actual working hours in manufacturing. Here, too, the study is statistical and is based on the theoretical analyses. Further, the research is again concerned purely with the effects in the short run.

The study of hourly earnings does not deal with how the real income of workers in general has been influenced by the reduction in hours. This question has been treated in the study of the development of production,

• Sida 211
•  Original

where at constant sharing of earnings it was shown how the total income of workers has been affected by the reduction. The study here is directed instead to how hourly earnings have developed between the different groups of workers. The problem is in other words to investigate how the costs of the reduction in hours have been distributed amongst the workers.

Concerning overtime, it has been shown theoretically that this magnitude is dependent on changes in the normal hours of work. In its endeavour to maximize profit, the firm faced with a reduction of hours may increase overtime in order to counteract the reduction in the total number of hours worked. However, according to the theoretical analyses it is also possible for overtime to be reduced when working hours are shortened. Similarly the distribution of overtime between different groups of workers may be changed. The question studied here is how this relationship between over— time and normal working hours has changed during the years when hours Were reduced.

Like overtime, absenteeism may be assumed to be dependent on normal hours of work. Sickness, accidents and various personal motives lie behind absenteeism. If then the normal working hours are shortened, it is conceiv- able that these factors will be affected, so that absenteeism decreases. The problem in this chapter is thus to discover whether there has in fact been any decline in absenteeism.

The study of hourly earnings and absenteeism, like the study of produc- tion, has been performed by regression analysis, though in both cases a second method has also been applied. The workers have been sub-divided into two groups, composed of those who have and those who have not re- ceived shorter hours, and these two groups have been compared. As far as overtime is concerned, only the latter method has been used. Finally, the sta- tistical material used here is broadly speaking the same as the material in the study of production.

The research indicates that hourly earnings in manufacturing as a whole increased by 17 per cent during the three years in question for workers with a shortening of hours and by 15.7 per cent for workers with no short- ening (table 6: 2). This implies that the hourly earnings for workers with a shortening increased by 1.1 per cent in relation to other workers. The same statistical picture was obtained when the relationship between earn- ings and working hours was estimated by the regression method (table 6: 1).

This greater increase in hourly earnings for workers with shortened hours is ascribable entirely to earnings from piece-work. For the whole shortening period the hourly earnings from piece-work for workers with shortened hours increased by 3.3 per cent in relation to other workers, while the hourly earnings from time-work decreased by 0.4 per cent. This tend- ency existed not only in manufacturing as a whole but also as a rule in the different manufacturing groups, in firms of different sizes and in dif- ferent regions.

• Sida 212
•  Original

For both groups of workers the increase in negotiated earnings was for the whole period 11.3 per cent for time-work and 6.9 per cent for piece- Work (table 6: 3). Since actual hourly earnings from time-work increased by the same amount for both groups, or a good 16 per cent, this means that the wage—drift for time-work amounted to about 4 per cent for each group. For piece-work, actual hourly earnings rose by about 18 per cent for workers with shortened hours and by 14 per cent for other workers, and as a consequence of this the wage-drift for piece-work was about 10 and 7 per cent respectively.

If now it is assumed, as seems plausible, that the drift in piece rates has been the same for both groups of workers, work performance must have increased more for workers with than for those without a reduction of hours. This in turn indicates that the shortening of hours has resulted in increased productivity by the firms. In other words, the same result has been obtained here as in Chapter 5, where the effects of the shortening on production were investigated.

In respect of overtime the study shows that a large increase occurred for both groups of workers when hours were shortened. Overtime per week and worker increased in manufacturing as a whole by 16.3 per cent for workers with shortening and by 23.3 per cent for other workers (table 6: 5). However, this increase was probably only temporary and dependent on the recovery in the economy, because after the shortening, overtime de- clined to about the same level as before (table 6: 6). The greater increase in overtime for workers without shortened hours may have been caused by the shortening, but on the other hand development was extremely varied between the different manufacturing groups.

Absente—eism, finally, has been found to have decreased slightly as a re- sult of the shortened hours. Presence at work, measured in weeks per year, has shown an increase for manufacturing as & whole by 2.5 per cent for workers with shortened hours in relation to workers with no reduction (table 6: 8). This tendency is valid for the different manufacturing groups as well as for firms of different size and of different geographical locality. Moreover, the tendency also appeared when the relationship between the number of man-hours and working hours was investigated by regression analysis (table 6: 7). Thus the decrease in absenteeism has led to a some- what smallcr decrease in the actual hours of work than would correspond to the reduction in working hours.

7. Macroeconomic Implications of Shorter Hours of Work

The interdependent nature of the economy makes it possible that a reduc— tion in the hours of work has effects of different kinds. Hence the reduc- tion may affect prices as well as quantities, regardless of whether factors

• Sida 213
•  Original

or commodity markets are involved. However, no attempt to analyse the total effect of the reduction in hours has been made in this book. In Chapter 7 only a brief account is given of macroeconomic development during the period of reduction and during the periods immediately before and after- wards.

According to the investigation before, production in manufacturing should have decreased by about 1.3 per cent annually in the reducing years as com— pared to the case with no reduction. In reality, however, the increase in pro- duction did not slacken in this period, but in fact accelerated (table 7: 1). The explanation is principally that employment in manufacuring increased during the period, the increase being about as great as the decline in work- ing hours. Nothing suggests that this increase in employment was not in part connected with the reduction in hours.

If then the economic situation had been such that a shortage of workers had existed, the reduction in hours would have had a greater effect on pro- duction. In this respect the economic situation has evidently been signifi- cant for the effect of the reduction. The development of the gross national product constitutes a proof of this. Unlike manufacturing production, this quantity showed a tendency to a reduced rate of growth during the short- ening years (table 7: 2). This was because the economy as a whole did not have the same possibility as manufacturing of increasing employment.

As far as productivity is concerned, the increase in manufacturing dur- ing the shortening period has been greater than if no shortening had taken place. It thus seems reasonable to suppose that the growth rate of hourly earnings would have risen too. But in manufacturing this was not the case as far as money wages are concerned (table 7: 3). This, however, reflects the fact that the price level rose only inconsiderably, which in turn was mainly due to falling export and import prices during the period in ques- tion. As a matter of fact hourly earnings in real terms also increased, like productivity, more in the shortening years than in the years immediately before and afterwards.

• Sida 214
•  Original

Litteratur

ABBE, E., Die volkswirtschaftliche Bedcutung der Verkiirzung des industriellen Arbeits- tages, Gesammelte Abhandlungen, Band 3, Sozialpolitische Schriften, Jena 1906. Arbetstidsutredningens betänkande, V, N y arbetstidslagstiftniny och partiell arbetstids— förkortning, SOU 1954:22. AUKRUST, O. og BJERKE, J., Realkapilal og Zkonomisk vekst 1900—1956, Artikler fra Statistisk Sentralbyrå, nr 4, Oslo 1958. BENTZEL, R., Inkomslfördelningen i Sverige, Stockholm 1952. BJERKE, J., se AUKRUST, O. BOALT, G. — WESTERLUND, G., Arbetssociologi, Arbetsbelingelser och mätmetoder, Stockholm 1953. BOULDING, K. E., Economic Analysis, New York 1948. BREMS, H., Output, Employment, Capital and Growth, New York 1959. Bureau of Labor Statistics, Bulletin No 917, Hours of Work and Output, Washington 1947. CARLSON, S., A Study on the Pure Theory of Production, Chicago 1939. COBB, C. W. and DOUGLAS, P. H., A Theory of Production, The American Economic Review, March 1928. DEWHUBST, J. F. and Associates, America's Needs and Resources, The Twentieth Century Fund, New York 1955. DOUGLAS, P. H., The Theory of Wages, New York 1934.

_ se COBB, C. W.

FAXEN, K.-0., Avtalssyslemel och lönebildningen, Skandinaviska Bankens Kvartals- skrift, nr 1, 1961. — Exportutveckling, priser och kostnader, Ekonomisk Tidskrift, nr 3, 1963. FLORENCE, P. S., Labour, London 1949. Farsan, R., New Methods of Measuring Marginal Utility, Tilbingen 1932. GÅRDLUND, T., Industrialismens samhälle, Stockholm 1942. HAAVELMO, T., A Study in the Theory of Investment, Chicago 1960. HANSEN, B., Finanspolitikens ekonomiska teori, SOU 1955:25.

_ Recension av Studier i arbeidslannsteorien, Ekonomisk Tidskrift, nr 2, 1957. — Rehn, G., On Wage-Dri/t. A Problem of Money-Wage Dynamics, 25 Economic Essays. In Honour of Erik Lindahl, Stockholm 1956.

HICKS, J. R., The Theory of Wages, London 1963.

— Value and Capital, Oxford 1946. International Labour Office, Report on the Reduction of Hours of Work, Geneve 1956. _— Year Book of Labour Statistics 1961. J UNGENFELT, K. G., Produktivitet och kapitalmängd inom den svenska industrin under efterkrigstiden, Svensk ekonomi 1960—1965, SOU 1962:11 . KLEIN, L. R., A Textbook of Econometrics, New York 1953.

Konjunkturinstitutet, Konjunkturlå'get hösten 1958, Serie A:31.

— Konjunkturlå'get, November 1960.

LIND, E., Lönedifferentiering. Industriarbetare. Publikationer från Svenska Arbetsgi— vareföreningcn, nr 9, Stockholm 1961.

• Sida 215
•  Original

LINDAHL, E., Arbetsdagens förkortning, Malmö 1925. LITTLE, I. M. D., A Critique of Welfare Economics, Oxford 1957. LUNDBERG, E., Produktivitet och räntabilitet, Stockholm 1961. MEIDNER, R., Svensk arbetsmarknad vid full sysselsättning, Stockholm 1954. MEYER —— DOHM, P., Arbeitszeitverkärzung und Verbraucherverhalten, Arbeitszeit und Freizeit, Berlin 1961. MILI-IOJ, P. m.fl., 45 timers ugens indforelse 1958—60, Socialforskningsinstituttets publikationer, Köpenhamn 1960. MYRVOLL, O., Studier i arbeidslonnsteorien, Bergen 1956. NABSETH, L., Löneökningars verkningar, Uppsala 1961.

—— En arbetstidsförkortning _ verkningar i olika industriföretag, Småtryck från IUI, nr 4, 1956.

National Economic Development Council, H. M. Stat. office, Export Trends, London 1963. NYVANDER, B., Investeringsutvecklingen inom industrin under de två senaste decennier- na, Balanserad expansion, SOU 1957:10 . OHLIN, B., Åttatimmarsdagens ekonomiska verkningar, Ekonomisk Tidskrift 1924 och 1925. PHELPs-BROWN, E. H., The Meaning of the Fitted Cobb—Douglas Function, The Quarterly Journal of Economics, November 1957. RAE, J., Eight Hours for Work, London 1894. Rationaliseringsutredningens betänkande, del II, SOU 1939:14 . REDER, M. W., Alternative Theories of Labors' Share, The Allocation of Economic Resources, Essays in Honor of Francis Haley, Stanford 1959. REHN, G., se HANSEN, B. ROBBINS, L., The Economic Effect of Hours of Labour, Economic Journal, 1929. RorscmLD, K. W., The Theory of Wages, Oxford 1954. Rursr, E., Industri/öretagets produktionseffektivitet, Stockholm 1960. SCHIFFMAN, J., Multiple Jobholders in May 1962, Monthly Labor Review, No 5, 1963. SCIINEIDER, E., Wirtsehaftlichkeitsrechnung, Tiibingen 1951. SIEBER, E, H., Betriebswirtschaftliche Probleme der Arbeitszeitverkärzung, Arbeitszeit und Freizeit, Berlin 1961. SrMONiN, C., Precis de médecine du travail, Paris 1956. SOLOW, R. M., Technical Change and the Aggregate Production Function, The Rev- iew of Economics and Statistics, August 1957. STACKELBERG, von H. F., Arbeitszeit und Volkswirischaft, Schmollers Jahrbuch 1942. Statistisches Amt der europäischen Gemeinschaften, Statistische Informationen, No. 1, 1963. STEVENS, S. P., A Preliminary Report on the Effect of the 40-Hour Week on Australian Industry, New South Wales Branch of the Economic Society, Australia and New Zeeland, Economic Monograph, No 116, 1949. Stockholm Economic Studies, Wages in Sweden 1860—1930, Part One, Stockholm 1933. STOLTZ, G., Arbeidstidsproblemer. En ekonomisk analyse, Oslo 1958. —— Arbeidstid og markedstilpasning. Svar til Yngve Åberg, Ekonomisk Tidskrift, nr 1, 1962. SVENNILSON, I., Ekonomisk planering, Teoretiska studier, Uppsala 1938. Svensk ekonomi 1960—1965, betänkande av 1959 års långtidsutredning, SOU 1962:10 . THORSRUD, E., The Forty—hour, Five-day Week, An Experiment in a Norwegian Garment Factory, Union Study No 11, European Productivity Agency, OEEC. Untersuchungsergebnisse wissenschaftlicher Forschungsinstitute, Arbeitszeit und Pro- duktivität, 1. Band, Berlin 1958.

• Sida 216
•  Original

Utredningen om kortare arbetstid, SOU 1956:20 —21. Utredningar rörande arbetstidslagstiftningens verkningar, SOU 1922:33 . VERDOORN, P. J., Arbeidsuur en welvaartspeil, Leiden 1947. VERNON, H. M., Output in Relation to Hours of Work, Health of Munition Workers Committee, Memorandum No 12, London 1916. Virkninger av arbeidstidsforkortelsen fra 48 til 45 timer, Rapport nr 1, Oslo 1961 (stencil). WESTERLUND, G., se BOALT, G. WICKSELL, K., Föreläsningar i nationalekomoni, Häfte 1, Lund 1928. VVOLD, H., Efterfrågan på jordbruksprodukter och dess känslighet för pris— och in- komstförändringar, SOU 1940:16 .

ÅBERG, Y., Arbetstidsförkortningens omfattning och utläggning, SOU 1962:17.

_ Arbetstidens bestämning på marknaden, Ekonomisk Tidskrift, nr 3, 1961. ÅKERMAN, G., Teoretiska anmärkningar rörande 8-timmarsdagen, Ekonomisk Tidskrift 1925.

—— Den industriella utvecklingen och 8—timmarsdagen, Ekonomisk Tidskrift 1926. — Realkapital und Kapitalzins, Stockholm 1923. _ Om den industriella rationaliseringen och dess verkningar, särskilt beträffande arbe- tarsysselsättningen, SOU 1931:42 . Åttatimmarslagens och bagerilagens verkningar, SOU 1925:45 . I texten förekommer dessutom hänvisningar till officiell ekonomisk statistik och till statistik från olika arbetsmarknadsorganisationer.

• Sida 217
•  Original

.llifl iii-iv | så . ”

tu...: .I. | unvllulk ll

• Sida 218
•  Original

STATENS

OFFENTLIGA UTREDNINGAR 1964

Systematisk förteckning

(Siffrorna inom klammer beteckna utredningarnas nummer 1 den kronologiska törteckningem)

Socialdepartementet

Bättre åldringsvård. [5] Arbetstidstörkortnlngens verkningar. [9]

Finansdepartementet

Värdesäkrmgskommlttén 1. Indexlån. Del I. [1] 2. Indexlån. Del II. [2] Alkoholreklamen. [6] statens skogar och skogsindustrler. [7]

Jordbruksdepartementet Kapitalutveckiingen i det svenska lantbruket. [8]

Handelsdepartementet Effektivare konsumentupplysning. [4]

Inrikesdepartementet Konsumtionsmönster på bostadsmarknaden. [3]