Dynamiska modellspecifikationer

En avgörande och intressant fråga i tidsserieekonometri är: inom vilken tidsram tror vi att våra oberoende variabler har effekter på den beroende variabeln? Tror vi att hela effekten är omedelbar, inträffar i period 1, och sedan försvinner? Eller, vilket oftare är rimligt, tror vi att effekten kommer spelas ut över ett par perioder? För att ta ett exempel från min egen forskning. Om jag har hypotesen att facklig anslutningsgrad (FA) har en positiv effekt på löneandelens storlek (LA), eftersom stärkt förhandlingsposition för de anställda gör att de kan skansa till sig en större del av inkomsterna, när ska denna effekt inträffa? Nivån på FA under år 1994, har den en effekt på LA år 1994? Eller, kanske mera troligt med tanke på att kollektivavtal som reglerar löner tenderar att slutas under år t men implementeras under år t+1 och t+2 (kanske t o m t+3), bör effekten förväntas under åren 1995-1997?

I applicerad samhällsvetenskaplig forskning med tidsserier och tidsserie-tvärsnittsdata har dessa viktiga frågor ofta sopats under mattan. Många artiklar har publicerats med substantiellt oproblematiserade specifikationsval, som bygger på statistiska "fixar" och tumregler (De Boef och Keele, 185). Den typer av tidsserier som samhällsvetare är intresserade av tenderar att trenda, så att värdet på variabeln år t är influerat av värdet på variabeln år t-1. Detta kallas autokorrelation och fixas ofta genom att man använder en laggad (t-1) version av den beroende variabeln bland de oberoende variabeln. (Denna typ av modell kan ses som ett specialfall av en ARMA-modell, en ARMA (1,0), som är ett stort fält i sig för stationära serier och diskuteras väldigt sällan i jämförande politisk ekonomi.) Koefficienten på denna laggade beroende variabel blir i samhällsvetenskapliga undersökningar ofta så hög som 0,9, vilket visar på stark persistens i serien. Faktum är att koefficienten är så stark att man kan misstänka att den i själva verket är 1, vilket skulle innebära att hela föregående årets värde skulle halka med och serien är icke-stationär vilket är ytterligare ett problem (jfr Pfaff, 6). Icke-stationäritet kan också formuleras som att serien har en enhetsrot (unit root) och det finns en rad tester för detta. Problemet är att unit root-testerna är notoriskt svaga, så att det i praktiken ofta blir svårt att avgöra om man har en serie med stark autokorrelation eller en icke-stationär serie. Har man en icke-stationär serie räcker det inte med en laggad beroende variabel för att lösa problemen, utan serien bör differentieras. Den enklaste typen av differentierad modell är en first differences-modell där man låter en förändring i Y bestämmas av förändringar i X-variablerna. Kruxet här är att man då utgår från att hela effekten är omedelbar: modellen har ingen laggstruktur. En differentierad modell som tillåter laggstruktur är den så kallade error correction-modellen.

Autokorrelationen kan man kolla på grafiskt genom att använda autokorrelationsfunktionen som visar hur starkt beroende serien tid år t är av sina värden under tidigare år. I diagrammet nedan syns autokorrelationsfunktionen för löneandelen i svensk industri (Edvinssons data, rensade för avskrivningar) 1850-2000. Är korrelationen utanför de blå streckade linjerna är den statistiskt signifikant på 95% nivån. (Diagrammet är gjort med kommandot adf i R -- motsvarande gör man i Stata med ac, jfr också corrgram.)

Vi ser att denna serie är extremt persistent, den har ett långt minne -- även efter 20 år dröjer minnet till synes sig kvar. Man kan fråga sig om serien inte rentav är icke-stationär. Det kan man testa t ex med Phillips-Perron-testet eller Dickey-Fuller-testet. Båda dessa tester visar i mitt exempel att serien är icke-stationär. Med ACF:n för en en gång differentierad serie kan man kolla om man då har blivit av med autokorrelationen. Detta syns i diagrammet nedan:

Det ser ut som att den en gång differentierade serien räcker för att bli av med problemet med icke-stationaritet. (Jfr Cowpertwait, 75.) Ett Dickey-Fuller-test med en trend inkluderad säger på 90% konfidensnivå att serien är trendstationär. Räcker det att dra slutsatsen att en first differences-modell fixar biffen? Nej, den må vara en statistisk fix men substantiellt tråkig eftersom slänger bort en massa information. Nästa steg i statistiskt fixande är då att pröva om den beroende variabeln är kointegrerad med de (också icke-stationära) oberoende variablerna, så att man kan använda en error correction-specifikation vars finess är att den kan skatta både kortsiktiga och långsiktiga effekter.

Det är denna typ av fix- och tumregels-tillvägagångssätt som statsvetarna Suzana De Boef och Luke Keele i sitt viktiga paper "Taking Time Seriously" från 2008 argumenterar emot. De hävdar att samhällsvetenskapliga tidsserieanalyser måste vara mer substantiella än så, mer fokuserade på själva teorin om hur variablerna egentligen förhåller sig till i tid. De menar att praktikern måste börja med en väldigt allmän modell för att därefter testa olika restriktioner och på så sätt komma fram till vilken specifikation som bäst passar data. De diskuterar två olika generella modeller som de visar är ekvivalenta när man jobbar med stationära data: ADL och ECM. I tabell 1 nedan syns bas-ADL-modellen och därefter olika mer restriktiva versioner.

I grundmodellen bestäms den beroende variabeln, Yt, av en konstant (αo), värdet av sig själv föregående period (α1), värdet av X-variablerna nuvarande period (β0) och värdet av X-variablerna föregående period (β1), plus en felterm (e). Vad de kallar "partial adjustment"-modellen är den som jag brukar kalla LDV/lagged dependent variable-modellen, den vanliga specifikation där man har X-variablerna bara samma period som Y, men också en Yt-1 med. Denna är som jag nämnt ovan väldigt vanlig eftersom användandet av LDV är en tumregelsrekommendation för att ta bort autokorrelation, och jag har bloggat om en rad papers som använder såna modeller, t ex Barnes (2012) (som dock har en bra diskussion om det, föredömligt nog).

EC-modeller infördes i statsvetenskapen 1992 av Ostrom och Smith och har framför allt använts för icke-stationära och kointegrerade data; De Boef och Keele vill dock slå ett slag för att de är användbara också för stationära data. Också för ECM presenterar de en allmän-till-specifik-approach för specifikationsval. Specifikationerna syns i tabell 2.

Utöver att förespråka ECM för stationära data är ett av De Boef och Keeles ärenden, och det som jag är mest intresserad av, att förbättra hur samhällsvetare tolkar koefficienterna i dynamiska modeller. De menar, liksom Williams och Whitten (2008, 2011) som fokuserar på tolkningar av ADL-modeller, att praktiker är för dåliga på den dynamiska aspekten och tar koefficienterna för långsiktiga effekter som de kommer ut ur programmet istället för att tolka dem ordentligt. Long-run multiplier (LRM) är ett nyckelbegrepp här. Det handlar alltså om något mer än om de βs som kommer ut i regressionstabellerna. Så här förklarar de LRM:

"We can think of the LRM as the total effect Xt has on Yt distributed over future time periods. In some cases, long-run equilibria and the LRM are of greater interest than shortrun effects." (191)

I en ECM får man direkt ut error correction-takten (α1), och den kortsiktiga effekten på Y av X omedelbart (β0). (Kortsiktig effekt av Xt-1 är β1-β0.)  Den långsiktiga effekten, som av någon anledning kallas k, räknas däremot ut som β1/-α1 (ibid). För denna får man inte automatiskt något standardfel, men detta kan räknas ut t ex med Bewleytransformationen. I en ADL-modell räknas k ut som k0 + k1, där k0 är α0/(1-α1) och k1 är (β0+β1)/(1-α1). Att använda en ADL eller ECM handlar alltså inte bara om att fixa statistiska problem -- autokorrelation, icke-stationaritet -- utan också att få en rikare förståelse av hur X påverkar Y, i tid (De Boef och Keele, 194, 199).


De Boef och Keele diskuterar utifrån detta "mean lag length" och "median lag length", som jag måste säga är två begrepp som jag knappt stött på tidigare. Medianlaglängden anger vid vilken lagg minst hälften av korrektionen mot jämvikt mellan variablerna har skett. Det är alltså ett mått på hur snabbt effekten av X på Y tonar bort. Är medianlagglängden 0 innebär det att halva effekten av X på Y skett redan i innevarande period. De Boef konstaterar själva att "median lag lengths are somewhat tedious to calculate and are typically given short shrift in political science" (192). Medellaglängden säger hur lång tid det tar att komma tillbaka till jämvikt.

De använder ett simulerat exempel med stationära data för att visa att ADL och ECM är ekvivalenta. I deras simulerade data är parametrarna: α0 är 0, α1 är 0,75,  β0 är 0,5 och β1 är 0,25. I tabellen nedan syns samma modell formulerad som ADL och som ECM.

I ADL-modellen ges kortsiktiga effekter av Xt och Xt-1 direkt som 0,53 och 0,25. I EC-modellen är koefficienten på ΔXt 0,53, samma som på Xt-1 i ADL-versionen. Den andra kortsiktiga effekten, av Xt-1, räknas ut som 0,77-0,53 vilket blir 0,24, nästan samma som i ADL-versionen. k räknas i ADL-modellen ut som (0,53+0,25)/1-0,75), vilket blir 3,12 och i EC-modellen som 0,77/-(0,25), vilket blir 3,08. Resultaten är lika varandra och nära det sanna värdet som är 3. Med stationära data är ADL och ECM ekvivalenta; fördelen med ECM är dels att den är teoretiskt tilltalande i många fall, dels att den eftersom den beroende variabeln är differentierad funkar bättre med starkt autoregressiva eller icke-stationära (195).

De tar två exempel ur litteraturen för att förtydliga fördelen med deras generell-till-specifik-modellspecifikationsapproach. Det ena handlar om amerikanska medborgares förtroende för Kongressen och intresserar mig inte så vidare substantiellt. Det andra exemplet tycker jag däremot är högintressant, det är t o m en artikel som jag bloggat om här: Swank och Steinmo (2002) om beskattningen i rika länder 1981-1995. Swank och Steinmo använder modeller med formen:

Yit = α1Yit-1 + β1X1it + β2X2it-1 + et

Alltså med en laggad beroende variabel och med X-variablerna under perioden t och perioden t-1. De Boef och Keele talar om "dynamic models mixing partial adjustment and dead-start effects". Swank och Steinmo räknar ut långsiktiga effekter, k, som β/(1-α1) vilket är bra, men anger inte standardfel för k. De Boef och Keele replikerar Swank och Steinmos analys fast med en ECM, och resultaten är rätt horribla:

Av de fyra variabler som hade statistiskt signifikanta effekter i Swank och Steinmos analys så är det alltså bara en som fortfarande har det i De Boef och Keeles replikation, och i gengäld har tre variabler som inte var signifikanta i originalet blivit det hos De Boef och Keele. Detta visar att resultaten kan bli väldigt olika beroende på vilken specifikation man använder, och att det är viktigt att testa en uppsjö olika sådana.


Referenser
Paul Cowpertwait och Andrew Metcalfe. 2009. Introductory Time Series with R. Springer.
Suzanna De Boef och Luke Keele. 2008. "Taking Time Seriously", American Journal of Political Science.
Bernhard Pfaff. 2008. Analysis of Integrated and Cointegrated Time Series with R. Springer.
Williams, Laron K. and Guy D. Whitten. 2008. “But Wait, There’s More! Maximising Substantive Inferences From TSCS Models”. Mimeo, Texas A & M University, September 2008.
Williams, Laron K. and Guy D. Whitten. 2011. “Dynamic Simulations of Autoregressive Relationships”. The Stata Journal 11(4): 577-588.

Löneandelen och avskrivningarna i Sverige 1900-2000

Roland Spånt skriver i kapitlet om mätproblem i vår kommande bok Den sänkta löneandelen:

"Alla bruttomått för vinsterna i nationalräkenskaperna innebär att förslitningen av produktionsapparaten räknas som ersättning till kapitalet. Men en del av produktionsvärdet måste ju i alla beståenden samhällen användas till att ersätta förslitet produktionskapital. Löntagarna kan ju inte bortse från att det produktionskapital som slits ned måste ersättas och därför inte kan fördelas mellan arbete och kapital utan måste avsättas för att ersätta produktionsapparaten för att den ska vara intakt. Kapitalets förslitning är givetvis olika stor i olika verksamheter och blir därför olika i olika branscher och eftersom olika länder inte har samma produktionsstruktur är kapitalförslitningen inte densamma i alla länder. Den kan dessutom ha förändrats över tid beroende på strukturförändringar och att branscherna har skilda utvecklingstakter."

Han demonstrerar för USA:s del med data från 1948 till 2003 från Robert Rowthorn att löneandelen är mycket högre med nettomåttet än med bruttomåttet, men att trenden inte förändras. För Sveriges del visar han att avskrivningarna (enligt SCB:s Nationalräkenskaperna) år 2011 var två procentenheter högre än 1994 (som procent av BNP).

Med Rodney Edvinssons data -- Historiska nationalräkenskaper för Sverige 1800-2000 -- kollar jag på skillnaden i beräkning av löneandelen i Sverige beroende på om man använder ett mått för förädlingsvärdet som tar hänsyn till avskrivningar eller inte. För att räkna fram löneandelarna använder jag tre av hans variabler, "D. Bruttoförädlingsvärdet (till löpande baspris, miljoner kronor) för olika branscher och för BNP", "J. Avskrivningar av fasta tillgångar (i löpander mottagarpriser, miljoner kronor) för olika branscher och totala avskrivningar av fasta tillgångar" och "U. Löner (inklusive sociala avgifter) för anställda (till löpande faktorvärden, miljoner kronor) inom olika branscher". Notera att löne- eller arbetskostnadsposten inkluderar sociala avgifter och också är ovanligt bred jämfört med de mått som brukar användas i löneandelsforskningen. (Strikt taget är det ingen löneandel utan en arbetskostnadsandel eller löntagarandel.) Löneandelen före avskrivningar eller "brutto" är U/D. Efter avskrivningar eller "netto" är U/(D-J).

För tydlighetens skull tar jag också med, om man mest är intresserad av den senare perioden, ett diagram med kortare period:

Och så privat sektor:

Och privat sektor på kort sikt:

Om man använder nettomåttet, har löneandelen då minskat i Sverige? Medelvärdet i industrin de sista fem åren i samplet, alltså 1996-2000, är 0,75. I hela privata sektorn 0,68. (För hela 90-talet 0,82 och 0,71.) Vilket kan jämföras med 0,87 och 0,75 för åren 1970-74, dvs före den extrema lönepush som ledde till det svenska näringslivets största profitkris någonsin i slutet av 70-talet. Man kan också jämföra med 0,87 och 0,73 under 1960-talet. Och 0,78 och 0,65 på 50-talet. Utifrån dessa data ser det alltså ut som att löneandelen i industrin i slutet av 90-talet var något lägre än på 50-talet och klart lägre än på 60-70-talen, också innan industrikrisen under 70-talets andra hälft. I hela den privata sektorn var löneandelen 1996-2000 högre än vad den var på 50-talet men lägre än på 60- och 70-talen. Ett krux i jämförande med andra datakällor är att lönebegreppet här inkluderar sociala avgifter. Kanske kan detta faktum förklara diskrepansen i hur utvecklingen ser ut här jämfört med annorstädes.

En annan intressant fråga med nettomåttet är: har diskrepansen mellan detta och bruttomåttet ökat över tid så att vår bild av vad som händer med löneandelen över tid blir olika beroende på vilket mått vi väljer? I början av 1900-talet ligger skillnaden mellan de två måtten runt 5 procentenheter för både industri och hela privata sektorn.

Skillnaden ökar relativt stadigt -- avskrivningarna ökar -- och under 50- och 60-talen ligger skillnaden runt 10 procentenheter. Runt 1980 och runt 1990 peakar skillnaden två gånger, och är därefter i slutet av 90-talet tillbaka på 60-70-talens nivå. Det är tydligt att våra slutsatser om vad som händer framför allt ungefär 1975-1995 påverkas av huruvida vi använder netto- eller bruttomåttet.

Förhållandet mellan kapitalintensitet och löneandel i svensk industri 1900-2000

Dokumentären Lönesänkarna som gick på SVT i torsdags visade att löntagarnas andel av nationalinkomsten är lägre idag än för trettio eller femtio år sedan. Men, säger en del kritiker av filmen, minskningen av löntagarandelen beror inte på politik eller maktförskjutningar utan är en opolitisk företeelse som beror på ökad kapitalintensitet. Detta är Blanchards (1997) gamla fina fråga -- beror förändringen i π/~w-relationen på en motsvarande förändring i ñ/k-relationen, dvs beror förändringar i faktorpriser på förändringar i faktorkvantiteter -- omformulerad till ett påstående. Blanchard menade själv att ökningen av kapitalintensiteten inte kunde förklara fallet i löntagarandelen.

Jag har definierat kapitalintensitet som kapitalstock per sysselsatt i sektorn. (En annan definition vore kapitalstock per enhet förädlingsvärde.) Båda ursprungsvariablerna kommer från Rodney Edvinssons dataset, och faller under rubrikerna K respektive O i hans Historiska nationalräkenskaper för Sverige 1800-2000. Jag har logaritmerat kapitalintensiteten. Löneandelen definierar jag som löner (inklusive sociala avgifter) för anställda dividerat med bruttoförädlingsvärdet i sektorn. Variablerna U och D i Edvinssons historiska nationalräkenskaper. Jag kollar bara på industrin.

Huruvida ökad kapitalintensitet leder till minskad löneandel eller inte beror på hur substitutionselasticiteten mellan arbete och kapital ser ut.

Jag kollar på relationen mellan kapitalintensitet och löneandel i svensk industri sedan 1900 på enklast möjligaste sätt, med scatterplots. I diagrammet nedan så ser vi att förhållandet mellan de två variablerna från 1900 till 2000 tvärtom kapitalintensitetsargumentets premisser är positivt: ökad kapitalintensitet korrelerar med ökad löneandel.

Om man gör om övningen med bara data från 1970 till 2000 så ser mönstret dock annorlunda ut. Förhållandet är nu ännu starkare negativt än vad det tidigare var positivt.

Det ligger alltså något i att ökad kapitalintensitet efter 1970 är associerad med lägre löneandel i svensk industri. Detta behöver dock inte röra sig om kausalitet -- båda variablerna är trendade så det är inte så konstigt att de verkar hänga ihop. Om jag kör first differences-regressioner (och kontrollerar för offentlig konsumtion som procent av BNP, samt BNP-tillväxten) separat för perioden före 1950 och efter 1950 så visar dessa dock samma mönster, att relationen mellan kapitalintensitet och löneandel är positiv före 1950 men negativ efter 1950. Inte i något av fallen är koefficienten statistiskt signifikant, dock.

Ett annat sätt att titta på förändrad relation över tid är så kallad rolling regression, där man specifierar en fönsterbredd -- i mitt fall 15 år -- och kör samma modell upprepade gånger genom ens sample -- i mitt fall från år 1900 till 2000 --, varje gång med 15 år inblandade. Jag körde en rolling regression där löneandelen bestäms av kapitalintensiteten och en konstant, och nedan syns koefficienterna med 95-procentskonfidensintervall, med fönstrets startpunkt på x-axeln. Koefficienten på år 1900 är alltså för perioden 1900-1914, och så vidare.

Diagrammet kan delas in i tre perioder. En mellan 1900-14 och ungefär 1920-34 då konfidensintervallen för det mesta inkluderar 0, det vill säga att det inte finns någon statistiskt signifikant relation mellan kapitalintensiteten och löneandelen. Därefter en period från ungefär 1930-1944 till 1970-84 då relationen mellan kapitalintensitet och löneandel är positiv, vilket antyder att ökad kapitalintensitet då var arbetsförmerande. Och därefter en tredje period från ungefär 1975-89 till 1985-99 då relationen är negativ, vilket antyder att kapitalintensiteten där är kapitalförmerande. Utifrån detta skulle jag vilja säga apropå de som menar att det är ökad kapitalintensitet som sänkt löneandelen, att a) detta förklarar inte hela minskningen/variationen, vilket är enkelt att visa med regressionsanalys (vilket jag inte gjort här), och b) det negativa förhållandet mellan kapitalintensitet och löneandel, som syns i data sedan ungefär 1970-1980 nånting, är inte något som helt enkelt kan tas för givet, utan något som i sig måste förklaras.

---
t ex Konjunkturinstitutet (2010) utgår från att ökad kapitalintensitet ökar löneandelen (pdf), dvs tvärtom argumentet som undersökts här.

Partieffekter på socialförsäkringarna, före och efter 1980

Blir det någon skillnad på socialförsäkringarnas generositet beroende på om man har en vänsterregering eller en högerregering? Med andra ord, finns det partieffekter? Och, har partieffekterna kanske förändrats över tid? Detta kollar statsvetarna Lyle Scruggs och James Allan på i sin artikel "Political Partisanship and Welfare State Reform" från 2004.

De kollar på en typ av förändring över tid: ifall effekterna av vänster- respektive högerregering är annorlunda efter de ekonomiska kriser som de rika länderna gick igenom runt 1980, än före kriserna (s 505). De gör alltså en dummyvariabel för varje land, som har värdet 1 för åren efter krisen och värdet 0 åren före krisen. Jag är helt med på att något viktigt hände runt 1980 förstås -- OPEC2, nyliberalismen, den nya globaliseringsvågen etc -- men skulle gärna ha sett lite mer diskussion om att just ha olika brytpunkter för olika länder. Vilka är för- och nackdelarna med denna strategi jämfört med att sätta samma brytpunkt för alla länder, säg 1973 för OPEC1 eller 1979 för OPEC2 och Volckerchocken? I alla fall, de brytpunkter som de använder är: "1978: New Zealand (results are not altered if the near recession in 1986 is substituted); 1981: Austria, Belgium, Denmark, Finland, Sweden, and United Kingdom; 1982: Canada, Germany, Italy, Netherlands, Norway, Switzerland, and United States; 1983: Australia, France, Ireland, and Japan.". I regressionerna så interagerar de alla sina substantiella förklarande variabler med tidsdummyn:

Scruggs och Allan avfärdar (s 497f) sociala utgifter som procent av BNP som mått för välfärdsstatens generositet (jfr bloggen här), och använder istället ersättningsgraden -- hur mycket man får jämfört med sin tidigare lön -- i arbetslöshetsförsäkringen och sjukförsäkringen som beroende variabel. De har en bra sågning av OECD:s a-kassedataset (jfr mitt resonemang här), och påpekar att Korpi och Palmes SCIP-dataset inte var allmänt tillgängligt (vilket det är nu). Istället använder de förstås sitt eget dataset (jfr bloggen här), mig veterligen det bästa som är tillgängligt för ersättningsnivåer i socialförsäkringar.

Intressant nog så kör de separata regressioner med vänsterregeringsvariabel och högerregeringsvariabel. Det första viktiga resultatet från regressionerna är att före brytpunkterna ca 1980 så hade vänsterregering en statistiskt signifikant effekt på ökningar av ersättningsgraden. Efter brytpunkterna ingen signifikant effekt. För högerregering är resultatet det omvända: fram till brytpunkten har högerregering ingen signifikant effekt, men efter brytpunkten har högerregering en negativ och statistiskt signifikant effekt. (507). Scruggs och Allan pekar på att det är viktigt att köra separata modeller för vänsterregering och högerregering och att faktumet att Huber och Stephens inte fick några statistiskt signifikanta vänsterpartieffekter på 80- och 90-talen berodde på att vänsterpartier förvisso inte ökade generositeten mer då, men att högerpartier samtidigt minskade generositeten mer.

Scruggs och Allans teoretiska slutsats från studien är att den traditionella teorin om välfärdsstaten, att det är höger-vänster-politik som spelar roll, fortfarande håller, tvärtemot vad 90-talets "new politics"-teoretiker hävdade (509f).


Referens
Lyle Scruggs och James Allan. 2004. "Political Partisanship and Welfare State Reform in Advanced Industrial Societies". American Journal of Political Science juli 2004.

Om partieffekter, se också på bloggen: "Maktresursteorin, genom sex papers av Korpi" (Korpi och Palme 2003 kollar på partieffekter), 10 augusti 2012; "Partieffekters variation 1971-2002" (om Kwon och Pontusson 2010), 20 augusti 2012; och "Har globaliseringen minskat partieffekterna på välfärdsstaten?" (om Potrafke 2009), 21 augusti 2012

EMU-artiklar

Detta är en klippsamling utifrån en rad artiklar om EMU och dess konstruktion, som jag använt i min undervisning.

Obstfeld 1997
Berkeley-nationalekonomen Maurice Obstfelds uppsats "Europe's Gamble" från 1997 är en av klassikerna i EMU-litteraturen.

"EMU is a gamble that can be won in the long run only if it overcomes the existing political stasis to force fundamental fiscal and labor market reform in its member states. If Europe's leaders cannot do an end run around domestic opposition in the name of European integration, EMU could prove unstable." (242)

sent 80-tal:
"In this policy environment, the proposal by the Delors Report of a three-stage plan for the creation of a single currency, to be issued by a European Central Bank (ECB), found widespread support. For countries with credibility problems, a single currency would lead to lower interest rates and possibly to greater wage discipline. Speculation on EU exchange rate changes would disappear. The European Commission subsequently advanced detailed arguments for EMU on efficiency grounds.8 But from a political point of view, the most potent motivating force behind support of the Delors proposals was the desire to end the preponderant control of EMS monetary policy by the German Bundesbank. Germany's partners in the ERM effectively pegged their currencies to the deutsche mark, just as all had pegged to the dollar under Bretton Woods. Through the ECB, however, all EMU members, not only Germany, would have a voice in setting interest rates." (246f)

Sinn (1996): "öppen hemlighet" att EMU var Frankrikes krav för att tillåta Tysklands återförening

s 251f Maastrichtkriterierna: till för att se till att euron blir en hård valuta, och för att hålla ute syndare som Italien, Portugal och Spanien.

s 266 "The intransigent budget deficits in Germany and France have proven to be a major embarrassment to German chancellor Helmut Kohl's government, and perhaps the greatest threat to an on-time departure for EMU. Germany promoted the deficit criterion in part to exclude Italy from the first wave of members. Sharply rising German unemployment in 1996-97, coupled with unwillingness of Chancellor Kohl's coalition partners to approve new tax increases, has left Germany's anticipated 1997 deficit uncomfortably close to that of Italy. To make matters worse, France's deficit prospects resemble Germany's, and EMU cannot succeed as a European institution unless it includes these two core players. But if both France and Germany are in, the Germans may have little basis for a push to exclude Italy."

s 268f OCA, Mundell. Exempel med exogen chock i Spanien.
s 269- fördelar med euro. Kostar inte att växla. Ökad handel.

s 271 "The drive toward EMU has fundamentally changed domestic political equilibria, strengthening the hands of central banks and of those elements (primarily, but not exclusively, in the business community) favoring greater integration into Europe and domestic economic and institutional reform. If the new European central bank can keep inflation in check, the single currency will enhance and cement these gains."

s 274 "It is sometimes argued that EMU will promote wage and price flexibility by removing the possibility of an accommodative currency realignment, but if that hypothesis were true, one would expect to see much greater wage-price flexibility within Germany than there appears to be. Industry-level wage bargaining-which currently prevails at the national but not at the European level-could explain this result. However, there is little in the experience of the EMS to suggest that even longstanding pegs have had much direct effect on wage and price flexibility."

s 276 O tveksam till om EMU verkligen tvingar fram (effektivitetsökande) liberaliseringar
s 278 att ordet "tillväxt" kom med i "stabilitets- och tillväxtspakten" är en eftergift till FR
s 279 förbuden mot obligationsköp för ECB och för bailouts
s 287 "Defenders of EMU contend that Europe's real wage rigidities render the nominal exchange rate a rather ineffective, and inflationary, mode of adjustment. The implication is that EMU members give up little by way of attractive policy options when they irrevocably lock their exchange rates."
s 288-296 ekonometrisk modellering av lönerigiditeter, á la Blanchard och Muet
s 300 "European economic integration has always been a politically motivated enterprise. And at the moment, the political costs of not proceeding with EMU bulk so large that Europe's leaders are desperate to start on time."

s 307 Richard N. Cooper i sin kommentar på Obstfelds paper: "To tie fiscal policy down removes one of a region's major defenses against asymmetrical shocks, namely, regionally adaptive fiscal policy. In moving to currency union, Europeans are necessarily tying their hands regionally on monetary policy. Through the Maastricht treaty, and even more so with the subsequently agreed Stability Pact, they are tying their hands regionally also on fiscal policy. This seems to me to be a mistake of the first order."
s 310 ur diskussionen: "Cooper was highly critical of the extreme independence and lack of accountability specified in the Maastricht treaty for the new European Central Bank, and of the bank's narrow charge to assure price stability. He argued that the ECB should ultimately be politically accountable either to a strengthened European Parliament (a pan-European approach) or to the Council of Ministers (a national approach) in the way the Bundesbank and Federal Reserve are accountable to representative bodies today. On the issue of responsibility, Cooper noted that the ECB's mandate does not even include assuring the functioning of the payment system and the stability of the financial structure, let alone employment stabilization."


Paul de Grauwe 2006
s 712 dG: i min lärobok The Economics of Monetary Integration från 1992 lyckades jag inte ta ställning till om monetär union var en bra eller dålig idé. Detta eftersom det fanns två teorier med olika prediktioner: Mundell 1 och Mundell 2. Mundell 1 är den klassiska OCA-teorin från Mundell (1961). Den använder tre kriterier: symmetri (i chocker), flexibilitet och integration. "Mundell 2" bygger på ett relativt obskyrt paper av Mundell från 1973. Denna utgår från en värld med stor kapitalrörlighet över gränser och menar att valutakurser inte reflekterar objektiva värderingar utan är bedömningar av imperfekta marknader: "For most countries, the exchange rate does not provide a degree of freedom but uses up a degree of freedom in their economic policy since they have to stabilize this asset price. Needless to say, this view is not very popular among the crowd of believers in the efficiency of the foreign exchange markets." (714) Utifrån Mundell 1 är et logiskt att vara negativ till EMU, och utifrån Mundell 2 logisk att vara positiv. De Grauwe menar att Mundell 2 stärktes i Europa under 1990-talet, både på grund av EMS-krisen 1992-93 och monetarismens ökade spridning, och spelade en roll i EMU:s skapande, men att ironiskt nog nu under 00-talet Mundell 2 återigen blivit mer aktuell, när länders utveckling i euron varit divergenta.

s 717 vad har vi lärt oss sedan Maastricht? d G vill fokusera på två saker: (1) endogena OCA såsom betonat av Frankel och Rose (1998), (2) governance i EMU.
"There are different mechanisms that can make the OCA criteria endogenous. First, monetary union can affect trade flows and intensify trade integration, thus increasing the benefits of the monetary union. Second, monetary integration leads to more intense financial integration thereby facilitating the emergence of insurance mechanisms. The latter reduce the costs of asymmetric shocks. Third, a monetary union affects the functioning of the labour markets and can potentially increase their flexibility, thereby reducing the costs of adjusting to asymmetric shocks in the monetary union." (717)
"Some authors (Bertola and Boeri, 2002; Blanchard and Giavazzi, 2003) argue that monetary union tends to increase the degree of flexibility of labour markets, while other authors (Sibert and Sutherland, 2000; Soskice and Iversen, 2001) conclude that a monetary union may not lead to more labour market flexibility." (719)
s 723 d G menar att av stabiliseringspolitiska skäl måste EMU förenas med omfördelning: "in order to enhance the sustainability of a monetary union it is important to have a central budget that can be used as a redistributive device between the Member States and it also matters to have some form of coordination of those areas of national economic policies that can generate macroeconomic shocks. The reason why this co-ordination is important is that these macroeconomic shocks spill over into the monetary union. For example, the decline in the working time in France was equivalent to a negative supply shock in France. This affected aggregate output in the euro area and thus the conduct of monetary policies by the ECB. This in turn influences all the other Member States of the euro area."
s 724f Frankfurt-Brussels consensus, baserat på monetarism och RBC
s 727 d G argumenterar för att världen är keynesiansk, inte RBC-monetaristisk. Därför behöver EMU omfördelning mellan stater.


Jabko 2011
s 7 "For a long time, successive French governments were a voice in the wilderness in favor of stronger economic governance (gouvernement économique) within the European Union. In February 2010, however, German Chancellor Angela Merkel mentioned for the first time the necessity of a European economic government (Wirtschaftsregierung). Merkel’s unexpected rapprochement with President Nicolas Sarkozy gave a second wind to the notion of gouvernement économique, yet the path to stronger economic governance remains elusive. The main difficulty today no longer stems from lingering French-German disagreements, but from an originally unforeseen conflict between national sovereignty and a new conception of sovereignty that called for its exercise at the European level. Sovereignty over Europe’s Economic and Monetary Union is fundamentally divided – monetary policy is unified at the EU level, yet most other powers remain firmly in the hands of national governments."
s 8 rapporten är policy-orienterad. "The challenge at this point is to shift toward an economic governance model that is realistic for the member states to adopt, yet bold enough to convince financial markets that the EU has found a credible development scenario for its Economic and Monetary Union." Tre begränsningar: (1) medlemsstaterna vill inte ha någon transferunion; (2) medlemsstaterna vill inte flytta mer bestämmande till Bryssel, och (3) medlemsstaternas regeringar vill inte ha minskad autonomi

Crafts 2012
-- "Faster productivity growth in the euro periphery could help improve competitiveness, fiscal arithmetic and living standards; the main role of a real Marshall Plan would be to promote supply-side reforms that raise productivity growth. This would repeat the main achievement of the original Marshall Plan of 1948."
-- guldstandardens kollaps på 1930-talet visar att EMU som "gyllene tvångströja" på medlemsregeringarna inte är ett hållbart alternativ

-- för EU förespråkar Crafts en version av "global federalism"-alternativet (s 6)


Shambaugh 2012
Tre kriser: "The euro area faces three interlocking crises that together challenge the viability of the currency union. There is a banking crisis: banks are undercapitalized and have faced liquidity problems. There is a sovereign debt crisis: a number of countries have faced rising bond yields and challenges funding themselves. Lastly, there is a growth crisis: economic growth is slow in the euro area overall and unequally distributed across countries. These crises connect with one another in several ways: the problems of weak banks and high sovereign debt are mutually reinforcing, and both are exacerbated by weak growth but also in turn constrain growth."
alltså: bankkris, statsskuldskris, ekonomisk kris

s 160 S: för lite uppmärksamhet ägnats åt den ekonomiska krisen/den dåliga tillväxten
s 160f S: EMU behöver inte en fiskal union. Däremot gemensam finansiell reglering. (jfr 205)
s 162 i eurozonen motsvarar bankernas tillgångar mer än 300 procent av BNP; motsvarande siffra för USA är 100 procent. Bankerna viktigare i Europa, och ekonomierna känsligare för bankernas fall.
s 173f OCA, arbetskraftens rörlighet
s 175 EMU:s asymmetriska konstruktion: "A combination of politics and ideology meant that public sector borrowing and inflation were supposed to be controlled, but private borrowing, banking system issues, unemployment, and other macroeconomic challenges were left unattended at the euro-area level. The politics of these choices made at the creation of the euro are beyond the scope of this paper, but the choices themselves have left great challenges for current policymakers."
s 179f intern devalvering. "One can evaluate the possibility of an internal devaluation in a number of ways. First, one can examine how often countries experience a real depreciation (domestic prices falling relative to prices in world markets) without a nominal depreciation (the domestic currency getting cheaper on world markets). In a recent paper (Shambaugh 2012), I use narrow trade-weighted exchange rate indexes from the Bank for International Settlements for a sample of 26 mostly developed countries stretching back to 1964. If one defines an internal devaluation as a change in the real exchange rate, without a similar move in the nominal exchange rate, of at least 3 percent in 1 year (or, alternatively, as at least a 5 percent change over 3 years or a 7 percent change over 5 years), then in this sample there have been 25 internal devaluations at the 1-year horizon, 26 at the 3-year horizon and 17 at the 5-year horizon (these 68 episodes are spread across roughly half the countries in the sample). Nearly all of these episodes, however, happened in the era of generalized higher inflation before 1991 (table 1). When world prices are rising by 10 percent a year, a country can have a substantial real depreciation simply by having lower (but still positive) inflation than its trading partners. Domestic prices and wages then do not need to fall for domestic goods and labor to become relatively cheaper on world markets. Moreover, although not reported in the table, internal revaluations, where prices increase faster than in trading partners, are roughly twice as common as internal devaluations. Since 1990 there have been, broadly speaking, only three examples of an internal devaluation in my sample." (180f) -- dessa tre är Hong Kong år 2000, Japan sent 90-tidigt 00-tal, och Irland i den nuvarande krisen. Lettland är inte med i Shambaughs sample men vore landet det så skulle dess nuvarande utveckling räknas.
-- Shambaugh har också kollat på "interna devalveringar" i 27 städer i USA 1960-2010.
s 183f varför Tysklands 00-tal inte räknas som intern devalvering
s 186 för att underlätta intern devalvering i PIIGS vore det bra om inflationen i resten av EZ hölls över 2 procent
s 186f en annan policyväg -- än ID -- är strukturella reformer. Men de hjälper på lång, inte kort, sikt.
s 187 - bankerna
s 192 - statsskuldskrisen och tillväxten
s 198 - bankkrisen och tillväxten
s 200 - S föreslagna policypaket. Inkluderar skattereformer, "fiscal devaluation", som efterliknar intern devalvering. Och mer expansiv penningpolitik. Och mer obligationsköpande av ECB. Och ekonomisk stimulanspolitik i de länder som har råd med det. Och S är också för någon typ av eurobonds (205f)


Darvas, Ferry och Sapir 2011
Tre skäl till att europeisk krispolitik som EFSF och ESM varit otillräcklig för att lösa krisen. (1) sett krisen som likviditetskris och ignorerat solvensproblemen. (2) ignorerat kopplingen mellan finansiella systemet och statsskulderna. (3) varit reaktiv inte proaktiv.

--Darvas et al menar att Grekland -- till skillnad från t ex Irland -- är insolvent och behöver en skuldnedskrivning (s 5)
s 9-13 reformprogram för Grekland

Enderlein et al 2012
-- förord av Delors och Helmut Schmidt
s 1 "In April 1987, a Study Group on the “Integration Strategy of the European Community” chaired by Tommaso Padoa-Schioppa1 published a Report that later became the basis for Economic and Monetary Union in Europe. That Report referred to four points that it considered to be “the basis of the long-term “social contract” between the Community and its Member States”: (I) competitive markets, (II) monetary stability, (III) an equitable distribution of the gains in economic welfare, and (IV) actual growth performance. These four elements have indeed constituted the basis for further political and economic integration in Europe in the past 25 years. Today, the members of the “Tommaso Padoa-Schioppa Group” consider that the European social contract is at risk."
s 5 snömosig sammanfattning av vad de förespråkar: "What is needed is a sui generis form of fiscal federalism, which derives from the functional deficiencies of the current common currency framework while respecting to the largest possible extent the budgetary autonomy of euro area member countries. We argue that the single currency requires as much fiscal federalism as necessary for its appropriate functioning, but as little as possible."
s 6 "domestic institutional adjustments to increase the responsiveness of wages and prices are also required."
s 6 "a cyclical stabilization insurance fund to counter some of the effects of the “one size fits none” monetary policy. Such an insurance fund, which should be created outside the EU budget and remain under direct control of national parliaments, would work in a largely automatic fashion and, if rightly devised, not lead to long-term transfers in only one direction."
s 6f "The third element is a rebalancing of fiscal rights and fiscal duties in the common currency area. We argue that euro area countries should become subject to much stricter budgetary surveillance and be willing to give up some elements of their sovereignty when they are cut off from the market. The core principle should be: sovereignty ends when solvency ends. But at the same time, the euro area as a whole should ensure that adequately priced access to sovereign financing is generally possible, also in times of crisis. To allow for the implementation of that third element, we suggest the creation of a European Debt Agency (EDA) that would allow a flexible refinancing possibility to countries in exchange for a stepwise transfer of sovereignty. The EDA would (i) be jointly and severally guaranteed by all euro area countries, (ii) serve as a normal financing instrument for an amount of 10% of GDP to all countries, (iii) provide relatively easy access to additional funding in crisis times for relatively small amounts (up to an additional 10% of a country’s GDP), (iv) but then ask for much stricter conditionality in pre-defined steps of rising debt amounts with additional debt amounts implying a stepwise transfer of budgetary oversight to the EDA.
s 7 "The fourth element is a euro area banking union. To solve the paradoxical set-up of financial market integration and banking supervision, the creation of a euro area banking supervision authority with micro-prudential supervision powers is required. This role could be conferred upon the ECB. In parallel, the creation of an agency administrating a European deposit insurance fund would be required."

Lord 2012
"This report examines the role of all of the following in the legitimacy of monetary union: a) the consent of member states, b) public support, c) policy outcomes, d) fairness and justice e) and democratic control. Yet, at the end of the day, the report argues that the last of these items - democratic control - governs all the other four."
"Of course, democratic control raises difficult questions for the institutional design of monetary union. The report considers three in detail, as follows:
1. Is it possible to secure some form of ’ultimate democratic control’ over the European Central Bank without undermining the arguments that are thought to justify independent central banking in the first place?
2. How should democratic control over monetary union be distributed between national democratic institutions and the European Parliament? /.../
3. How can monetary union be reconciled with political equality conditions for democracy when the national democracies of member states seem to be so unequal in their power over monetary union, and when monetary union seems to ’depoliticise’ and ’constitutionalise’ decisions of economic policy in ways that create inequalities in favour of those who want to defend, rather than challenge, existing commitments?"
s 9 "Writing in the Financial Times at the end of February, Peter Spiegel remarked: ‘Almost unnoticed to the public, the European Union has begun to transform itself into an organisation with far more central power to take decisions that affect nations’ economic policies’ (Peter Spiegel, Financial Times 29 February 2012). Spiegel went on to give the following examples.
• ‘The European Commission has been given authority to demand spending cuts under threat of large fines’;
• ‘A €500b rescue fund will soon be available to spend taxpayer funds without intervention of national parliaments’;
• The Union is preparing a ‘fiscal compact that requires balanced budgets and close co-ordination of everything from debt issuance to all major economic reforms’;
• ‘Brussels may be allowed to send monitoring teams to national capitals unilaterally’."
s 10 "These ‘four C’s’ - greater coercion, collectivisation, conditionality and constitutionalisation – raise the question of legitimacy, or, in other words, of whether the Union has a sufficient right to exercise the new powers it is acquiring under monetary union for it to be entitled to the ‘obedience’ of all those whose compliance it may need if it is to exercise those powers effectively?"



Referenser
Paul de Grauwe, "What Have we Learnt about Monetary Integration since the Maastricht Treaty?", Journal of Common Market Studies, 2006
Nicholas Jabko, "Which Economic Governance for the European Union? Facing up to the Problem of Divided Sovereignty", 2011
Lars Jonung och Eoin Drea http://econjwatch.org/articles/it-can-t-happen-it-s-a-bad-idea-it-won-t-last-us-economists-on-the-emu-and-the-euro-1989-2002
Maurice Obstfeld, "Europe's Gamble", Brookings 1997

Jonung och Drea om Obstfeld (1997): "Maurice Obstfeld (1997), reviewing the costs and benefits of monetary union in Europe, concluded that although the broad membership of EMU made it ighly vulnerable to asymmetric shocks, EMU might succeed economically. This would greatly enhance the process of European integration and generate social and political benefits in the future. In addition, he believed that economic success of the euro would drive political integration." (26)
Obstfeld (1997) var ovanligt eurooptimistisk för att vara en amerikansk ekonom vid denna tid. Feldstein (1997), Frieden (1998), Willen (2000) med flera argumenterade för att EMU var ett ekonomiskt irrationellt begrepp som drevs framåt av politiska viljor till ökad europeisk integration per se. Tobin (1997), Salvatore (1998) pekade på att euroområdet inte var någon optimal valutaunion och att asymmetriska chocker skulle bli svåra test för EMU; "Dominick Salvatore (1997) concluded that due to limited labor mobility and inadequate fiscal redistribution, a major asymmetric shock would cause the euro area to dissolve".

Facklig anslutningsgrad i Europa

Detta är del två av tre i bloggserien om facklig anslutningsgrad, försvagningen av facket och fackets roll. Här kommer jag skriva om sexton papers från åren mellan 1989 och 2010 på temat variationer i facklig anslutningsgrad mellan länder i den rika världen, och även lite på temat nedgången i facklig anslutningsgrad under "nyliberalismens era". Jag har valt välkända och citerade papers, och att jag ändå tyckte mig tvungen att ta med sexton stycken säger en del om vilket stort forskningsfält och vilken viktig fråga försvagningen av facket anses vara inom delar av samhällsvetenskapliga discipliner som sociologi, statsvetenskap och industrial relations -- så har ju också variationer i facklig anslutningsgrad visat sig ha en mängd effekter, på saker som graden av lönespridning (inom USA, mellan länder), löneandelen (också i USA:s industri), partieffekter, maktförhållandena mellan klasserna, sociala pakter, med mera. Kort sagt, fackens styrkeposition -- och anslutningsgraden är en viktig indikator på denna -- spelar en roll för hur samhället ser ut. Med detta sagt ska jag nu vända uppmärksamheten till den andra änden av fackets kausala kedja: vad som påverkar fackets styrka, snarare än saker som påverkas av fackets grad av styrka.

Wallerstein 1989
Michael Wallerstein (1951-2006), statsvetare vid UCLA vid denna tid, var en av de stora forskarna i jämförande politisk ekonomi om omfördelning och fackföreningsrörelser, och  har tillsammans med Miriam Golden (UCLA) och Peter Lange (Duke) sitt namn på ett av de mer använda dataseten om facklig organisering, även om numera väl Vissers är mer använt. När han skrev artikeln 1989 var det statistiska läget inte lika bra, och den senaste statistiken han hänvisar till för de 20 länder han diskuterar gäller för 1979 eller 1980. Inte heller fanns det särskilt mycket teori om variationerna i facklig anslutningsgrad mellan länder -- och då var ändå variationen mellan länder 1950-1980 betydligt större än variationen inom länder; detta var ju innan de stora medlemsrasen under 80- och 90-talen. Han relaterar konjunkturcykelsteorin som tog sin moderna form med Ashenfelter och Pencavel (1969) och förfinades av bland andra Bain, men konstaterar att denna inte kan förklara skillnader mellan länder. Enligt Wallerstein behövs det ett skifte till fackens egna strategier och värvningar av medlemmar: "from the traditional perspective, union growth occurs when workers organize unions. But it is equally true that union growth occurs when unions organize workers. In my analysis unions are the central actors." (484). Wallerstein menar att facken är organisationer som under givna förhållanden försöker göra det bästa för sina medlemmar (484).

Wallerstein var rational choice-influerad och menar att facken gör implicita cost-benefit-analyser när de väljer att köra organiseringskampanjer eller inte. Enligt Paula Voos (1984) så kostade det 1964-1977 mellan $580 och $1570 för facken i USA att värva ytterligare en medlem, så värvningskampanjer är inget helt oproblematiskt beslut. Föga förvånande så finns det inga jämförande data för kostnaden att värva; dessa kostnader varierar, säger Wallerstein med faktorer som arbetarnas andel av arbetskraften (arbetare är generellt mer organiserade), arbetsplatsernas genomsnittliga storlek (större platser är mer organiserade), hotet om arbetslöshet, och politiskt stöd eller motstånd gentemot facklig tillväxt (487). Det nya i Wallersteins teori -- och jag är rätt skeptisk till det här -- är att han menar att ju större arbetskraften är, desto mindre kommer facken spendera på organisering. Hans rational choice-skolning skiner igenom: "Unions in large labor markets must pay a higher price than unions in small labor markets to achieve the same union density. Since the price is higher, unions in large labor markets purchase less." (488) Fördelarna med facklig expansion beror på graden av arbetskraften som är organiserad, men kostnaderna beror delvis på arbetskraftens absoluta storlek.

Wallerstein kör tvärsnittsregressioner med anslutningsgraden i slutet av 1970-talet som beroende variabel. Den viktigaste oberoende variabeln är den loggade totala arbetskraften. Andelen vänsterregering sedan 1919 förväntas öka anslutningsgraden. Men eftersom den fackliga anslutningsgraden samtidigt ökar chansen för vänsterregering, så kör Wallerstein i regressionerna med denna variabel både en OLS-version och en 2 stage least squares-version med en dummy för "union centralization" som instrument. Exporterna som andel av BNP är med under inflytandet från de tidiga klassikerna inom jämförande politisk ekonomi Cameron (1978) och Katzenstein (1985), och förväntas vara associerat (genom ett vidare institutionellt ramverk) med högre facklig anslutningsgrad. Andelen av arbetskraften som är i gruvor, tillverkningsindustri, infrastruktur och bygg -- tillsammans kallar W dessa för "industry" -- förväntas också ha en positiv association. För 17 av de 20 länderna har Wallerstein data på andelen av de anställda som är i arbetaryrken. Regressionerna är alltså rena tvärsnittsregressioner, med N på 20 eller 17 -- det är lustigt hur snabbt kraven på ekonometri och data i samhällsvetenskapen har förändrats de senaste tjugo åren, idag hade en regressionsanalys med N=20 knappast publicerats i en så prestigefylld tidskrift som APSR (jfr Esping-Andersens diskussion om regressioner). Men så var ju också Wallerstein som sagt en av dem som tog fram rikare dataset över facklig anslutningsgrad, som möjliggjorde lyxigare ekonometriska analyser.

Wallerstein kommer med sina 20 länder fram till att storleken på arbetskraften (vilket ju i princip är en variabel som säger hur stort landet är) är negativt korrelerad med facklig anslutningsgrad och att kumulativ vänsterregering är positivt korrelerad. Ungefär tre fjärdedelar av variationen i tvärsnittet förklaras. De övriga fyra variablerna blir inte signifikanta. En mer kreativ ekonometrisk övning som Wallerstein gör är att kolla på facklig anslutningsgrad per sektor i USA och Storbritannien och kolla hur anslutningsgraden skulle vara i Storbritannien om man hade den amerikanska sektorsstrukturen men den egna anslutningsgraden inom varje sektor -- ett snyggt test för om det är sektorsstruktur som avgör. Anslutningsgraden hade i detta scenario i Storbritannien varit 45 istället för 49 procent år 1974, så sektorsförskjutningen förklarar bara 15 procent av skillnaden mellan de två länderna; i USA var anslutningsgraden 24 procent (493).

Wallersteins cost-benefit-analys av facklig rekrytering är förvisso inte teoretiskt orimlig. Men hans ekonometriska prövning tror jag i alla fall inte på. Inte minst eftersom det är en ren tvärsnittsdiskussion, och en där variabeln "arbetskraftens storlek" lika gärna kan ses som "landets storlek". Eftersom USA och Japan är två stora länder med låg facklig anslutningsgrad och Danmark, Norge och Sverige är tre små länder med hög grad, så är det inte så förvånande att variabeln får den koefficient som den får. Men den känns å andra sidan inte särskilt betydelsefull.

Western 1993 
Wallerstein jobbade 1989 med tvärsnittsdata. Men bara fyra år senare kommer Bruce Western, också han från UCLA (han tackar i en not Wallerstein för kommentarer), med denna artikel där han lyxar till det med paneldata för 18 länder från 1950 till 1985, data från Jelle Visser. Western pekar på att det tidigare gjorts två studier just av rörelser inom facklig anslutningsgrad över tid i en mängd länder: Freeman (1989), ett NBER-papper av Harvardekonomen, och så en artikel av Larry Griffin, Holly McCammon och Christopher Botsko (1990) i Canadian Journal of Sociology and Anthropology. Western förenar två typer av förklaringar i artikeln. Den första handlar om förändringar över tid: konjunkturcykelsmodellen, facklig militans, och pro-fackliga politiska partiers styrka. Den andra handlar om variationer mellan länder och bygger på institutioner: graden av facklig centralisering, och facklig kontroll över a-kassor. Han förklarar det snyggt:

"Working class organization increases when unions secure an institutionalized control over the supply of labor and demand for labor. Labor movements thus cultivate power resources in advanced capitalism by domesticating markets, rendering them more predictable through institutionalc ontrol. When this institutional control is weak, workers must adopt extra-institutional strategies, such as strike activity, to organize" (266f)

De kortsiktiga variablerna är inflation och arbetslöshet från konjunkturscykelmodellen, och så strejker från en mer politisk litteratur. Western förklarar: "Spurts of union growth have followed waves of intense labor militancy in diverse historical settings (see Korpi 1978, pp. 211-12 on Sweden in the 1910s; Isaac and Griffin 1989 on the United States in the late 1930s; Lange, Ross, and Vannicelli 1982 on Italy in the late 1960s)." (268) Utifrån Wallersteins (1989) teori om arbetskraftens storlek tar Western också med sysselsättningstillväxten, och förväntar sig att den är negativt korrelerad med facklig anslutningsgrad. Arbetarvänliga regeringar inkluderas också, utifrån såväl Wallerstein som Ashenfelter och Pencavel (1969). Det räcker dock inte med kortsiktiga variabler. Kritiker av konjunkturscykelsmodellen har visat att med strukturella brott-analys och liknande att parametrarna inte är stabila över tid -- så ser USA annorlunda ut efter Wagner Act 1937 än före, och de flesta länder annorlunda efter WW2 jämfört med före. Dessutom visar landstudier att koefficienterna kan vara kontingenta: på Irland gäller inte att inflationen är positivt associerad med anslutningsgraden; lönerna indexerades där så det behövdes inga nya förhandlingar för att reallönerna skulle hålla takten med inflationen. Och i Danmark gäller inte arbetslöshetens negativa korrelation, för där administrerar facken a-kassan så anslutningsgraden ökar när arbetslösheten är hög. Tillsammans så visar dessa poänger att konjunkturscykelsvariablernas effekter beror på institutioner. Den första institutionen är centraliserade fackföreningsrörelser, och Western lägger fram tre skäl till att denna ökar anslutningsgraden (269; jfr Western 1994 s 501). Ett, starka konfederationer kan omallokera resurser från höglönebranscher till svårorganiserade låglönebranscher, medan i svaga konfederationer läggs för mycket resurser på gränsdragningskonflikter. Två, starka konfederationer får större inflytande i korporatistiska förhandlingar, vilket gör facket mäktigare. Och tre, under korporatismen* ser arbetsgivarorganisationerna till att medlemsföretagen följer kollektivavtalen, vilket ger företagen mycket svagare skäl att motsätta sig facklig organisering, eftersom de ändå måste betala "union wages" (Freeman 1989). Graden av centralisering har inte varierat särskilt mycket över tid i de rika länderna, åtminstone inte jämfört med mellan länderna (271). Det kvantitativa måttet är Headeys (1970) index, som ska fånga konfederationernas kontroll över förhandlingar, strejker, finansiella resurser och anställda. Det har vidareutvecklats av Stephens (1979) för det sena 50-talet och av Cameron (1984) för 1965-1980. Den andra institutionella variabeln som Western fokuserar på är Ghentsystemet, alltså systemet där fackföreningarna administrerar a-kassan (detta hände för första gången 1901 i den belgiska staden Ghent). Många studier har pekat på Ghentsystemets vikt för den fackliga anslutningsgraden, och det är bara de fyra "high union density countries", Belgien, Danmark, Finland och Sverige, som haft G-systemet under hela perioden 1950-1985 (271). Två kvasi-experimentella jämförelser säger något om effekten av Ghent. Den första är mellan Norge, som inte har G-systemet, och DK, SWE och FIN som har det: i Norge är anslutningsgraden ungefär 20 procentenheter lägre, trots liknande språk, kultur, fackförbund och arbetarhistoria. Och i Nederländerna, sedan 1952 utan G-systemet, är anslutningsgraden betydligt lägre än i det liknande grannlandet Belgien, som har Ghentsystemet.

Westerns ekonometriska undersökning är en multilevel-approach med två steg. På "mikronivån" kör han tidsserieregressioner där anslutningsgraden bestäms av landspecifikt intercept, inflationen, arbetslösheten, förändringarna i sysselsättning, vänsterpartiers andel av platserna i parlamentet, och strejkfrekvensen. Han modellerar en AR(1)-process**. På "makronivån" får landets intercept och koefficienten på strejkvariabeln i det första steget bestämmas av graden av centralisering samt en Ghentdummy.

Han får snygga resultat, som att ökad arbetslöshet minskar anslutningen i icke-Ghent-länder, medan den ökar den i Ghentländer (10 procentenheters högre arbetslöshet ger 1 procentenhet lägre anslutningsgrad i icke-G men 8 procentenheter högre i G-länder). Den stora överraskningen i resultaten är att vänsterregering inte har positiv och statistiskt signifikant effekt i någon av tidsserieregressionerna; detta stämmer inte överens med t ex Wallersteins (1989) resultat i jämförande studier mellan länder (277). Western diskuterar om det kanske är för att vänsterregeringars effekt på facket handlar om viktig arbetsrättslig lagstiftning som inte kommer särskilt ofta och som har långsiktiga effekter, och därför är svår att fånga ekonometriskt. Han diskuterar också att det är ett problem att många av de förklarande variablerna, som vänsterregering, facklig centralisering och handelsöppenhet, är så starkt korrelerade (278). Trots problemen så menar han att det finns två stora slutsatser från artikeln. Ett, konjunkturcykelmodellens variabler varierar i effekt mellan länder. Och två, institutionella drag i fackföreningsrörelsen är viktiga för att förklara variationer i organisering.


Western 1994
Denna artikel tar sitt avstamp i två olika litteraturer om facklig organisering. Den första är litteraturen om skillnader i organisering mellan branscher (t ex så var anslutningsgraden i den offentliga sektorn i OECD-länderna 1988 dubbelt så hög som i den privata sektorn, ref Visser 1991) och per arbetsplatsstorlek och liknande. Dessa studier tenderar att göras inom länder och då hålls institutionella skillnader automatiskt konstanta. Den andra litteraturen är den som jämför mellan länder. Dessa forskare (t ex Freeman 1991, Griffin et al 1991, Western 1993) brukar säga att sektorssammansättningen och arbetsplatsernas genomsnittliga storlek inte skiljer sig tillräckligt åt mellan länder för att kunna förklara variationen i facklig anslutning, och att man därför istället måste titta på effekterna av institutionella variabler som Ghentsystemet. Western vill syntetisera de två litteraturerna i en multileveldesign där effekterna av branschskillnader och liknande får variera beroende på institutionerna i landet (498).

De institutionella variablerna är samma som i Western (1993), facklig centralisering och Ghentsystemet (499-502). Han menar (503) att facklig centralisering bör jämna ut organiseringsskillnaderna mellan branscher genom att föra över resurser mellan olika förbund och genom att förändra arbetsgivarnas incitament. Ghentsystemet förväntas jämna ut genom att t ex ungdomar och kvinnor som har större risk för arbetslöshet och tenderar att vara mindre fackligt organiserade får större incitament att organisera sig. Western använder också här en tvånivå-analys, som han menar kan kallas variance components, random effects, eller multilevel. På individnivån, per land, får sannolikheten att vara organiserad bestämmas av individuella karaktäristika som har med yrke, bransch och demografi att göra (504). Därefter används koefficienterna från dessa landspecifika regressioner som beroende variabler i nästa steg där facklig centralisering och Ghentsystemet är de förklarande variablerna, tillsammans med vänsterregering och landets storlek (505). Data för individnivån kommer från tre olika surveys: Erik Olin Wrights (1990) Class Structure and Class Consciousness-projekt (tio länder), Eurobarometer från 1991 och 1992 (fyra länder), och ISSP från 1990 och 1991 (två länder). På makronivån mäts korporatism med Bruno och Sachs (1985) index, alltså inte Camerons (1984) som i Westerns föregående artikel; han uppger att han kört regressionerna också med Camerons variabel och att resultaten då är liknande men svagare (508).

Korporatismvariabeln klarar inte att vara med i samma regression som vänsterregering, eftersom de två är för starkt korrelerade (509). När vänsterregering plockas bort får korporatism den förväntade positiva och statistiskt signifikanta korrelationen. Figur 1 nedan plottar korporatismen (x-axeln) mot intercepten från mikroregressionerna, alltså den genomsnittliga chansen att vara fackligt organiserad.

Western gör en mängd sådana här plottar, med de två makrovariablerna på y-axeln och olika typer av anställdas -- offentliganställda, akademiker, kvinnor, unga -- på y-axeln; det är snyggt. Och i sin diskussion kompletterar han det metodologiskt häftiga med teoretisk relevans:

"These class-based institutions, although only imperfectly formed, generate a high level and a highly solidary type of union organization. The divisions of industry, occupation, age, and sex are overcome in the organizing process where labor market institutions structured along class lines are strongly developed. In short, class institutions build class organization. This conclusion provides additional empirical content to Przeworski's (1985) observation that class formation is first a struggle about class before it is a struggle between classses. The evidence presented here suggests that the preparatory struggle about class can be conducted on an institutional terrain, and not just in the realm of consciousness that Przeworski discussed." (515)

Han reser dock själv två invändningar mot denna optimism, båda relaterade till Sverige. Ett, centraliserade fackföreningsrörelser som den tyska och den svenska är starkt ojämlika könsmässigt. Och två, det svenska 1980-talet tyder på att konflikten mellan arbetare och tjänstemän inte lösts ens i detta mycket centraliserade system (516).


Western 1995
1980-talet var början på en ny fas för facken i de rika länderna, konstaterar Western i början av denna artikel: då började anslutningsgraden falla och inflytandet minska, "labor's capacity to influence capitalist development is currently in decline" (179). Han refererar sin egen förklaring (Western 1993) till varför den fackliga organiseringsgraden ökade mer i vissa länder än andra 1950-1985, men hävdar att det är en annan mekanism i spel nu när organiseringsgraden faller.

En del forskare, bland dem Richard Freeman (1989), har hävdat att det skiftade makroekonomiska läget efter 1970-talets oljekriser och stagflation utlöst fackets kris -- jag vet inte om det är Freeman som är otydlig eller Westerns återgivning (182). Griffin et al (1990) visar att fallet inte inträffat i länder som började med hög anslutningsgrad. De hävdar också att länder som hade strejkvågor i början av 80-talet inte såg fallande anslutningsgrad efteråt, eftersom strejkvågorna var mobiliserande. Strejkhypotesen uttrycker Western skepsis emot, grundat i att a) strejkerna kanske inte har sitt ursprung i arbetarnas eller fackens agerande utan hos arbetsgivarna eller staten, och faktum är att statistiken oftast inte skiljer på lockouter och strejker. Och b) att strejker inte är någon bra indikator på fackens styrka; Soskice (1978) skriver att strejker är "neither a necessary nor sufficient condition for worker militancy" (cit 183). Griffin et als (1990) resultat om strejkvågornas effekter drivs mycket av de skandinaviska länderna och för Sveriges del konstaterar Western att mycket av konflikterna under 80-talets första hälft faktiskt var lockouter. Westerns egen förklaring till den fackliga nedgången fokuserar på två faktorer: decentralisering av arbetsmarknadsinstitutioner, och försvagning av socialdemokratiska partier (183). Fyra saker gör att decentralisering försvagar facken (186). Ett, centralisering utvidgar vanligtvis "union wages" också till icke organiserade arbetare, vilket minskar arbetsgivarnas motstånd mot facket (Freeman 1989). Två, eftersom fördelarna av att vara med i ett decentraliserat fack kommer från företagsnivån så kan "upplysta" arbetsgivare göra facket onödigt genom att ge bättre löner och villkor (Kochan et al 1986). Tre, decentraliseringen gör att konfederationerna förlorar inflytande över politiken, vilket ger negativa konsekvenser för medlemmarna, som i Crouchs (1992) analys av utvecklingen i tre länder med "arbetsgivardominerad korporatism", Tyskland, Nederländerna och Schweiz, under 80-talet. Och fyra, med centralisering minskar gränsdragningskonflikterna mellan facken. Försvagningen av socialdemokratin försvagade facken genom att minska deras arbetsrättsliga stöd och deras inflytande över den ekonomiska politiken.

Western börjar sin empiriska undersökning med en poolad regression för 18 länder 1973-1990. Den beroende variabeln differentieras för att undvika autokorrelation (188). Han provar olika kombinationer av förklarande variabler men de lyckas väldigt dåligt med att förklara utvecklingen; framför allt så underskattar modellerna hur stora minskningarna av den fackliga anslutningsgraden var. Han fortsätter därför hazard rate-modeller där "hazard" är en minskning av den fackliga anslutningsgraden (190f)***. Den beroende variabeln är nu alltså dikotom: antingen så händer det eller inte. Definitionen av att minskningen inträffar är en tillräckligt stor förändring i andra differentieringen av fackliga anslutningsgraden, alltså en förändring i trenden (189). De förklarande variablerna är ekonomisk öppenhet -- exporter plus importer som procent av BNP --, årlig förändring i arbetslösheten, årlig förändring i strejkaktiviteten, facklig anslutningsgrad det föregående året, huruvida decentralisering av kollektivavtalen skett (för Sverige kodas denna variabel som 1 alla år efter 1983), och andelen vänsterpolitiker i regeringen (192). Samplet är från 1973 till 1989. I 10 av 16 fall av accelererade minskningar av facklig anslutningsgrad lyckas modellen (194). Decentralisering av kollektivavtalssystemet är den mäktigaste oberoende variabeln; om sådan sker och de andra variablerna hålls vid sina medelvärden så ökar sannolikheten för facklig försvagning från 0,3 till 0,8. Också högerregering, ökad arbetslöshet och ökad handelsintegration ökar sannolikheten. Strejkfrekvensen har ingen substantiell effekt och Western ger en bra diskussion om problemen med spuriösa korrelationer när man använder den variabeln, relaterat till en stor tryckarstrejk i Tyskland 1978 (195, jfr 196 om Shalev (1982)). Western redovisar gott nog resultatet från cross-validation, alltså att man utesluter ett land i taget från analysen och redovisar den lägsta och högsta koefficienten man får fram (196). Han redovisar också en extreme bounds analysis á la Leamer (1983).

Western är helt briljant och det är inte bara hans metodologiska chops utan också hur han skriver som imponerar. Ur slutsatserna:

"the disorganization of workers has followed the displacement of the logic of class by the logic of markets. Consistent with the period of divergent unionization, the institutional reality of class during the period of union decline remains a mechanism for working-class organization. In the recent period, market forces penetrated national boundaries effectively eroding nation- class institutions. The decline of class institutions-class-wide representation of workers in bargaining and state policymaking- precipitated union decline." (197)

Ebbinghaus och Visser 1999
Om facklig anslutningsgrad som variabel: "Over time it offers a picture of the changes in power relations between unions and employers, and of the direction in which labour relations are moving. Across countries and industries it is a first, though incomplete, measure of relative strength, to be completed by other measures such as centralization, political unity, organizational concentration, access to government, legal protection, and patterns of worker militancy (Visser, 1992). /.../ Union membershop tends to correlate with workplace democracy. Workers in unionized workplaces receive more information from their employers and have more opportunities to influence their working lives than workers in non-unionized workplaces (Freeman and Medoff, 1984; Millward et al, 1992)." (135f)

Crouch 1993: i IR ingen konvergens, utan "persistent diversity". Jfr Crouch 1996: när "diverse systems encounter common challenges, the consequence is more likely to be a revised diversity than a convergence".

E och V skeptiska till business cycle-teorin; hävdar att institutioner spelar roll (136)

s 138 de viktiga variationerna är inte år-till-år, utan de längre trenderna och vågorna

s 138f tre typer av förklaringar. Ett, cykliska som inkluderar business cycle-teori á la Bain och Elsheikh samt politiska cykelvariabler som valsegrar för vänstern eller högern samt keynesiansk eller monetaristisk ekonomisk politik. Två, strukturella faktorer som att industrins andel av ekonomin minskar eller att kollektivistiska attityder minskar i befolkningen. Tre, institutionell kontext: facken som välfärdstillhandahållare, fackens roll på arbetsplatserna, och arbetsgivarstrategier. Ebbinghaus och Visser ger en rejäl forskningsöversikt över studier som kollar på dessa olika typer av variabler. De ger en intressant invändning mot industrins nedgång som förklaring till fackets nedgång: för det första så minskade industrisysselsättningen tidigare än fackliga anslutningen, och för det andra så menar de att medan industrin gått ned lika mycket i alla länder -- detta förefaller mig ett tveksamt påstående -- så har fackens öden varierat, t ex med uppgång för facken i Spanien, Nederländerna och Irland under 90-talet (142f). Överlag så är jag inte riktigt övertygad om att Ebbinghaus och Vissers klassificering av olika typer av förklaringar är den bästa möjliga: är det verkligen rimligt att räkna både Bain och Elsheiks ekonomistiska modell (inflation, arbetslöshet, BNP-tillväxt) som samma typ av förklaring som en som betonar vänster-höger-politikens betydelse?

Deras empiriska strategi (145) är att dela in samplet i två tidsperioder, "mognadsperioden" 1950-75 och "krisperioden" 1975-95, och att använda "qualitiative comparative analysis" (QCA) från Ragin (1987). För att få jämförbara länder tittar de bara på västeuropa. Deras beroende variabel är förändringen i facklig anslutningsgrad netto per period. I anslutningsgraden exkluderar de fackliga medlemmar som inte har jobb, som pensionärer, studenter och arbetslösa. I tabellen nedan syns den beroende variabeln och de oberoende variabeln för krisperioden 1975-95. Där finns Ghentsystem, facklig arbetsplatsnärvaro (kontra företagsråd och liknande), neokorporatistisk institutionalisering av facken, industrins andel av sysselsättningen, andel deltidare, arbetslöshet, inflation. För perioden 1950-75 har de samma oberoende variabler förutom att andelen år med vänsterregering samt den offentliga sektorns storlek också räknas med.

Som "highly corporatist" kodar de de skandinaviska länderna och "the consociational democracies" Österrike, Belgien och Nederländerna men inte Schweiz som liksom Tyskland, Italien och Irland kodas som ett mellanfall (147).

De börjar analysen med en korrelationsmatris och några multivariata OLS-regressioner. Därifrån går de vidare med QCA. Med denna tittar de på olika institutionella kombinationer, t ex korporatism och facklig närvaro på arbetsplatserna (--> hög facklig anslutning), eller Ghentsystem och facklig närvaro på arbetsplatserna (153f). De menar att QCA t ex låter oss förstå att ökad arbetslöshet inte alls alltid ger minskad facklig anslutning, som Bain och Elsheikh hävdade, utan i Ghentländer ökar den fackliga anslutningen (154). Jag kan tycka att man kanske inte behöver QCA för detta -- interaktionsmodeller torde räcka för just det exemplet -- men så kan jag inte heller QCA. Ebbinghaus och Vissers övergripande argument är att ekonomisk-strukturella variabler inte räcker för att förklara den fackliga nedgången utan att de måste vara bakgrundsvariabler som man filtrerar genom de institutionella variablerna (155).


Lange och Scruggs 2002
Utgångspunkten i Lange och Scruggs artikel är det vanliga argumentet att globaliseringen har försvagat facket. Garrett och Lange (1995) kollade på globaliseringens effekter på inrikespolitik interagerade genom institutiner, och Garrett och Lange (1991) menade att globalsieringen i själva verket lett till en divergens i ekonomisk politik, och denna artikel gör något liknande för facklig anslutningsgrad. Den fackliga anslutningsgraden, konstaterar de, är en variabel som i forskningen visats ha stor betydelse för välfärdsstaters design, den ekonomiska politiken och olika ekonomiska utfall (128). Lange och Scruggs menar att ingen tidigare gjort den studie av globaliseringens effekter på den fackliga anslutningsgraden som de vill göra. Ebbinghaus och Visser (1999) har bara tvärsnittsdata för 1990-talet men inte tidsseriedata och "they do not investigate the possibility of explanatory effects that are themselves conditional on the prevailing institutional environment". Och Western (1997) kollar visserligen på kopplingen mellan globalisering och facklig anslutningsgrad men har inte med något mått på finansiell globalisering, och "Western's model did not consider the conditional effects of institutional contexts on this relationship"; dessutom tillägger att det finns problem med Westerns dataset (129). Lange och Scruggs har paneldata: 16 länder 1960-1994.

De anger tre skäl till att globaliseringen ska minska den fackliga anslutningsgraden. Ett, ökad internationell konkurrens, särskilt från låglöneländer, minskar fackens möjligheter att pressa upp lönerna, vilket försvagar de anställdas incitament att gå med. Två, de ökade investeringsmöjligheterna utomlands gör att arbetsgivarna kan bli mer aggressiva (Streeck och Visser 1999). Och tre, globaliseringen kan föra politiken högerut vilket minskar fackens "bargaining and institutional strength in the workplace". Lange och Scruggs invänder att det också finns flera skäl att anta att globaliseringen kan stärka facken eller åtminstone vara förenlig med starka fack. Ett, om den internationella handeln ökar det generella välståndet så får facken så att säga mer att arbeta med. Två, länder kan specialisera sig i produktionsnischer som är förenliga med starka fack. Tre, om globaliseringen ökar osäkerheten för arbetare så kan de få ökade incitament att gå med i facket för att få mer trygghet (130). Lange och Scruggs för en intressant diskussion om under vilka förhållanden arbetsgivarna kommer att bli mer aggressiva mot facken under globaliseringen. De menar att det finns två institutioner som mildrar globaliseringens negativa effekt på facket: Ghentsystemet och facklig närvaro på arbetsplatsen, vilket förstås även Ebbinghaus och Visser lyfte fram som avgörande variabler (130-132). Lange och Scruggs menar att de institutionella skillnaderna mellan länder kommer att leda till en två olika jämviktstillstånd: ett med låg facklig anslutningsgrad och ett med hög dito (132f). De har tre variabler för globaliseringen: in- och utflöden av FDI som procent av BNP (från Swank 1998), handelsöppenhet mätt med förändringar i den loggade öppenheten (för att skilja på länder som länge varit öppna och de som varit mer autarkiska), och ett 14-skaligt index för finansiell öppenhet från Quinn och Inclan (1997) (136f). Den första institutionella variabeln är centraliseringen i kollektiavtalssystemet, med ett 4-skaligt index från Golden, Wallerstein och Lange (1996). 1 är att den viktigaste nivån för förhandlinar är företaget, 2 är bransch, 3 är sektor utan arbetsfredsklausul, och 4 är sektor med klausul. Den andra instiutionella variabeln är korporatism, som är från Lijphart och Crepaz (1991). Den tredje är en dummy för Ghentsystem. Den fjärde är en tregradig skala för facklig närvaro på arbetsplatserna ("workplace access"). Lange och Scruggs väger också ihop de fyra till ett totalindex över institutionell styrka. I diagrammet nedan plottas detta index (på x-axeln) mot förändringen i facklig anslutningsgrad (på y-axeln).

Indexets korrelation med facklig anslutningsgrad 1992 är 0,91 och korrelationen med förändringen 1974-1994 är 0,80. Tre länder är outliers: Kanada, Nederländerna och Österrike; de två sistnämnda har lägre facklig anslutningsgrad än vad man skulle förvänta sig (140).

I de multivariata modellerna är den beroende variabeln förändringen i facklig anslutningsgrad. På höger sida inkluderar de FDI, handelsöppenhet, finansiell öppenhet, och så tre variabler från Huber Ragin Stephens välfärdsstatsdataset, regeringens politiska färg, tjänstesektorsysselsättningen och arbetslösheten. Lange och Scruggs förväntar sig att högerregering, mer tjänstesektortillväxt och ökning av arbetslösheten sänker anslutningsgraden i länder "where unions lack institutional advantages" -- dvs inget Ghentsystem, föga korporatism, ingen lokal facklig närvaro -- men att effekten är noll eller positiv i länder där facken har en stark institutionell position (141). De har tre ekonomiska kontrollvaribler: sysselsättning i offentlig sektor, arbetskraftens tillväxt, och inflationen, "even though we do not have a priori expectations about how these variables will interact with labor market institutions" (141). De motiverar använandet av first differences-modeller (med PCSE) med att flera av variablerna är icke-stationära (142). Den institutionella variabeln varierar inte över tid så den är bara inkluderad i interaktioner med variabler som är föränderliga (142n). För att få fram den totala effekten av FDI i Sverige, som är landet med högst poäng på det institutionella indexet, så ska man ta koefficienten på I*FDI-interaktionen i modellen gånger I-värdet (3,89 för Sverige) och addera denna summa till FDI-koefficienten utan interaktion ur modellen (0,14). "the predicted institutionally conditioned effect" för Sverige blir då -0,19. Utöver den vanliga regressionstabellen har de därför också en tabell där conditioned effekter är med, inklusive standardfel.

Lange och Scruggs resultat är motsägelsefulla men den övergripande slutsats som de drar är att globaliseringen inte har någon entydigt negativ effekt på den fackliga anslutningsgraden, utan effekten beror på institutioner (150f).


Scruggs 2002 
Lyle Scruggs vilade inte på lagrarna år 2002 utan tryckte utöver artikeln med Peter Lange ovan också ut en egen artikel om den fackliga anslutningsgraden, fokuserad på relationen till Ghentsystemet. Han använder, liksom i artikeln med Lange, data från Ebbinghaus och Visser (2000) och kollar på åren 1970 till 1995. Han pekar på att en rik litteratur -- Western (1997), Ebbinghaus och Visser (1999), Hancké (1993) med flera -- visat att institutionella förklaringar är viktiga (277), men menar att dessa studier antingen varit på tvärsnittsdata eller på förändringar från 1950-talet till mitten av 1980-talet. Han menar att om man lägger till data från slutet av 80- och början av 90-talet så blir bilden annan, och kritiserar av någon anledning specifikt Western (1997) för hans dataset och för hans användning av en hazard-modell; att denna kritik inte alls träffar resten av litteraturen (för Western har egna data och är unik i att använda hazard-modeller) nämner Scruggs inte, utan tar ändå denna kritik till intäkt för att hans egen studie behövs (278).

Han går vidare med en kritik av Westerns data -- han menar att Western är den mest inflytelserike forskaren på fältet -- som är intressant. Western inkluderar pensionärer i sin definition av fackmedlemmar, men som Scruggs konstaterar så är maxvärdet för facklig anslutningsgrad då inte längre 100 procent. Scruggs pekar också på att vad vi är intresserade av när vi kollar på facklig anslutningsgrad är facklig styrka på arbetsplatserna och på arbetsmarknaden, och att fler medlemmar som är pensionärer knappast ger ökad styrka, åtminstone inte på arbetsplatserna (279). Det land för vilket problemet blir allra störst -- för så stor del av fackmedlemmarna där är pensionärer -- är Italien, och även Österrike blir problematiskt. Scruggs använder ett mått som han kallar "net union density" och som exkluderar pensionärer.

Den första oberoende variabel som han diskuterar är facklig närvaro på arbetsplatserna (281f). Nästa är kumulativ vänsterregering, en variabel vars association med facklig anslutningsgrad förändras från 0,60 till 0,51 när Scruggs förlänger variabeln från 1980 till 1996. Den tredje variabeln är facklig centralisering, som bl a Golden och Western diskuterat utförligt. (Se 284n för kritik av Westerns prioritering av centralisering framför Ghent). Scruggs menar att ingen av dessa tre institutionella variabler kan förklara utvecklingen i facklig anslutningsgrad på 1980- och 90-talen, då graden ökade i Finland, Sverige, Danmark och Belgien. Scruggs menar att det är Ghentsystemet som kan förklara denna utveckling (284ff). Han kör Prais-Winsten-regressioner med AR1-fel med Ghentdummy och en interaktion mellan Ghentdummyn och förändringar i arbetslösheten som oberoende variabler (288). (Han diskuterar inte icke-stationaritet etc.) Scruggs går vidare med att diskutera vilken mikro-mekanismen är som gör att facklig administration av a-kassan ökar den fackliga anslutningsgraden (290ff).


Visser 2002
Visser intresserar sig i detta paper specifikt för minskningen av den fackliga anslutningsgraden efter 1980. Han redovisar i pappret två separata studier: en holländsk survey, och så en paneldataanalys med data för en rad länder från 1950 till 1995. Den holländska analysen handlar om två frågor: varför går anställda med i facket, och varför lämnar anställda facket? Den europeiska analysen handlar om makrovariabler: påverkan från ekonomisk och strukturell förändring samt institutionella variabler (406).

Den faktor som Visser fokuserar på i den holländska analysen är sociala normer, vanor och grupptryck. Surveys från Storbritannien (Cregan och Johnston 1990) och Nederländerna (van Waal 1970) har visat att argument av typen "jag gick med för att alla andra var med" är vanligt när fackmedlemmar förklarar varför de är med. Det finns då, säger Visser, två sätt på vilka facket kan misslyckas med att få folk att gå med: för det första så kan de helt enkelt misslyckas med att leverera de fördelar som potentiella medlemmar skulle kunna få genom medlemskap och inte på egen hand, och för det andra så kan de misslyckas med att upprätthålla det sociala trycket att gå med (407). Visser redovisar en hel del intressanta resultat ur surveyn -- på teman som "förbättrar facket samhället?" och "tjänar du personligen på att vara med i facket?" -- och kör även event history-analys på folk som går med eller ur facket. I paneldataanalysen har han 14 europeiska länder och fokuserar på tre oberoende variabler som Ebbinghaus och Visser (1999) med QCA visat är viktiga: centralisering i kollektivavtalssystemet, arbetsplatsnärvaro, och Ghentsystemet (419). Han kör, med referens till Checchi och Visser (2001) och Harvey (1990), error correction-modeller (420). Kontrollvariablerna är sysselsättning, arbetslöshet, inflation, ersättningnivå i a-kassan, strejker, och andel anställda i offentlig sektor (421). Hans resultat ger mycket vikt för de institutionella variablerna och predicerar fortsatt divergens i facklig anslutningsgrad i Västeuropa (424).


Schnabel 2002
Claus Schnabel är professor i nationalekonomi i Nürnberg och denna text är ett kapitel till The International Handbook of Trade Unions (Edward Elgar, 2003). Som den nationalekonom han är börjar med en utbud- och efterfrågananalys av fackligt medlemskap... Han går vidare med att diskutera free rider-problemet och sedan "supplementary explanations from the social sciences", med psykologiska, sociopolitiska och andra variabler. Han ägnar gott utrymme åt den ekonomistiska litteraturen om fluktuationer i medlemskapet, som började med Ashenfelter oh Pencavel (1969) och fortsatte med Bain och Elsheikh (1976). Disney (1988) gick vidare med en tidsseriemodell som kunde inkludera långsiktiga effekter och Carruth och Schnabel (1990) vidare med kointegrationsmetoder i en studie av anslutningsgraden i Tyskland; van Ours (1992) har gjort samma sak för Nederländerna och Borland och Ouliaris (1994) och Bodman (1998) för Australien. En annan typ av studie av facklig anslutning är mikrostudier där folk frågas om varför de är med eller inte med, t ex Waddington (1997) och Visser (2002). I den här typen av studier har social custom-teori gjort framsteg. Utöver makro- och mikromodellerna som diskuterats så finns också en typ av studier -- den som jag fokuserar på i det här blogginlägget -- som fokuserar på institutionella variabler; exempel på denna litteratur är Western (1997) och Ebbinghaus och Visser (1999). Ghentsystemet spelar roll. För variabeln lokal facklig närvaro på arbetsplatserna är däremot stödet mer blandat: Ebbinghaus och Visser (1999) och Visser (2002) fäster stor vikt vid denna variabel, men för Blaschke (2000) blir den inte alls signifikant. Även centralisering av kollektivavtalssystemet får blandat stöd; enligt Blaschke (2000) och Calmfors et al (2001) spelar den inte någon systematisk roll för den fackliga anslutningen. Överlag så är Schnabel inte så imponerad av vad vi egentligen vet om vad som avgör den fackliga anslutningen: mikro- och makrolitteraturerna är inte integrerade, makrolitteraturens ekonometri är djupt omstridd, och de institutionella variablerna får olika resultat i olika studier och hämmas dessutom av att det handlar om så få länder (25f).


Checchi och Lucifora 2002
Liksom Schnabel är Checchi och Lucifora, till skillnad från de flesta skribenter som avhandlas i detta blogginlägg, nationalekonomer. De menar -- parallellt till Freeman och Medoffs klassiska What Do Unions Do? -- att det finns en "bad view" (exemplierad av Boeri et al 2001) och en "good view" (exemplifierad av Agell 1999 och Ebbinghaus och Visser 1999) på facken. Enligt den första är facken monopolister som skapar ineffektivitet. Enligt den andra tillhandahåller facken försäkringar/public goods och minskar osäkerheten för medlemmarna. De två perspektiven har olika implikationer för vilka variabler som kan förväntas påverka den fackliga anslutningsgraden, menar Checchi och Lucifora (364). Utifrån det andra perspektivet så kan andra instititioner ses som substitut eller komplementära till facket, så om staten erbjuder säkerhet som facket hade kunnat ge så bör detta sänka anslutningsgraden medan om facket har lokal närvaro eller om kollektivavtalssystemet är centraliserat så är dessa institutioner komplementära till facket. C och L pekar på att policyimplikationerna är olika utifrån de olika perspektiven -- de är mer policyorienterade än övriga författare i detta blogginlägg, kanske beroende på att artikeln är publicerad i Economic Policy. ("De använder också det otroligt lökiga uttrycket "optimal labor market institutions".)

De har facklig anslutningsdata för 14 västeuropeiska länder från 1950 till slutet av 90-talet, men variablerna för tidsvarierande institutioner bara från 60-talet och framåt (372). De konstaterar att en tidigare litteratur, bl a Western (1997), Lange och Scruggs (1999) och Oskarsson (2001), har kollat på de institutionella variablerna Ghentsystem och lokal facklig närvaro, men lägger till fler variabler: anställningsskydd, a-kassans ersättningsgrad och längd, minimilönelagar, allmängiltigförklaring av kollektivavtal, förhandlingsstruktur, skattekil och produktmarknadsreglering (373). De tar upp att det finns tre typer av förklarande variabler: de institutionella förstås, men också konjunkturcykelfaktorer som arbetslöshet och inflation, samt sammansättningseffekter som sektorers andelar av arbetskraften, ålder, kön och utbildningsnivå i arbetskraften. De fokuserar på de institutionella variablerna.

Uppsättningen av oberoende variabler är förvisso imponerande, men i diskussionen om deras förväntade effekter (376f) får jag ändå en del känsla av data mining och av att det är stor risk för spuriösa resultat som varierar med modellspecifikation och vilka variabler som inkluderas när man kör paneldataregressioner med 14 länder med en jäkla massa oberoende variabler. Ett exempel på en argumentation som jag blir skeptisk till:

"The sixth group of institutions concerns labour taxation. Its effects on union density are less clear-cut from a theoretical point of view. To the extent that taxes on labour serve to finance public welfare provisions, by redistributing resources to marginal workers may reduce the insurance and risk-reducing role unions (Moore et al., 1989), in this respect union density could be expected to be negatively correlated with taxes. However, labour taxes may also imply a higher tax wedge and lower net wages, which may push workers to call for stronger union protection (Daveri and Tabellini, 2000)." (377)

Som sagt, det känns lite data mining.

De börjar sin empiriska undersökning med regressioner med olika kombinationer av facklig anslutning, arbetslöshet, inflation, land-dummies och tidstrend (380-2). Denna "dekompositionsövning" gillar jag, som ett bra sätt till avancerad beskrivning av data. I sina huvudundersökningar kör de därefter GLS-regressioner med fixed effects för länder och år, och Huber-White-standardfel (385ff). Landsdummies utesluts i vissa regressioner, när icke-tidsvarierande förklarande variabler är inkluderade (389). Enligt resultaten så är Ghentsystem, lokal facklig närvaro, och höga minimilöner relativt till medianen associerade med högre facklig anslutning, medan starkt anställnignsskydd är associerat med svagare facklig anslutning (393f). I tabellen nedan klassificerar Checchi och Lucifora de institutionella effekter som de funnit:

 
Ett snyggt sätt att tydliggöra modellens "fit" är att de plottar predicted values och faktiska värden för den fackliga anslutningen för de 14 länderna. De presenterar också en tabell där de redovisar hur mycket enligt deras modell olika förklarande variabler bidrar till den fackliga anslutningsgraden i de olika länderna. Dessa beräkningar använder de också till att simulera kontrafaktiska scenarier, t ex att låta Nederländerna och Sverige byta institutioner: "The average union density level that would have prevailed in Sweden, under Dutch institutions, is 0.371 rather than the 0.753 actually observed. The Dutch combination of lower rents and less favourable union environment would have reduced by a half the postwar unionization rate in Sweden. Conversely, the Netherlands under Swedish institutions would be predicted to feature at the long-run unionization rate of 0.678, rather than 0.332" (397)


Schmitt och Mitukiewicz 2010
Schmitt och Mitukiewicz använder ICTWSS-datasetet från Amsterdam för att kolla på den fackliga anslutningsgraden och kollektivavtalens täckningsgrad i 21 länder 1960-2010. De menar att nationell politik, inte globalisering, är den viktigaste förklarande variabeln till variationerna (s 9). De använder Navarro, Schmitt och Astudillos utvidgning av Esping-Andersens välfärdstypologi. Länder med många år med socialdemokratiska regeringar 1946-1980 har högre facklig anslutningsgrad. Schmitt och Mitukiewicz menar inte att de kan göra anspråk på kausalitet här, men åtminstone på suggestiv korrelation.


Ebbinghaus, Göbel och Koos 2011
Ebbinghaus, Göbel och Koos tar litteraturen om facklig anslutningsgrad vidare genom att använda multilevel-analys. De använder individdata från European Social Survey från 2002-2003 och kombinerar dessa med makrodata, och kollar på 19 europeiska länder. De fokuserar på fyra förklarande variabler: lokal facklig närvaro, arbetsplatsens storlek, Ghentsystemet, och socialt kapital i samhället. De tre första variablerna har det forskats flitigt om, men den fjärde är ny i litteraturen, menar de (108). I och med att de använder multilevelmetod så handlar deras teoretiska avsnitt om faktorer som påverkar facklig anslutning inte bara makrovariabler utan också mikrovariabler (personlig nivå) och mesovariabler (arbetsplatsnivå) (110-113). De kör logistiska multilevelmodeller med random intercepts och i vissa fall också random slopes.

Ghentsystemet är väldigt viktigt, kommer de fram till (121f), men de menar också att socialt kapital är viktigt, och de definierar detta brett nog att facklig förnyelse av typen att tyska tjänstesektorfacket ver.di samarbetar med Attac räknas som att öka det sociala kapitalet.


Scheuer 2011
De jämförande analyserna av facklig anslutning har, säger Scheuer med referens till Blanchflower (2007) och Schnabel och Wagner (2007), på sistone gjort framsteg genom att använda multilevelanalys med surveydata (58). Denna approach använder också Scheuer. Hans teoretiska argument är inte så innovativt: kollektivavtalens täckningsgrad är starkt associerad med facklig anslutning, även om kausalitetens riktning är oklar (antagligen går den åt båda hållen). Han gör också ett bra argument för att det är viktigt att inte nöja sig med att bara jämföra makronivåer mellan länder, utan att försöka göra mer disaggregerade studier (58f). Schuer använder ett nytt surveydataset från 2007, med ungefär 1000 tillfrågade heltidsanställda i tio länder (62f). Svarsfrekvensen varierade mellan 49 procent i Belgien och 86 procent i Danmark. Scheuer kör multivariata logit-modeller på fackligt medlemskap där land, sektor, arbetsplatsens storlek, täckt av kollektivavtal, arbetare/tjänsteman, ålder  och attityd till fackligt inflytande är förklarande variabler. Generellt sett är anställda i offentlig sektor, på större arbetsplatser, och som omfattas av kollektavtal mer benägna att vara med i facket (70). Förvånansvärt nog är anslutningen i samplet inte lägre i privat tjänstesektor än i industrin. Vad gäller socioekonomisk status så visar benägenheten att vara med i facket intressanta variationer mellan länderna. I Österrike och Belgien är det kroppsarbetare som är mest benägna att vara med. I Danmark, Tyskland och Sverige finns det inga signifikanta skillnader mellan olika grupper. I Frankrike och Italien är chefer mer benägna. Och i Irland, Nederländerna och Storbritannien "clerical workers".


Rie Marx Horemans 2011
Ghentsystemet är förmodligen den mest utforskade och betonade faktorn i den här litteraturen. Rie Marx och Horemans studerar detta system mer detaljerat i de fyra berörda länderna: Belgien, Sverige, Danmark och Finland. I Belgien har Ghentsystemet störst effekter på arbetare, lågutbildade och de som varit arbetslösa. I de nordiska länderna är effekterna mer utspridda mellan olika typer av anställda.


Noter
*Western har också ett snyggt resonemang om att strejker betyder olika saker i en centraliserad och en decentraliserad arbetsmarknadsregimer. "Under corporatism, the construction of broad worker interests that stimulate mobilization is efficiently pursued through channels established by the union confederations rather than through strike action. As a result, the mobilizing impact of strikes is low in corporatist systems - strikers usually advance sectional interests and reject the class representationc rystallizedi n centralized bargaining. When union organization is fragmented and workers' collective interests have few avenues of institutional expression, strikes can serve as focal points for collective organization" (270, jfr 278f). Han tar de svenska gruvarbetarna 1969 och den heta hösten i Italien 1969 som exempel. I Italien startade strejkvågen en ny våg av mobilisering och efter ett fall i anslutningsgraden under 60-talet ökade denna under 70-talet igen. I Sverige representerade strejken -- enligt Swenson (1989) -- däremot ett särintresses uppbrott från samordningen, och orsakade inte mobilisering.
**Han diskuterar Booths (1983) rekommendation att man måste se anslutningsgraden som bounded mellan 0 och 1 och anpassa modellen efter det. Han kör sådana modeller och resultaten är lika huvudmodellerna och redovisas därför inte i pappret (272).
***"Some readers may object to the extension of event-history methods to a variable that might more naturally be treated as continuous. However, given the specific characteristics of these union-density series in the post oil-shock period, the qualitative variable has considerable descriptive utility. In times when unionization series shows no marked downturn, application of the current model would be substantively less meaningful. Conventional pooled time-series models may also perform better in those settings. In this sense, the current model specification is historically specific (see Appendix A for discussion of the robustness of estimates to the specification of the dependent variable)." (191f)


Referenser
Daniele Checchi och Claudio Lucifora. 2002. "Union density: The economic roles of unions and institutions". Economic Policy.
Bernard Ebbinghaus och Jelle Visser. 1999. "When Institutions Matter Union Growth and Decline in Western Europe, 1950-1995". European Sociological Review.
Bernard Ebbinghaus, Claudia Göbel och Sebastian Koos. 2011. "Social capital, 'Ghent' and workplace contexts matter: Comparing union membership in Europe". European Journal of Industrial Relations.
Garrett, Geoffrey, and Peter Lange. 1995. "Internationalization, Institutions and Political Change." International Organization 49(4): 627-55.
Wojin Lee och John Roemer. 2005. "THE RISE AND FALL OF UNIONISED LABOUR MARKETS: A POLITICAL ECONOMY APPROACH".
Oskarsson, S. (2001). ‘Class struggle in the wake of globalization: Union organization in an era of economic integration’, in L. Magnussen and J. Ottosson (eds), Europe: One Labour Market?, Brussels.
Claus Schnabel. 2002. "Determinants of Trade Union Membership".
Steen Scheuer. 2011. "Union membership variation in Europe: A ten-country comparative analysis". European Journal of Industrial Relations.
John Schmitt and Alexandra Mitukiewicz. 2010. "Politics Matter: Changes in Unionization Rates in Rich Countries, 1960-2010".
Lyle Scruggs. 2002. "The Ghent System and Union Membership in Europe, 1970-1996". Political Research Quarterly.
Lyle Scruggs och Peter Lange. 2002. "Where Have All the Members Gone? Globalization, Institutions, and Union Density". Journal of Politics.
Tim Van Rie, Ive Marx and Jeroen Horemans. 2011. "Ghent revisited: Unemployment insurance and union membership in Belgium and the Nordic countries".
Jelle Visser. 2002. British Journal of Industrial Relations.
Michael Wallerstein. 1989. "Union Organization in Advanced Industrial Democracies". American Political Science Review.
Michael Wallerstein och Bruce Western. 2000. "Unions in Decline? What has Changed and Why?".
Bruce Western. 1993. "Postwar Unionization in Eighteen Advanced Capitalist Countries". American Sociological Review.
Bruce Western. 1994. "Institutional Mechanisms for Unionization in Sixteen OECD Countries: An Analysis of Social Survey Data". Social Forces.
Bruce Western. 1995. "A Comparative Study of Working-Class Disorganization: Union Decline in Eighteen Advanced Capitalist Countries". American Sociological Review.