Sysselsättningsstrukturen i svenska landskommuner ca 1900-1930

I början av 1900-talet fanns det ungefär 2400 landskommuner i Sverige. De svenska kommunerna var på den tiden (1863 till 1970) uppdelade i tre typer: städer, köpingar och landskommuner. Landskommuner var alltså ungefär vad vi idag skulle kalla landsbygdskommuner. Det finns idag, tror jag är rimligt att säga, ett ökande intresse för statistiska undersökningar av hur politiskt beteende på landsbygden historiskt varierat med olika kontextuella faktorer, såsom jordbrukets struktur (fler gods, eller mer bondedominerat?) eller helt enkelt hur dominant jordbruket var. Bland exemplen här på bloggen om historiska politiska studier med kommun- eller distriktdata, där man alltså utforskar variationer inom länder, finns t ex Dawn Teeles studie av kvinnliga röstmönster i Sverige på 1920- och 30-talen, Boix och Magyar om den svenska socialdemokratins uppgång på 1910-talet, eller Gingerich och Vogler om arbetskraftsbrist, agrar struktur och naziströstning i Tyskland.

De politiska skillnaderna som är intressanta att utforska i Sverige är till exempel skillnader i partival. Jag använder här Sten Berglunds dataset över valen 1911-1944 som finns på Svensk Nationell Datatjänst, och kombinerar detta med egeninsamlade data över bakgrundsvariabler. Jag använder också Johan Junkkas R-paket histmaps för att göra kartor med historiska kommungränser.

År 1911, det första valet med allmän rösträtt för män till andra kammaren, så var det tre partier som konkurrerade om väljarna: högern, liberalerna och socialdemokraterna. Högerns stöd i landskommunerna varierade mellan 0 procent (!) och 100 procent (!) med ett medianvärde om 32.0 procent. De 18 kommunerna utan högerväljare inkluderade Bromma och Önnarp i Skåne men var i övrigt dominerade av Norrbotten: Råneå, Nederkalix och Överkalix, Gällivare med flera. I gengäld så fanns det sju landskommuner där alla väljare röstade på högern. Här var Gotland det främsta högerfästet med tre sådana kommuner: Lokrume, Källunge och Vallstena. Övriga fyra super-högerfästen kom från fyra olika län: Stockholms (Vada), Jönköping (Hagrida), Kalmar (Algutsrum på Öland) och Malmöhus (Tofta, ungefär vid Landskrona). Till detta kom 15 landskommuner till där högern fick 95 procent eller mer av rösterna. Av dessa 15 kom tre från Jönköpings län, en från Gotland, fyra från Halland, tre från Älvsborg och en från Skaraborg. Överlag var Götaland alltså högerns starkasta region. Det syns också i kartan nedan.

All denna variation blir ju intressant att relatera till olika bakgrundsfaktorer, som jordbrukets andel av sysselsättningen. Om man går fram tio år i tiden så finns det ännu mer att kolla på, eftersom antalet partier blir fler. 1913 grundades Bondeförbundet och 1915 deras konkurrent Jordbrukarnas Riksförbund; 1921 enades de två. Också på vänstersidan hände saker: 1917 bildades Sveriges socialdemokratiska vänsterparti (SSV) som senare blev kommunistpartiet. För landskommunerna blir det särskilt intressant att fundera på vilka som attraherades av det nya Bondeförbundet och vilka som höll sig till de etablerade partierna, högern eller liberalerna, som på 10-talet var enormt starka på landsbygden. (Högern och SAP var relativt starkare i städerna.)

I Bondeförbundets tjugo starkaste fästen år 1921 fick de 81 procent eller mer av rösterna, och fästena var särskilt koncentrerade till Gotland (nio kommuner) och Öland (fyra kommuner). Övriga var i Malmöhus län (Östra Karaby och Jonstorp), Halland (Idala), Bohuslän (Björlanda och Tuve) och Älvsborg (Kärråkra och Jern). 

Hur jordbruksdominerade var dessa kommuner? De första kompletta uppgifterna (som jag har hittat) om sysselsättningsstruktur per kommun är från år 1930, folkräkningen. Histogrammet nedan visar fördelningen av landskommuner på andelen sysselsatta i jordbruket, och kartan visar samma variabel. Föga förvånande så dominerar jordbruket sysselsättningen i landskommunerna: fördelningen tätas runt 60 till 80 procent sysselsättning i jordbruket.

I förhållande till detta så sticker Bondeförbundets 20 starkaste fästen faktiskt inte ut: deras andel sysselsatta i jordbruket varierar mellan 52 procent (Tuve och Jonstorp) och 85 procent (Vallstena). I detasetet som helhet är korrelationen mellan Bondeförbundets röstandel år 1921 och sysselsättningen i jordbruket år 1930 faktiskt bara 0.317. För valet år 1932 är korrelationen starkare: 0.460. Scatterplotten nedan visar relationen mellan de två variablerna.

För socialdemokraterna var korrelationen år 1932 som väntat den motsatta: SAP var starkare i mer industriella landskommuner.

 

den skarpögde ser att det finns ett fel i grafen: en kommun hade enligt denna mer än 100 procent röster för SAP år 1932, vilket förstås är omöjligt. Det är Lofta i Kalmar län som Berglunds data rapporterar felaktigt för år 1932; enligt datasetet hade högern 145 procent av rösterna och totalt sett så var det 4,75 gånger så många som valde ett parti som som röstade över huvud taget. Vilket förstås är omöjligt. En jämförelse med uppgifterna i Statistiska Centralbyråns rapport om valet 1932 visar att siffrorna om valdeltagande i Lofta är korrekta i Berglunds dataset, men att siffrorna om partival blivit fel.

De mest socialdemokratiska landskommunerna år 1932 var Örja utanför Landskrona med 82.7 procent, Skultuna i Västmanland och Holm i Uppland med 80.4, Åker i Sörmland med 80.4, Husie nära Malmö med 79.2, Nödinge nära Göteborg med 76.9, Ramnäs i Västmanland med 76.7, och Öved och Håstad i Malmöhus med 76.2 och 75.4 procent. Av dessa topp 10 finns både ett par riktigt industriella kommuner -- Husie och Nödinge hade båda mindre än 13 procent anställda i jordbruket -- några bruksorter som Skultuna och Åker, men också, intressant nog, ett par jordbrukskommuner: i Holm arbetade 86 procent inom jordbruket och i Öved 77.9 procent. När man kollar på topp 20 landskommuner med stöd för SAP 1932 (>73,4 % stöd) tillkommer ytterligare ett par jordbrukskommuner: Storsjö med 89,6 procent anställda i jordbruket, Utö med 61,4 procent, Viksjö med 83,1 procent och Husby i Sörmland med 78,3 procent.

Tillbaka till sysselsättningsstrukturen. Vad kan man veta om andelen sysselsatta i jordbruket före år 1930? Jag har ingen direkt data på kommunnivå, men ett par relaterade mått. Här är andelen sysselsatta i jordbruket på häradsnivå (från Sundbärg 1910):

Och här är andelen icke-jordbrukstillgångar av totala beskattade tillgångar år 1900:

Andelen på häradsnivå var rätt persistent: om man jämför andelen år 1900 med den år 1930 så är korrelationen 0.70. Scatterplotten nedan visar relationen mellan de två.

Jag beräknar två proxies för andelen jordbrukssysselsättning per landskommun år 1900. Den första bygger på information om antal bondgårdar i kommunen från BiSOS N, SCB:s jordbruksstatistik. Denna statistik presenterar antal gårdar år 1900 uppdelade på de som brukades av ägarna, och de som brukades av arrendatorer, och uppdelat på fyra storleksklasser: upp till 2 hektar åker, 2-20 hektar, 20-100 hektar, och större än 100 hektar. Antal torp redovisas också för sig. Jag gör då antagandet att varje torp och gård måste ha en viss mängd sysselsatta (i bred bemärkelse: bonde, bondhustru, vuxna barn, drängar och pigor, anställda lönearbetare) för att kunna fungera. Jag räknar ut antal anställda i jordbruket i kommunen utifrån ett antagande om 1,5 personer per gård med <2 hektar, 3 personer per gård med 2-20 hektar, 7 personer per gård med 20-100 hektar, 15 personer per gård med över 100 hektar, och 1,5 personer per torp. Jag har inga uppgifter om arbetskraftens storlek utan bara befolkningen i stort [1] och delar därför antal anställda i jordbruket med antal personer i kommunen. Det finns alltså en massa felkällor här: antagandet om att lika många personer arbetar på varje gård av samma storlek, och att jag inte har någon riktig arbetskraftsstatistik. En tredje felkälla är att jordbruket i nationalräkenskaperna inkluderar skogsbruk och fiske, men att beräkningen i proxy ett bara bygger på gårdar.

Jag beräknar därför den andra proxyn som jag tror är mer pålitlig. Denna bygger på häradsnivåstatistiken för år 1900, faktisk statistik för sysselsättningen per härad (statistik från Gustav Sundbärgs bidrag till Emigrationsutredningen), och på 1930 års statistik för sysselsättningen per kommun. Utifrån antagandet om att kommuners speciella karaktär inom härader var hyfsat stabila över tid, så beräknar jag varje kommuns avvikelse från sin häradsnivå år 1930, och använder denna avvikelse för att justera häradsnivån år 1900 till en kommunnivå. För att ta ett exempel. Kils härad i Värmland hade år 1930 fem landskommuner: Frykerud, Nedre Ullerud, Ransäter, Stora Kil och Övre Ullerud. Variationen i andelen sysselsatta i jordbruket var stor: i Ransäter arbetade bara 18,7 procent i jordbruket, i Nedre Ullerud 30,8 procent och Stora Kil 41,2 procent, men Övre Ullerud och Frykerud var mycket mer agrara, med 68,0 och 70,4 procent. Jag räknar ut det oviktade  medelvärdet för sysselsatta i jordbruket, som alltså blir 45,8 procent, och därefter varje ingående kommuns relation till medelvärdet. Ransäter har alltså faktor 0,408, eftersom andelen sysselsatta i jordbruket bara var 40,8 procent så hög där som medelvärdet för häradet. År 1900 var andelen sysselsatta i jordbruket i häradet Kil 67 procent, så proxy 2 för Ransäter år 1900 blir 0,408*67=27,3 procent.

Hur blir då beräkningarna? Tabellen nedan visar fördelningsstatistiken för mina två proxies och tar också in distriktsnivåinformationen (applicerad på kommunnivå) som en jämförelsepunkt som visserligen är trubbig eftersom distriktsdata smetas ut på kommuner, men som åtminstone är hårda data.

Det första intrycket är att båda mina proxies ger för mycket variation: för låga lägstavärden, och för höga högstavärden. Andelen sysselsatta i jordbruket kan förstås per definition inte vara över 100 procent men min proxy 1 ger i fyra fall -- två i Kristianstad, två på Gotland -- nivåer över 100 procent. Det bör vara så att antalet sysselsatta per gård varierade mer än vad jag utgått ifrån och att just i Västra Broby, Akebäck, Vallstena och Järrestad hade man färre anställda per gård än mina schablonantaganden.

Proxy 2 ser åtminstone rimligare ut i det att den hamnar väldigt nära distriktsnivån, som den ju delvis bygger på, vad gäller median och medel. Rimligt är också att korrelationen mellan proxy 1 och proxy 2 är 0.44, ungefär vad man kunde förvänta sig. De plockar upp lite olika saker men är ändå relativt starkt positivt korrelerade.

För att inspektera lite mer vad dessa proxies egentligen gör kollar jag på de 20 kommuner med lägst och högst värden på proxy 1. Dessa syns i den röda tabellen (låga värden) och gröna tabellen (höga värden)

För den andra proxyn så ser topp 20 och botten 20 ut så här:

De 20 lägsta är inte så kontroversiella, det är mest storstadsnära landskommuner som av uppenbara skäl inte försörjde sig särskilt hög grad på jordbruk och som i många fall absorberades av stadskommuner -- eller omvandlades till sådana -- under 1900-talets första hälft. De 20 högsta är mer problematiska. Jag har toppkodat variabeln till 95 procent eftersom det förstås är omöjligt att ha mer än 100 procent, och som synes är det fler än 20 kommuner som omfattas av denna toppkodning. Problemet är inte ställen som Bolmsö eller Femsjö i Småland, som verkligen var jordbruksbygder, men snarare ställen som Grödinge och Östra Ryd, där värdet pumpats upp av ett lågt värde i nämnaren i ekvationen sysselsättningsandel_kommun / sysselsättningsandel_härad. Dessa härader med låga andelar jordbruk hade kanske inte så mycket variation mellan kommuner i absoluta tal.

Jag provar därför att beräkna en tredje proxy. Också denna bygger på distriktsnivåinformationen för år 1900 samt skillnaden mellan kommun och kommunens härad år 1930, men använder det absoluta avståndet istället för multiplikationsfaktorn. [2] Histogrammen nedan visar fördelningarna för de båda, utan toppkodning och liknande. Vi ser att med plus-/minus-approachen i proxy 3 kan man också få negativa värden. Det är fem kommuner som fått negativa värden: Partille (-9.2), Höganäs (-4.2), Holmsund (-1.0), Torshälla landskommun (-0.6) och Motala landskommun (-0.4). På andra sidan av fördelningen är det 36 kommuner som får värden på 100 procent eller högre. En del är i Norrbotten -- Karesuando och Korpilombolo toppar listan med 124 och 110 procent men spridningen är ganska jämn, med kommuner från Närke, Västerbotten, Älvsborg och andra ställen.

Överlag blir proxy 2 och 3 väldigt lika, förstås, eftersom de båda bygger på samma data, bara med skillnaden att proxy 3 bygger på den absoluta skillnaden mellan kommunnivån och häradsnivån år 1930 och att proxy 2 bygger på den relativa skillnaden. Korrelationen mellan de två (före toppkodning) är 0.98.

På många sätt blir bilden ganska lik i stort -- även om den diffar i det lilla -- oavsett vilken proxy man använder. Ett ytterligare sätt att kolla hur rimliga dessa tre proxies egentligen är, är att jämföra dem med den helt orelaterade variabeln som de borde vara korrelerade med, andelen beskattad förmögenhet i kommunen år 1900 som var icke-agrar. Denna är ju icke-relaterad på så sätt att den bygger på helt andra data (förmögenhetsskattedata) men är substantiellt djupt relaterad: i kommuner med stora andelar icke-agrara förmögenheter, typ fabriker och sågverk, borde andelen sysselsatta i jordbruket vara lägre. Korrelationen ska alltså vara negativ. Den första proxyn, som bygger på mina antaganden om hur många som jobbade på gårdar av olika storlekar, klarar inte detta test: korrelationen är +0.09. De två andra proxierna, som bygger på 1900 års häradsdata och 1930 års folkräkning, klarar däremot testet: båda har en negativ korrelation om -0.07 med andelen icke-agrar förmögenhet.

fotnoter

[1] För landet som helhet såg befolkningen år 1900 ut så här: 5.14 miljoner personer varav 1.67 miljoner barn 0-14 år och 430 tusen 65 år eller äldre. 59.1 procent var alltså i arbetsför ålder, 15-65. Statistik från SCB, Historisk statistik 1 Befolkning 1720-1967, tabell 16.

[2] Jag byter alltså ut 

agriemplshare_1900proxy = empl1900agri_district * (agriemplshare1930 / mean_agriemplshare_1930_district)

mot

agriemplshare_1900proxy2 = empl1900agri_district + (agriemplshare1930 - mean_agriemplshare_1930_district)

Det socialdemokratiska partiets uppgång i svenska val, 1911-1918

 

valutfallet i de svenska landstingsvalen år 1912. I landstingsvalen 1910-18 hade alla

 män -- med vissa förbehåll -- rösträtt men desto mer man tjänade desto fler röster 

fick man, upp till 40 röster. Diagrammet visar partivalet per grupp, från män med 

1 röst var till män med 40 röster var, uppdelat på landsbygd och städer. 

Källa är Sveriges Officiella Statistik, Landstingsmannavalen år 1912 (pdf)

Det socialdemokratiska partiet dominerade svensk politik från 1932 till 1990-talet. Men var kom det ifrån på vägen upp? Var var det starkt från början? Statsvetarna Carles Boix (Princeton och Barcelona) och Zsuzsanna Magyar (Luzern) börjar en ny artikel i British Journal of Political Science med att säga att de har "unique, highly granular data" från svenska landstingsval 1910-1918 som ger nya möjligheter att besvara sådana frågor. Det finns förstås inga individdata a la dagens surveys om hur folk röstade på 1910-talet, i Sverige eller någon annanstans, men den dåvarande svenska valstatistikens styrka, just för landstingsvalen som hade inkomstgraderad rösträtt, är att den delar upp väljarna i inkomstsegment, vilket gör att Boix och Magyar på valdistriktsnivå kan studera relationerna mellan olika inkomstgruppers vanlighet i distriktet, och valens utfall.

De sammanfattar artikeln som att de gör tre argument. Ett, framgången för den typ av "electoral socialism" som SAP stod för "depended on the political inclusion of specific social strata, mainly, the industrial working class, which socialist parties defined as their natural constituency (Lipset and Rokkan 1967; Przeworski and Sprague 1986)." (s. 281) Två, allmän rösträtt var nödvändigt för att socialdemokratin skulle kunna val, eftersom de relativt lågavlönade var berövade rösträtt före 1911, men rösträtten var inte tillräcklig. Socialdemokratin behövde också starka organisationer, framför allt i partiet och i facket, "to take previously non-mobilized electors to the polls while moving old voters away from other parties (Bartolini 2000; Katznelson and Zolberg 1986; Kunkel and Pontusson 1998; Luebbert 1991; Rennwald and Pontusson 2019). " (s. 282) Tre, och mer nydanande, så menar de att de kan beskriva med större precision vilka grupper det var som stöttade socialdemokratin från början: "Social democracy was initially supported by a relatively narrow segment of the electorate – mostly relatively affluent industrial workers." (s. 282) Bara efter hand tilltalade socialdemokratin de allra fattigaste, menar de. De bättre avlönade arbetarna hade större resurser, mer tid att engagera sig politiskt, och arbetade ofta i stora fabriker som möjliggjorde kollektiv facklig organisering. [1]

Den svenska valreformen 1909 ökade andelen män över 24 år som hade rösträtt från ungefär 30 procent till ungefär 80 procent, vilket stärkte incitamenten för politiker att tillhandahålla vänsterpolitik. Samtidigt infördes ett proportionellt valsystem vilket gjorde att det var meningsfullt att rösta på t ex SAP även om de inte var på väg att vinna i ens valdistrikt. SAP dubblade i valet 1911, det första valet efter rösträttsutvidgningen, sitt väljarstöd till 29 procent, och 1914 fortsatte man växa, till 36 procent. Därefter gick tillväxten långsammare, säger Boix och Magyar med referens till Tingsten (1973): 1924 fick man 40 procent och 1940 över 50 procent.

Boix och Magyar studerar specifikt landstingsvalen, som mellan 1909 och 1918 genomfördes i proportionella val med "plural voting", alltså att en person med höginkomst kunde ha många röster, upp till 40 sådana. I landsbygdsvaldistrikt fick en väljare en röst för varje 100 kr inkomst upp till 1000 kr, och sedan en röst för varje 500 kr extra dörutöver. I urbana distrikt fick man en röst per 100 kr upp till 2400 kr och sedan ytterligare en röst per 500 kr. På grund av det graderade systemet var det viktigt att hålla reda på hur många väljare det fanns i olika inkomstsegment, och det är därför det finns sådan fin statistik som Boix och Magyar kan använda. Landstingsvalen hölls 1910 och vartannat år därefter till 1918, i en process där man hade val i hälften av länen vartannat år så att halva övre kammaren byttes ut vartannat år.  Artikeln -- som formellt sett är ett "Letter" -- är rätt korthuggen och förklarar inte så mycket om hur statistiken ser ut i detalj, men faktum är att Sveriges officiella statistik för dessa val rakt av redovisar partival per inkomstgrupp, från de med 1 röst till de med 40 röster -- jfr diagrammet som jag klistrat in längst upp.

Väljarstatistiken per inkomstsegment är "very fine-grained", säger Boix och Magyar: det genomsnittliga segmentet (kommun X, inkomst 600-700 kr, eller kommun Y, inkomst 800-900 kr, t ex) hade färre än 150 väljare i sig, och 90 procent av segmenten hade färre än 300 väljare. (s. 284) I lokalvalen 1912-14 hade 54 procent av väljarna en taxerad inkomst om 400 kronor eller mindre, och de 10 procenten med högst inkomst hade 2500 kronor eller mer, och topp 1 procenten 8500 kronor eller mer. Det finns alltså en stor spridning bland väljarna: från ganska låga inkomster till väldigt höga. Det är viktigt att tänka på att inkomstmåttet här är beskattad inkomst och att man kunde göra ganska rejäla avdrag; om man tjänade under 1200 kr så var upp till 300 kronor skattefria, beroende på hur många barn man hade osv. (Appendix A.) Vi kan alltså tänka att en person som i Boix och Magyars statistik är klassificerad som en inkomst på 200 kr, i verkligheten tjänade 300-500 kronor.

Valdeltagandet var mycket lägre för låginkomsttagare än för höginkomsttagare -- vilket förstås kan ha att göra med att den graderade rösträtten gjorde att låginkomsttagarnas enda röst inte var så mycket värd gentemot folk som hade 30-40 röster. Det diskuterar dock inte Boix och Magyar som nöjer sig med att konstatera att färre än en fjärdedel av de potentiella väljarna i den lägre halvan av inkomstfördelningen i städerna röstade 1910, medan de 10 procenten med högst inkomster i städerna hade ett valdeltagande högre än tre fjärdedelar. På landsbygden var valdeltagandet högre, men fortfarande under 25 procent bland den lägre halvan av inkomstfördelningen.

Enligt Boix och Magyars beräkningar i Figur 3, som jag klistrat in ovan, så var väljarstödet för Socialdemokraterna i relation till väljarnas inkomster ett upp-och-ner-vänt U: lågt bland väljarna med lägst inkomst, högt i mellanskiktet, och lågt bland höginkomsttagarna. Faktum är att låginkomsttagarna, runt 300 kronor om året i inkomst, i städerna var mer benägna att rösta på Högern än att rösta på Socialdemokraterna, strax under 10 procent av de med rösträtt. (De flesta låginkomsttagarna röstade ju inte alls, så bortfallet är stort.) I vilket fall så spekulerar de om att Högerns förvånansvärt starka stöd bland väljarna med lägst inkomster "may have been related to the presence of clientelistic voting". (s. 285) 

Men här undrar jag också vilka de här låginkomsttagarna egentligen är. Det lägsta segmentet i städerna, där SAP är väldigt svaga, tjänar mindre än 300 kronor. Om vi slår på ett generiskt antagande om att de hade 200 kr i avdrag så är deras totala inkomst något i stil med 400-500 kronor. Det kan inte gärna vara heltidsarbetare i städerna, eftersom, som Boix och Magyar redovisar i Appendix C med referens till Bagge et al (1933), en manlig lantarbetare 1910 tjänade 306 kronor om året och en kvinnlig lantarbetare 192 kronor om året. (Till detta kom mat och logi.) Lönerna var överlag högre i städerna och de hänvisar också till att en manlig textilarbetare i genomsnitt tjänade 978 kr och en kvinnlig textilarbetare 613 kr. Det lägsta inkomstsegmentet i Figur 3 är alltså troligen pensionärer och deltidsarbetare. Det är svårt att översätta valstatistikens inkomstsegment till mer sociologiska grupp- och klassbegrepp men med tanke på skatteavdragen kanske inkomstgrupperna runt 400-900 kronor mest liknar vad man tänker sig en industriell arbetarklass. I dessa inkomstgrupper fick Högern och SAP ungefär lika stora andelar av rösterna i städerna enligt Figur 3, medan Liberalernas stöd var lite lägre. Med tanke på den svårtolkade statistiken blir det dock svårt att dra riktigt starka slutsatser om de olika partiernas stöd i olika grupper i städerna.

Att jämföra städer och landsbygd är mindre komplicerat. Överlag var Liberalerna starkare på landsbygden och SAP i städerna. Boix och Magyar menar att SAP hade svagt stöd hos lantarbetarna: "Among those voters earning less than Kr. 400, a figure corresponding to the average earnings of male farm workers (Bagge, Svennilson, and Lundberg 1933), the SAP vote remained below 10 per cent." (s. 286)

De undersöker också vilka faktorer som samvarierar med valutfallen: hur många som över huvud taget går och röstar, och partivalet. De skapar kvasi-individ-data genom att använda varje inkomstsegment, säg män med 3 röster i Uppsala, och imputera individer i detta segment som har medelinkomsten i segmentet och vars fördelning på partival och icke-röstning motsvarar genomsnittet i segmentet. Regressionerna har dessa imputerade individers agerande som beroende variabel och där bestämningsvariablerna är individernas inkomster samt kontextvariabler: folkrörelsernas styrka från Lundkvist och Andraes dataset, Ginikoefficienten i inkomster i valdistriktet, och dummies för distriktet och för ifall distriktet är urbant eller ruralt.

Tendensen att rösta ökade med inkomst, upp till 90:e percentilen av inkomster varefter sannolikheten plattades ut. Sannolikheten att rösta för SAP ökade upp till 500 kronor i urbana distrikt och 1000 kronor inkomst i rurala distrikt, och minskade sedan; Boix och Magyar tolkar detta som att SAP var starkast bland "Sweden’s industrial labour aristocracy" runt den 75:e percentilen i inkomstfördelningen. (s. 289) Med starkare fackföreningar i distriktet ökade valdeltagandet, men inte för den lägre halvan av inkomstfördelningen vilket är väldigt förvånande -- "The result probably points to a compositional effect: more unionized districts had a higher concentration of poorer voters." (s. 289) De fattigaste röstade till ungefär 10 procent för ett socialistiskt parti både i distrikt med starka och distrikt med svaga fackföreningar; personen vid den 75:e percentilen hade dubbelt så stor sannolikhet att rösta socialistiskt i distrikt med fackföreningar. Om nykteristerna var starka i distriktet ökade valdeltagandet med ungefär 10 procentenheter, med effekten koncentrerad till fattiga väljare. Stödet för SAP minskade något, men effekten är liten. Frikyrkornas närvaro hade något förvånande en svagt positiv effekt på SAP:s röstandel, men det resultatet verkar känsligt för modellspecifikation. (s. 289-290)

Efter 1920 avskaffas röstsystemet med fler röster för höginkomsttagare och statistiken redovisar inte längre röstbeteende per inkomstgrupp. Boix och Magyar använder då istället data om sektorstillhörighet per kommun (1910 och 1940) eller härad (1920 och 1930) från folkräkningarna och valutfallen från Sten Berglunds (1988) val-dataset som finns tillgängligt från SND. Nu gäller det alltså riksdagsvalen, inte landstingsvalen, och systemet är en man-en röst före 1921, och en person-en röst från och med 1921. För att dra slutsatser om individers beteende från data på gruppnivå använder de Gary Kings (1997) metod för ekologisk inferens. De har statistik för 2414 kommuner (se Appendix F) och jämför här alltså både rurala och urbana kommuner i samma modeller.

Figur 6, inklistrad ovan, ger ekologisk inferens-resultaten för folk i jordbruket, vad gäller att rösta eller inte, och att rösta på SAP eller vänstern bredare. Slående nog så röstade alltså 0 procent av de anställda i jordbruket år 1911 på SAP enligt dessa resultat, medan valdeltagandet var ungefär 50 procent. Det var förvisso så att Liberalerna och SAP ställde upp ihop i rätt många distrikt detta år, så det kanske kan göra det svårt att dra slutsatser just detta år. (Totalt så fick Liberala och SAP 327 143 röster på landsbygden år 1911, och de Moderata 146 820 röster.) Men också 1921 har ju SAP extremt låg röstandel, 5 procent eller mindre, enligt dessa beräkningar, bland jordbruksssysselsatta. 

Jag är lite förbluffad av denna extremt låga andel med tanke på att SAP år 1921 fick 31.0 procent av de 1 181 187 rösterna som avgavs på landsbygden, alltså 366 168 röster. (Se Riksdagsmannavalen år 1921, s. 37-40.) Det är så klart så att SAP fick fler röster på den industrialiserade landsbygden -- tänk södra Dalarna eller sågverksdistrikten på Norrlandskusten, men under 5 procent är ändå väldigt lågt.  Många av de 1.2 miljonerna landsbygdsväljarna var såklart bönder (omkring 330 000 plus 40 000 hemmavarande barn, att döma av min överslagsräkning baserad på Tabell N i valstatistiken) som inte var så benägna att rösta på SAP men enligt valstatistiken röstade också ungefär 80 000 torpare, och ungeför 100 000 lantarbetare. Sen är det klart att statistiken i Figur 6 anger andelen väljare av alla möjliga väljare, inte bara av de som faktiskt röstade, men andelen blir ju ändå låg även om man dubblar 0-5 procent. [2]

En sista analys bygger på 1960 års valstudie, med statistik från Bo Särlvik. Också detta år var relationen mellan inkomst och SAP-röstning ett uppochnervänt U: bland de 20 procenten med lägst inkomster räknade ungefär hälften på SAP, men andelen ökade upp till mittenkvintilen, de som tjänade 10 till 14 000 kronor.

I slutsatserna betonar Boix och Magyar de tre huvudresultaten: att allmän (manlig) rösträtt var nödvändig för att socialdemokratin skulle bli stark i val, med tanke på dess bas i relativt lågavlönade, att facket var viktigt för socialdemokratins valframgångar, och att skillnaderna i väljarbeteende var stora mellan olika slags arbetare.

referens

Carles Boix och Zsuzsanna Magyar (2023) "The Rise of Swedish Social Democracy", British Journal of Political Science.

Sveriges officiella statistik, Landstingsmannavalen 1912-1918. Alla rapporter digitaliserade och tillgängliga från SCB:s hemsida här. 

fotnot

[1] Här hänvisar de också i en fotnot till Ansell och Samuels (2014, kap. 2) om hur långsamt det gick att mobilisera fattiga väljare när demokratiseringen genomfördes. Ansell och Samuels kapitel 2 börjar väldigt slående:

"The idea that the poor – through their vote – represent a threat to democracy and property has inspired research on regime change for decades. From Lipset (1959, 31) to Boix (2011), scholars have expected growth, equality, and democracy to run together. Although it has gone largely unchallenged over decades, the notion that the poor threaten property and democracy is fundamentally mistaken on both empirical and theoretical grounds." (s. 17)

Grundproblemet är, säger Ansell och Samuels, att roten till det onda är att de vanliga måtten på inkomstojämlikhet, Gini-koefficienten, inte matchar mot de mer sociologiska begreppen om ett samhälles klasstruktur, så som de stora jordägarna, den kapitalägande borgerligheten, industriarbetare, och de fattiga. Ansell och Samuels utgår i sitt perspektiv på historisk ojämlikhet från Kuznets (1955) och gör det i mitt tycke ganska häpnadsväckande påståendet att: "We start from the observation that income inequality is typically very low in preindustrial societies." De menar att i den ekonomiska utvecklingen -- som verkar vara industrialisering -- så är det inte bara så som Lipset tänker sig att inkomststrukturen förändras genom att de rika drar ifrån de fattiga, utan också genom utvecklingen av nya grupper: borgerligheten, medelklassen och den industriella arbetarklassen. "Members of these groups tend to earn far more than the future median voter, who in nearly all historical cases tends to remain relatively poor. And because they have far more to lose, members of these rising economic groups are also increasingly likely to mobilize to press for political reforms." (s. 18)

[2] Också 1921 hade SAP i de flesta valkretsar -- 27 av 28 -- gemensamma listor med andra partier. Men jag gissar att statistiken ändå bättre fångar SAP-röster här eftersom de står som huvudparti, snarare än som 1911 när de stod med som stödparti till Liberalerna och en röst på den gemensamma L-SAP-listan snarare räknades som en Liberal röst. År 1921 var SAP inblandade på följande vallistor: Liberala + SocDem i 1 valkrets, SocDem + Vänstersoc. i 7 valkretsar, SocDem + Kommunister i 9 valkretsar, och SocDem + Vänstersoc. + Kommunister i 10 valkretsar. Det var väldigt vanligt med gemensamma listor: Högern och Bondeförbundet hade gemensam lista i 4 kretsar och Högern, BF och Liberalerna i en. (Riksdagsmannavalen 1921, s. 35-36.)

Hur bodde folk i svenska städer på 1700-talet?

hus i Linköping, foto från Dag Lindström och Göran Tagessons artikel "Hus och hushåll i den tidigmoderna staden: Ett metodpaket", Bebyggelsehistorisk Tidskrift, 2023.

 

 "Hushållet är det gemensamma namnet för de individer som samlades kring samma gryta eller som levde och arbetade på samma gårdsanläggning med mer eller mindre gemensam ekonomi, utgjorde en sådan vardaglig konstituerad grupp."

Börje Hanssen (1976), citerad av Göran Rydén (1991)

Hur bodde folk i det tidigmoderna Europa, säg 1400-1800? En klassisk teori utvecklad av John Hajnal (1965) sa att man i Västeuropa bodde som kärnfamilj, medan Östeuropa hade ett bosättningsmönster som byggde på "the extended family", med flera generationer levande tillsammans. På 1970- och 80-talen, och i någon mån idag, var det the Cambridge Group for the History of Population and Social Structure (CAMPOP) som ledde den historiska demografin och Cambridge-forskaren Peter Laslett lanserade på 1970-talet den kanoniska formuleringen att man i England sedan 1500-talet levt i hushåll om ungefär 4,75 personer per hushåll. [1]

Där börjar litteraturöversikten i Uppsala-historikern Dag Lindströms artikel "Families and Households, Tenants and Lodgers" från 2020, men han fortsätter genast med att diskutera hur man komplicerat modellen genom att peka på hushållens rörlighet och föränderlig över tid, t ex med Joachim Eibachs begrepp "det öppna huset" (das offene Haus). Lindström påpekar också hur svåravgränsat hushållet ändå är. Han refererar Lawrence Stones appell för en distinktion mellan familjen, “those members of the same kin who lived together under one roof,” och hushållet, som är familjen som bor ihop men också tjänstefolk, lärlingar, och inneboende. [2] Andra historiker ser denna distinktion mellan familj och hushåll som anakronistisk: kanske var att bo ihop viktigare än blodsband för folks uppfattningar om sina tillhörigheter? 

Cambridge-gruppen föreslog definitionen av "the domestic group" som “those who share the same physical space for the purpose of eating, sleeping, taking rest and leisure, growing up, child-rearing, band procreating.” Men i den praktiska historiska forskningen är man mer bunden till vad man kan fånga upp i existerande källor och Laslett (1972, introduktion till antologin Household and Family in Past Times) introducerade därför också den eminent pragmatiska definitionen att ett hushåll defineras som de personer som står tillsammans, utan nytt stycke, i en folkräkning eller skattelista. Lindström invänder mot detta: man behöver inte varit samma hushåll bara för att man bodde ihop eller i samma hus -- man kan ha varit inneboende eller bara grannar.

En annan stor debatt är relationen mellan hushåll och arbetsorganisation. Var hushållet det tidigmoderna samhällets främsta organiserande princip för arbetets organisation? Det har föreslagits av en rad historiker, säger Lindström och hänvisar till Mitterauer och Sieder (The European Family:  Patriarchy to Partnership from the Middle Ages to the Present, 1982), Hans Medick (1981) och Louise Tilly och Joan Scotts Women, Work and Family (1989). Laslett kritiserade dock denna analys redan 1983 och menade att hushållet och arbetsgruppen inte nödvändigtvis sammanföll, och samma poäng har gjorts av DW Sabean och Gender and Work-projektet -- Dag Lindström med fleras kapitel i Making a Living, Making a Difference (2017) som visat att hushållet bara var ett av möjliga ramverk för arbetets organisation.

I Lindströms artikel från 2020 fokuserar han dock inte på den samhälleliga/patriarkala ideologin eller på arbetsorganisationen, utan på hur man bodde ("the organization of dwelling and cohabitation"). Hans introduktion till detta ämne fokuserar på London som studerats av Richard Wall (1977) samt Mark Merry och Philip Baker (2009). Wall pekade på barnens låga andel av hushåll i tidigmoderna London och den omvänt höga andelen för tjänstefolk, lärlingar och inhyses; Merry och Baker instämmer i att hushållet, som de kallar för houseful, hade många sorters invånare.

Forskningsöversikten om Sverige börjar med att konstatera att även om det finns en hel del historisk-demografisk forskning i Sverige, så finns det inte så mycket om tidigmoderna städer. Ruth Hedlund skrev i slutet av 1970-talet en avhandling (Västerås befolkning vid slutet av 1600-talet, 1980) om Västerås i det sena 1600-talet och fann att kärnfamiljen dominerade boendemönstrena: de flesta hushåll var en kärnfamilj med bara en eller två tjänare. Inhyses var inte så många, och det fanns också ett par rika ensamstående män som bodde med en hushållerska eller två. Lindström gör dock den lite oklara invändningen att Hedlunds studie "was based on sources that do not allow any detailed quantitative analyses, and in many cases, the results are restricted to rather general statements." (s. 231) Från mitten av 1700-talet är källorna rikare, både folkräkningar och skattelistor. Ann Hörsell (Borgare, smeder och änkor, 1983) har studerat Eskilstuna från 1750 till 1830 och får fram att den genomsnittliga hushållsstorleken var 4,9 år 1805 och 5,3 år 1830. Stockholm verkar ha haft mindre hushåll än andra svenska städer: Mats Hayen (2007) studerar tre församlingar i huvudstaden och får fram att den genomsnittliga hushållsstorleken var 3,5 år 1760 och 3,3 år 1830. Kanske berodde den mindre genomsnittliga storleken på en större andel singelhushåll.

Lindströms studie av Linköping bygger på två sorters källor: folkräkningarna från Tabellverket, och mantalslängderna (översätts som poll tax records). Folkräkningarna är utmärkta från 1749 och framåt men har också problem, som förändringarna i undersökningsmallen 1774, och diskrepansen mellan vad för information som staten ville ha, och vad de lokala undersökarna levererade. Mantalslängderna samlades in för att få in skatter och från början uteslöt de de som inte behövde betala skatt -- barn, fattiga och adeln. Från och med 1765 skulle dock mantalslängderna inkludera alla individer. Linköpings mantalslängder från 1700-talet organiseras utifrån kvarter och tomt vilket gör det tydligt vem som bodde med vem. Från 1770-talet angav de också vilka som var inneboende. För detta användes två titlar, hyresfolk och inhyses(folk); hyrfolk men inte inhyses betalade hyra.

Linköpings befolkning ökade mellan 1750 och 1800 från ungefär 1800 personer till ungefär 2700 personer. Runt 55-57 procent var kvinnor eller flickor, konstant över tid, och mellan en fjärdedel och en tredjedel var barn under 15 år. (Tabell 1.) Någon procent av befolkningen var adliga, ett par procent präster eller köpmän, men de stora grupperna var hantverkare (ungefär 25 procent), byråkrater (ungefär 10 procent), arbetare (ungefär 25 procent) och tjänstefolk (ungefär 20-25 procent). Från folkräkningarna ser medelhushållet stort ut: 6,6 personer per hushåll år 1750, och 6,4 personer år 1800 (Tabell 3). Variationerna mellan olika år är dock orimligt stora -- t ex från 5,9 personer år 1754 till 8,5 personer år 1860 (Tabell 4), vilket antyder att folkräkningarnas rapportering av hushåll är inkonsekvent från gång till gång. Det är också ett problem att soldater och "alla utfattiga och eländiga" inte räknades som hushåll, men räknades in i den totala befolkningen, vilket leder till en överskattning av den genomsnittliga hushållsstorleken. När Lindström räknar bort soldater och fattiga från totalbefolkningen blir den genomsnittliga hushållsstorleken 6,1 personer år 1750 och 6,2 personer år 1800 (Tabell 4). De orealistiska kortsiktiga fluktuatiorerna kvarstår dock, och det motiverar att Lindström också beräknar hushållsstorleken utifrån mantalslängderna. Utifrån mantalslängderna ser medelhushållet mycket mindre ut: 5,4 personer år 1750, 3,1 personer år 1782, och 3,2 personer år 1800 (Tabell 5). Den stora skillnaden mellan Tabellverket och mantalslängderna är slående med tanke på att de i princip hade samma instruktioner.

Lindström går vidare med att jämföra hushållstyper utifrån mantalslängderna från 1773 och 1801 (som täcker föregående år). Den stora majoriteten av hushåll hade 4 personer eller färre: det var 68 procent år 1772 och 78 procent år 1800. Den enskilt vanligaste typen är 1 person (22 procent år 1772, 29 procent år 1800), och den följs av 2 personer, därefter 3 personer, och därefter i ganska stabil takt upp till 15-16 personer som förekommer men bara med något enstaka hushåll. (s. 237-238) Å andra sidan var det bara 39 procent av den totala befolkningen år 1772 (och 52 procent år 1800) som bodde i de små hushållen, de med 4 personer eller färre.

I slutsatserna betonar Lindström att divergensen mellan de olika källorna tyder på det instabila i den tidigmoderna definitionen av hushåll och kanske en inkonsekvens mellan den officiella hushållsideologin och hur folk faktiskt levde i hushåll. (s. 244) Singelhushåll var vanliga redan på 1700-talet och andelen hushåll som leddes av ett gift par minskade under 1700-talets andra halva. Antalet hushåll per tomt (houseful) ökade över tid: år 1800 fanns det 4 eller fler hushåll på 36 procent av tomterna. "In these terms, the cohabitation patterns in late eighteenth-century Linköping appear as even more complex than those observed in late seventeenth-century London."

Källorna före 1750 är klena men jämfört med Hedlunds studie av 1600-talets Västerås så var förändringarna som klarlagts i Linköping 1750-1800 antagligen en del av en långsiktig omvandling, säger Lindström. (s. 245) Detta stöttas också av observationer från Kalmar. Att övergången till vad som annars ses som en modern, industriell stads hushållsstruktur sker redan på 1700-talet är ett huvudresultat för artikeln. (s. 245)

referenser

Dag Lindström (2020) "Families and Households, Tenants and Lodgers: Cohabitation in an Early
Modern Swedish Town, Linköping 1750–1800", Journal of Family History 45 (2).

Göran Rydén (1990), Hammarlag och hushåll: Om relationen mellan smidesarbetet och smedshushållen vid Tore Petrés brukskomplex 1830-1850. Uppsala universitet, Ekonomisk-historiska institutionen

fotnoter

[1] På 1980-talet, när antropologi, mentalitetshistoria, kulturhistoria och i förlängningen historisk demografi var a la vogue, publicerade London Review of Books en rad artiklar av Laslett eller om hans böcker. Så här börjar John Brewers recension av Roy Porters översiktsverk om det engelska 1800-talet, 1984:

"British social history, for so long in protracted adolescence, seems finally to have come of age. The work of two generations of researchers, led by such avatars as Alan Everitt, Peter Laslett, J. H. Plumb, Lawrence Stone, Keith Thomas and E. P. Thompson, now constitutes a substantial body of knowledge that has transformed our conception both of British history and of what constitutes legitimate historical inquiry. The modish topics of birth and death, the family, sex, marriage, leisure, crime, ceremony and ritual have begun to supplant the time-tested topics of the more traditional curriculum. What began as periphery is now core."

Brewer prisar Porters bok -- i stark kontrast till vad JCD Clark tyckte om den. 1980 publicerade LRB, svårtänkbart idag, en essä av Laslett med rubriken "Characteristics of the Western European Family".

[2] Nygjelten menar i en mastersuppsats i historia som undersöker folkräkningen i Trondheim år 1801 att det i staden det året fanns ungefär 850 kvinnor som var inneboende, eller ungefär 18 procent av kvinnorna i staden.  Det var rätt många ogifta kvinnor i 20-30- och 40-årsåldern, och för den delen också en del i 50- och 60-årsåldern, och en hel del änkor 40 år eller äldre.
Synne Solli Nygjelten, "Den losjerende kvinnen i Trondheim 1801: Losjerende kvinners levevei, bakgrunn og bosted i Trondheim i 1801", mastersuppsats, NTNU, 2023. Läs här.

Fertilitetsövergången i Sverige

Den långa minskningen i fertilitet inom äktenskapet, menar Gösta Carlsson i en artikel från 1966, började i Västeuropa på 1880-talet. Detta "due to a change in values and attitudes and to deliberate action on the part of the married couples", och ändrat beteende vis-a-vis barnbegränsning, abort och sexuella uppehåll. Det finns två alternativa teorier om detta, menar Carlsson: innovationsteorin och anpassningsteorin. Innovationsteorin ser kondomer, abort o dyl som nya fenomen på 1800-talet, som börjar användas i städer och de högre klasserna, och som sedan sprids nedåt i den sociala hierarkin och till landsbygden. Anpassningsteorin menar däremot att man alltid haft barnbegränsning (genom avhållsamhet etc) och att de högre klasserna och städerna inte nödvändigtvis emuleras av de lägre klasserna och landsbygden. Carlssons artikel diskuterar de alternativa teorierna genom att besvara två frågor (1) fanns birth control inom äktenskap redan innan den långa nedgången i fertilitet? (2) Spreds fertilitetsminskningen såsom innovationsteorin påstår?

Hans första mått är ett enkelt mått på fertilitet inom äktenskap: antalet barnafödslar per 1000 gifta kvinnor mellan 15 och 45 år. Analysen är inte särskilt känslig för det specifika åldersfönstret, menar han, och det förändrades inte så mycket över tid: medelåldern för en kvinnas första gifte var i Sverige på 1870-talet 27,0 år, och på 1930-talet 26,5 år.

Diagram 1, inklistrat ovan, visar fertiliteten per 1000 gifta kvinnor i Sverige från 1870 till 1960. 1870-1900 föddes ungefär 300 barn per 1000 gifta kvinnor på landsbygden, och ungefär 250 per 1000 i Stockholm, där dock minskningen började 1900. Det är inte mycket till lagg, a la innovationsteorin, menar Carlsson: i alla tre typerna av regioner börjar fertilitetsminskningen på 1890-talet (men mycket mindre på landsbygden, vill jag invänta: där blir minskningen brant först på 1900-talet). Carlsson menar att detta matchar vad som hände i Tyskland, där den äktenskapliga fertiliteten minskade lite tidigare i Berlin och Hamburg, "but the lag cannot have been great." (s. 153) Detsamma för England: den allmänna fertiliteten började falla samtidigt i London och landet som helhet.

 

referenser

Carlsson, Gösta. 1966. "The Decline of Fertility: Innovation or Adjustment Process". Population Studies, Nov., 1966, Vol. 20, No. 2 (Nov., 1966), pp. 149-174.

En flitens revolution i Sverige?

Jan de Vries lade på 1990- och 00-talen fram en teori om en "flitens revolution" som föregick den industriella revolutionen i nordvästra Europa och genom ökad arbetsintensitet och ökad produktivetet genom arbetsdelning och en ökad roll för marknader, ledde till ekonomisk tillväxt redan före industrialismen.

Kathryn Gary och Mats Olsson behandlar i en artikel i Scandinavian Economic History Review från 2020 giltigheten i flitens revolution-teorin för det svenska fallet. De har lönedata för män i enklare jobb, både män som var årsanställda som tjänare och män som snarare var daglönare i byggindustrin. De har 21 348 observationer av daglöner och 4 822 för årslöner. Källorna är för arbetare i städerna framför allt från kyrkor och stadsarkiv, och sjömän i Malmö och Kristianstad. Titlarna som förekommer är bland annat hantlangare, kalkslagare och grävare. För att översätta daglöner till årsinkomster behöver man ett antagande om hur många dagar om året som arbetarna hade jobb; 250 dagar om året är ett vanligt antagande i litteraturen, men Gary (2019) menar för Sverige att 140 dagar om året är rimligare för tidigmoderna Sverige. (s. 117) Gary och Olsson använder båda dessa antaganden för att producera två olika serier. De jämför sina inkomstdata med priserna på en konsumtionskorg som utgår från Allen men ersätter hälften av köttet med fisk för att spegla den stora fiskkonsumtionen i Sverige. De följer Humphries och Weisdorf (2015) i att anta att arbetare med långsiktiga anställningskontrakt fick kost och logi till ett värde av respectability-konsumtionskorgen; Uppenberg (2017) visar att ett av få skäl som en tjänare i Sverige kunde få säga upp sig var om han eller hon fick för dålig mat. Också Gunnar Myrdals (1933) och Mats Morell (1989) visar i studier av livsmedelskonsumtion i Sverige nivåer närmre respectability-korgen än överlevnads-korgen. Också det faktum att svenskar var relativt långa stödjer idén att de hade en hyfsad konsumtion av mat.

"The respectability basket is also congruent with the evidence which we do find in the sources which does explicitly state the payment and value of perquisites and housing allowances. Evidence from Malmö Borgerskap in the sixteenth century enumerates payments to employees for various costs. Bysvennar, unskilled city workers, Anders Lawrenzen and Peer Nielszen are typical examples, receiving cash stipends throughout the year 1517 for various defined expenditures. Each received 9 mark in wages for the year, and Anders also received 7.5 mark and 6 skilling for 7 aln (approximately a metre) of cloth from Hagen, presumably a trusted merchant, and 24 skilling for 4 aln of sardug, a coarse linen and wool blend. He receives 24 skilling to buy food ‘for the feasting’, probably Easter, as well as 27 skilling for three pairs of shoes for Easter, Epiphany, and Christmas. Peer received the same, as well as 25 skilling more for 5 quarters cloth
from Deventer and 9 skilling for an additional pair of shoes. In total Anders received the equivalent of 0.73 SEK in perquisites, and Peer 0.91, in a year when the respectability basket is valued at 0.64, a substantially lower value. However, their wage is only the equivalent of 0.375 SEK; this relationship of lower wages than basket cost is typical throughout the time covered in this paper. In 1596 bysvenar Peder and Nils receive 30 mark in wages together with 46 mark ‘for an English suit and tailor’s wages’, 1.25 and 1.75 SEK equivalent respectively with a respectability basket value of 1.87 and subsistence value of 0.81." (s. 119)

Malmö Borgerskap är det enda arkiv de har som har sådan information om löneförmåner (perquisites) för 1500- och 1600-talen, men för 1700-talet har Gary och Olsson också en del information från gods, till exempel Knutstorp och Trolle-Ljungby. Källorna för Malmö stad på 1700-talet är lite otydliga i sitt begrepp om hushyra och vad det täcker. (s. 119-120)

Figur 1, som jag klistrat in ovan, visar de årsanställda arbetarnas löner från 1500 till 1850, med lönen uppdelad i kontanter och förmåner, som ju satts till lika med en respectability basket som alltså tycker kost och logi samt uppvärmning. Det ser ut som att kontantlönen och förmånerna stig till sammans under 1500-talet, står ganska stilla under 1600-talet, och under 1700-talet när priserna ökade, ökar värdet av förmånerna, medan kontantlönerna står stilla. På 1800-talet stiger båda komponenterna igen. En jämförelse med daglönare (med antagande om antingen 140 eller 250 arbetsdagar) visar ungefär samma trend för den totala lönen över tid. Dock förlorar daglönerna över tid och på 1800-talet krävs 250 arbetsdagar med daglön för att nå upp i en årsansätllds nivå.

Figur 3 visar istället reallöner i form av hur många respectability-konsumtionskorgar man kunde köpa med en årslön. Här ser vi att det ungefär 1580-1700 räckte med 140 dagars daglönearbete för att nå upp i den årsanställdas nivå, medan daglönern ca 1720-1820 låg markant efter. Från 1700-talets början faller daglönernas inkomster så mycket att till och med om en man arbetade 250 dagar så hade han inte kunnat försörja en typisk familj på de inkomsterna. (s. 123)

Så här skildrar Gary och Olsson 1700-talets kris för arbetarna i södra Sverige:

"The middle of the eighteenth century saw a state-led push for small-scale industrial production in the cities; while the venture did not shift the demographics of Sweden on a macro level, it did lead to an increase in the proportion of unskilled workers in the towns. The project ultimately failed (Walldén, 1955, pp. 343–47). This collapse together with a proletarianisation of the Swedish peasantry and increasing number of landless workers resulted in higher rates of unemployment in the towns and a subsequent downward pressure on workers’ wages. At the end of the eighteenth century these lower wages were compounded by a total currency change – in 1777 all old currency was replaced with an entirely new system which led to inflation and some monetary confusion (Edvinsson, 2010). Grain prices had been rising since the second half of the century, but rapidly rose during the grain shortages of the Napoleonic Wars. The end of the eighteenth century was a difficult time for unskilled Scanian workers, with high unemployment, low wages, and high prices." (s. 123)

Att de årliga lönerna var relativt låga jämfört med daglönerna är olikt det engenslka fallet som studerats av Humphries och Weisdorf. Gary och Olsson visar också byggnadsarbete-reallöner separat för städer och landsbygden och de är i princip likadana, olikt vad Allen och Weisdorf (2011) fann för England.

Figur 5 visar en viktig indikator: hur många arbetsdagar med daglön som behövdes för en manlig arbetare för att nå upp till (1) den årslön som en årsanställd arbetare hade, (2) en Allen subsistence basket, och (3) en Allen respectability basket. Utvecklingen under 1700-talet är klart negativ: för att ha råd med en respectability basket räckte det under 1600-talets sista decennier md ungefär 90 arbetsdagar, men 1770 krävdes det 150 arbetsdagar, och under inflationskrisen runt 1800 krävdes det runt 250 arbetsdagar. På 1830-talet krävdes det ungefär 150 arbetsdagar igen.

Gary och Olsson menar att behovet av ökade inkomster kunde mötas av hushållen på två sätt: antingen att en person som redan arbetade, arbetade mer, eller att fler personer arbetade. Det finns en del belägg för längre arbetsår. Vid medeltidens slut fanns det ungefär 60 arbetsfria helgdagar förutom söndagar, men med den protestantiska kyrkoordningen 1571 halverades antalet helgdagar, och Gustav III minskade år 1772 dem till ungefär 10. Men Gary och Olsson menar att fler arbetsdagar för mannen i hushållet inte räckte, utan att man också behövde att fler hushållsmedlemmar skulle arbeta.

"Especially during the last two decades of the 1700s, additional work from other family members was necessary. This joins a chorus of studies which push back against an economic history which has long implicitly relied on a male breadwinner model – most unskilled households relying on their men would go hungry. Women would have needed to be well engaged in the labour force, and children’s work, at home our outside, would have likely also been required." (s. 126)

I slutsatserna menar de att dessa resultat stödjer idén om en flitens revolution, även om de svenska arbetarnas motiv för att arbeta mer inte var att få det finare hemma eller fler konsumtionsvaror, utan "Swedish working class families had to work more in order to fight to maintain a decent consumption level." (s. 126)

 

referens 

Kathryn E. Gary och Mats Olsson (2020) "Men at work. Wages and industriousness in southern Sweden 1500–1850". Scandinavian Economic History Review, 68:2, 112-128.

fotnoter

[1] "Regulations did gradually lessen through the eighteenth and nineteenth century, both allowing married people to more easily work as live-in servants in 1762 and then exempting married people from service in 1805 (Uppenberg, 2017). As late as 1870, live-in servants made up half of the labourers in Swedish agriculture; not until 1920 had they been reduced to a quarter (Bagge, Lundberg, & Svennilson, 1935, p. 92, 194)."  (s. 115)

Att tolka överlappningskomponenten i Gini-koefficienten

När man studerar fördelningen av inkomster och förmögenheter med mått som Gini-koefficienten eller Theil-koefficienten är det vanligt att man bryter ner fördelningen på skillnader mellan grupper och skillnader inom grupper. Om vi studerar inkomstfördelningen i Sverige idag skulle man t ex kunna bryta ner Gini-koefficienten för inkomster på hur mycket som beror på den genomsnittliga inkomstskillnaden mellan män och kvinnor, och hur mycket som beror på skillnaden inom gruppen män och inom gruppen kvinnor. Detta är mellan-komponenten och inom-komponenten. Ett annat exempel kommer från en artikel som Anna Missiaia, Mats Olsson och jag publicerade 2018, om fördelningen av förmögenheter i Sverige 1750 till 1900. I tabellen nedan visar vi Gini-koefficienten totalt samt för fyra olika sociala grupper: adeln, borgerligheten, bönderna, och en bred grupp "arbetare och lägre medelklass". Vi ser t ex att Gini-koefficienten totalt år 1750 var 0.79 men att den inom gruppen bönder bara var 0.57. Av någon anledning har vi sedan när vi ska bryta ner den totala ojämlikheten på mellan- och inom-komponenter, gått över till Theil, vilket är det som syns längst ner. Där ser vi att inom-komponenten är den större delen av Theil varje år. Vad betyder då det?

 

 

I vår analys i artikeln från 2018 betonade vi betydelsen av den ökade inom-komponenten när skillnaderna inom bondegruppen ökar -- Ginin för bönderna ökar från 0,57 1750 till 0,80 år 1900, och likaså att adeln hela tiden har en stor skillnad inom gruppen. (Något som vi fördjupade i en senare artikel.)

I artikeln från 2018 menade vi med referens till Alfani (2017) att det var bättre att dekomponera Theil än Gini eftersom Theil är "perfectly decomposable" medan Ginin lämnar en överlappande del. Andra forskare har dock ägnat sig just åt att analysera överlappningsdelen av Ginin. Här utgår jag från Peter J Lambert och André Decosters artikel "The Gini coefficient reveals more" från 2005. De börjar med Branko Milanovics kända studie av världens inkosmtfördelning där han för 1993 finner en Gini-koefficient på 57,8 varav överlappningen står för 6,8. I en del världsdelar står överlappningen för större delen av total ojämlikhet: i Latinamerika står den för 30,3 av 55,6 Gini-punkter, och i Västeuropa och Nordamerika för 19,4 av 36,6 Gini-punkter. Däremot så tar Milanovic inte alls upp överlappningen i sin substantiella diskussion, säger Lambert och Decoster:

"Contrary to his detailed and deductive analysis of the changes in the between and within components, Milanovic relies on intuition along with some simulations to interpret overlap behaviour, and remarks that "every synthetic index of inequality, and the Gini is no exception to that, is a very complex statistic" (page 80). Needless to say, then, there is plenty of room - and need - for some more analytical underpinning of the behaviour of the Gini overlap term. That is the purpose of our paper." (s. 2)

Jag är själv i en situation där jag har en Gini-koefficient med en stor överlappningskomponent som jag vill tolka. Jag har samlat in förmögenhetstaxeringen för 8053 skattebetalare i tio svenska län år 1900. Fördelningen per län ser ut så här:

Och dekompositionen ser ut så här:

 

Av en Gini på 70,5 står alltså överlappningen för 40,4 punkter. Därför blir det intressant att tolka inte bara inom- och mellan-komponenterna, utan också överlappningen.

Lambert och Decoster menar att Gini-dekompositionerna började med Bhattacharya och Mahalanobis (1967) och fortsatte med Pyatt (1976) och Mookherjee och Shorrocks (1982). De senare menade att överlappnings-residualen var en "awkward interaction effect... impossible to interpret with any precision, except to say that it is the residual necessary to maintain the identity". Sedan 1980-talet har forskare också tagit fram "decomposable" ojämlikhets-index som inte skapar någon sådan besvärlig residual: bland dessa studier finns Bourguignon (1979), Shorrocks (1980) och Cowell (1980).

I sin egen analys börjar Lambert och Decoster med två sub-grupper, a och b, som kan beteckna regioner eller någon annan socioekonomisk uppdelning av befolkningen.

Mishra och Parikh (1992) kallar R "the "across-groups" contribution to the Gini coefficient", medan , Mookherjee och Shorrocks (1982) "complain, in respect of the residual R, that 'the way in which it reacts to changes in the subgroup characteristics is so obscure that it can cause the overall Gini value to respond perversely to such changes'" (cit. s. 6)- Shorrocks och Wan (2004) är också kritiska, och kallar  R en “poorly specified” del av Gini-dekompositionen. 

"Milanovic (2002), in contrast, seems comfortable with the overlap contribution to the Gini decomposition, describing it in the context of world inequality analysis as measuring the degree of homogeneity within regions: “the more important the overlapping component... the less one’s income depends on where she lives”. Milanovic also attributes an increase in world overlap over time to the changing situations in India and China, occurring as “more people from these poor countries ‘mingle’ with people from rich countries”" (cit. s. 6)

Referens

Peter J Lambert och André Decoster (2005) "The Gini coefficient reveals more", center for Economic Studies Dsicussion Paper Series 05.08, KU Leuven.