1 Om måling af timeproduktiviteten

SVAR PÅ CHRISTEN SØRENSENS KRITIK AF PRODUKTIVITETSKOMMISSIONEN Af Produktivitetskommissionen Den 24. marts 2014 Christen Sørensen (2014a, b) ( CS fra nu af) hævder, at analyserne i Produktivitetskommissionen (2013, kapitel 12) er fejlbehæftede. I punktform er hans argumentation, at: 1. Produktivitetskommissionens opgørelse af timeproduktiviteten for detailhandelen er misvisende, da der ikke tages højde for ændringer i bruttoavanceprocenten. 2. Produktivitetskommissionens anvendelse af timeproduktiviteten som produktivitetsmål leder til en systematisk undervurdering af væksten i detailhandelens totalfaktorproduktivitet (TFP) som følge af liberaliseringen af lukkeloven, der fandt sted over den betragtede periode. 3. Anvendelse af timeproduktiviteten som produktivitetsmål fører endvidere til undervurdering af væksten i TFP, fordi der over den betragtede periode er sket et fald i kvaliteten af arbejdskraften i detailbranchen. 4. Som følge af (1) til (3) er der intet fagligt grundlag for at anbefale en liberalisering af planloven udfra en produktivitetsdagsorden. Dette notat forklarer, hvorfor CS tager fejl på alle fire punkter. 1 Om måling af timeproduktiviteten Produktivitetskommissionen anvender de tal for timeproduktiviteten i detailhandelen, der kan udledes af Danmarks Statistiks nationalregnskab. CS argumenterer, at dette er stærkt problematisk. Konkret fremfører han, at (2014a, s 5): Såfremt de anvendte prisindeks skal kunne give et retvisende mål for udviklingen i den mængdemæssige produktionsudvikling i nationalregnskabsstatistikken, som den opgøres af Danmarks Statistik, skal bruttoavanceprocenten være uændret. Falder avancemarginen i detailhandlen grundet en skærpet konkurrenceudvikling - f.eks. på grund af stigende udbredelse af discountbutikker - vil beregninger af produktivitetsudviklingen med udgangspunkt i nationalregnskabsdata for bruttoværditilvæksten i faste priser undervurdere produktivitetsudviklingen, da den opgjorte mængdestigning i produktionen bliver undervurderet. 1

I udgangspunktet er det sådan, at fastprisberegninger af produktiviteten har afsæt i et basisår, hvor priserne låses fast. Hernæst kan de mængdemæssige ændringer studereres. Et problem med denne tilgang er imidlertid, at nogle af de løbende prisstigninger undertiden kan begrundes i kvalitetsforbedringer af de varer eller den service, der leveres. Såfremt der er tale om kvalitetsforbedringer, er det at regne som et produktivitetsfremskridt. Hvis man ikke tager højde for disse forbedringer, bliver produktivitetsudviklingen undervurderet. Dette er Danmarks Statistik helt på det rene med, hvorfor der også tages højde for problemet. Af dokumentationen af metoder og kilder til fastprisberegninger fremgår følgende (Danmark Statistik, 2002, s. 23-24): For konsumgrupperne er udviklet et system, som automatisk korrigerer for ændringer i avanceprocenterne i årets priser, under forudsætning af, at dette bringer resultatet nærmere udviklingen i forbrugerprisindekset. Idéen bag tilretningen er, at ændringer i avanceprocenten i løbende priser for en dels vedkommende har baggrund i en ændret kvalitet af servicen i handelsleddet, hvilket skal afspejle sig i fastprisværdien af avancen. Altså vurderer Danmarks Statistik, ved forskelle i avanceprocenterne i et givet år relativt til basisåret, om: 1. Der er tale om, at erhvervet grundet ændringer i konkurrencestrukturen henter større/mindre avancer ind på den pågældende vare, end tilfældet var i basisåret. 2. Kvaliteten af den service, der ligger i handelserhvervet, som indhenter avancen, har ændret sig radikalt. I det første tilfælde skal prisændringerne ikke afspejle sig i produktivitetsudviklingen; så her bliver avanceprocenterne fra basisåret fastholdt. I tilfælde (2) anvendes løbende priser på en af følgende måder: Enten anvendes avanceprocenten i løbende priser udfra en antagelse om, at hele ændringen i avanceprocenten imellem indeværende år og basisåret skal tilskrives kvalitetsændringen, eller også tillades avanceprocenten i faste priser at udvikle sig i samme retning som avanceprocenten i løbende priser, men ikke 100 pct. (jf. Danmarks Statistik, 2002, afsnit 2.5.1). Videre fastholdes den nye avanceprocent ved fastprisberegningerne i de følgende år (Danmarks Statistik, 2002, s. 38). Det er således faktuelt forkert, når CS skriver (2013a, s. 5): Såfremt de anvendte prisindeks skal kunne give et retvisende mål for udviklingen i den mængdemæssige produktionsudvikling i nationalregnskabsstatistikken, som den opgøres af Danmarks Statistik, skal bruttoavanceprocenten være uændret. CS vurdering må enten bero på manglende viden om, hvordan værditilvæksten i erhvervet opgøres, eller også er den udtryk for en uudtalt kritik overfor 2

Danmark Statistiks metode, som er en af de to metoder, der anbefales i ENS95 (EUs nationalregnskabssystem fra 1995). 1 Ydermere, modsat hvad man kan forledes til at tro, baseret på CS (2014a,b), er Produktivitetskommissionens vurderinger af udviklingen i timeproduktiviteten for detailhandlen ikke alene baseret på udviklingen i erhvervet i Danmark, men også på udviklingen i forhold til omverdenen. Den væsentligste landesammenligning for detailhandel, der gennemføres i Produktivitetskommissionen (2013), er mellem Danmark og Sverige. Hovedresultatet er, at produktivitetsudviklingen i dansk detailhandel har været markant svagere end i Sverige. Denne forskel kan være reel, således at værdiskabelsen pr. arbejdstime i dansk detailhandel har udviklet sig markant dårligere end i Sverige. Men den kan også delvis skyldes målefejl. Hvis det er målefejl, som taler til dansk ugunst, kræver det dog, at dansk detailhandel har haft en stor stigning i kvaliteten af serviceydelser, som ikke er medtaget i deflatoren, til trods for Danmark Statistisks anstrengelser. For at vurdere robustheden af det fundne resultat, som peger på en svag dansk produktivitetsudvikling i detailhandel sammenlignet med Sverige, udføres en yderligere analyse. Mere præcist benyttes den svenske deflator for begge landes detailhandelsbrancher (Produktivitetskommissionen, 2013, s. 113). Når samme deflator benyttes på to lande, svarer det til at beregne forskellen i produktivitetsvækst mellem de to lande i løbende priser. Således svarer robusthedsanalysen til situationen, hvor alle prisændringer reflekterer kvalitetsændringer. Selv under disse ekstreme antagelser peger robusthedstestet på en relativt svag produktivitetsudvikling for dansk detailhandel. CS s kritik af Produktivitetskommissionen er således uden faglig basis. 2 Måling af TFP-vækst og relationen til væksten i timeproduktiviteten CS (2014a og b) hævder, at Produktivitetskommissionen (2013, kapitel 12) systematisk har undervurderet udviklingen i detailhandelens totalfaktorproduktivitet (TFP), fordi kommissionen af datamæssige årsager vælger at fokusere på udviklingen i sektorens timeproduktivitet. CS s argument er bl.a., at lukkelovens liberalisering siden 1994 trækker i retning af, at detailhandelens TFP er steget mere end timeproduktiviteten. I det følgende vises ved hjælp af et simpelt vækstregnskab, at dette argument ikke holder. 1 Deterværdatnævne,atmetodernetildeflatering af detailhandelens værditilvækst på internationalt plan anses for at være forholdsvis veludviklede, når der sammenlignes med de mere problematiske deflateringsmetoder for mange andre servicebrancher, jf. Nordhaus (2002). I en branche som fx forretningsservice (rådgivende ingeniører, advokater, revisorer, konsulentermv.)erdeflateringsproblemerne pga. datamangel væsentligt større. CS (2014b) kritiserer, at Produktivitetskommissionen ikke har foretaget en nærmere analyse af årsagerne til produktivitetsudviklingen i forretningsservice. Kommissionens baggrund herfor er, at den målte produktivitetsudvikling i denne branche må anses for at være særligt usikker pga. deflateringsproblemerne. 3

2.1 Notation Vi benytter følgende notation: = detailhandelens tjenesteproduktion = detailhandelens totalfaktorproduktivitet (TFP) = detailhandelens gennemsnitlige åbningstid = detailhandelens fysiske kapitalapparat = antallet af udførte arbejdstimer i detailhandelen 2.2 Vækstregnskab Som vanligt i vækstregnskabslitteraturen antager vi, at detailhandelens produktion kan beskrives ved en Cobb-Douglas produktionsfunktion med konstant skalaafkast. Da formålet er at belyse betydningen af, at lukkelovens liberalisering har påvirket butikkernes åbningstider, er det vigtigt at sondre mellem indsatsen af fysisk realkapital og den grad, i hvilken kapitalapparatet udnyttes. Den samlede effektive kapitalindsats er lig med produktet af kapitalapparatets størrelse og dens udnyttelsesgrad. Produktionsfunktionen skal derfor specificeres som = ( ) 1 0 1 (1) Ved at tage logaritmer på begge sider af (1) fås ln =ln + (ln +ln )+(1 )ln = Idet vi nu definerer ln( )=ln + [ln +ln( )] (2) ln( ) ln( ) ln ln og benytter en prik over en variabel til at betegne ændringen i den pågældende variabel over tid, følger det af (2), at den relative ændring i TFP er givet som = µ + (3) hvor er den relative ændring i arbejdstimeproduktiviteten, er den relative ændring i den fysiske kapitalintensitet, og er den relative ændring i kapitalens udnyttelsesgrad. 2.3 Effekten af liberalisering af lukkeloven Det teoretisk ideelle mål for produktiviteten er TFP. For at kunne sammenligne produktivitetsudviklingen i Danmark og udlandet benytter Produktivitetskommissionen imidlertid af datamæssige årsager arbejdstimeproduktiviteten som produktivitetsmål, som beskrevet ovenfor. Spørgsmålet er da, om ændringen i 4

arbejdstimeproduktiviteten systematisk vil undervurdere udviklingen i detailhandelens TFP i en situation, hvor lukkeloven gradvis liberaliseres? Det er i alt fald postulatet i CS (2014a,b). Liberaliseringen har betydet, at butikkerne i gennemsnit har åbent i længere tid, hvilket har muliggjort en stigning i udnyttelsesgraden af kapitalapparatet (butiksbygninger, kasseapparater mm.): Når antallet af besøgende kunder fordeler sig mere jævnt over døgnet, kan butikkerne hen over døgnet omsætte en større varemængde på et givet butiksareal og med et givet antal kasseapparater mm. Størrelsen i ligning (3) er således positiv. Det trækker i retning af, at TFP er steget mindre end arbejdstimeproduktiviteten. Til gengæld vil man vente et fald i den fysiske kapitalintensitet. Årsagen er, at den højere udnyttelsesgrad af kapitalapparatet har mindsket behovet for at udvide butiksarealerne. Samtidigt har de længere åbningstider formentlig øget personalebehovet. Det er dog på ingen måde givet, at størrelsen + i (3) er negativ. H- vad vil man kunne forvente? Ifølge Danmarks Statistiks statistikbank er detailbranchens fysiske kapitalapparat over hele perioden fra 1995 til 2011 (som er det sidste år, hvor der foreligger data) faldet med beskedne 1 pct., dvs. kapitalapparatet (svarende til vores ) har for praktiske formål været konstant. Dermed har vi som en rimelig approksimation, at =, hvor ln, og er den relative ændring i detailhandelens timebeskæftigelse. Hvis vi indsætter = i (3), får vi = µ (4) Stigningen i detailhandelens timebeskæftigelse må antages at have været mindre end stigningen i den gennemsnitlige åbningstid, da antallet af kunder uden for de traditionelle åbningstider må formodes at være mindre end kundeantallet i dagtimerne, hvilket bemandingen må ventes at afspejle. Det er i alt fald, hvad CS (2014a, s. 7) selv slår til lyd for. Til gengæld vil man heller ikke vente, at kapitalapparatets udnyttelsesgrad er steget proportionalt med stigningen i den gennemsnitlige åbningstid. En naturlig antagelse er snarere, at både personalebehovet og kapitalens udnyttelsesgrad er steget nogenlunde proportionalt med den andel af kunderne, der har valgt at købe ind uden for de oprindelige, traditionelle åbningstider. I så fald vil størrelsen i (4) være omtrent nul, og udviklingen i arbejdstimeproduktiviteten vil dermed give et retvisende billede af udviklingen i detailhandelens TFP, modsat vurderingen i CS (2014a,b). CS kritik af Produktivitetskommissionen synes dermed at hvile på den umiddelbart indlysende forkerte antagelse om, at kapitalapparatet ikke udnyttes mere, når åbningstiden udvides: Hvis man holder konstant i beregningen af TFP-væksten ovenfor, får man, at ienperiode,hvor aftager. Deraf CS s konklusion, at timeproduktivitetsvæksten undervurderer den uobserverede TFP vækst. CS begår altså den fejl at gå ud fra, at kapitalindsatsen i produktionen skal måles ved den blotte størrelse af det fysiske kapitalapparat. I den økonomiske vi- 5

denskab er der imidlertid enighed om, at kapitalindsatsen bør måles ved produktet af kapitalapparatet og dets udnyttelsesgrad. CS synes ikke at være bekendt med dette. 2.4 Effekten af ændring i arbejdsstyrkens sammensætning CS fremfører, at det ovenfor anvendte mål for arbejdsproduktiviteten vil undervurdere væksten i totalfaktorproduktiviteten, hvis arbejdskraftens kvalitet er faldet. Dette er et velkendt forhold fra litteraturen om vækstregnskaber. Hvis er et indeks for arbejdskraftens kvalitet, kan produktionsfunktionen (1) generaliseres til = ( ) ( ) 1 (5) hvor er det effektive input af arbejdskraft. Ved brug af samme fremgangsmåde som ovenfor finder man da, at = µ + (1 ) ln (6) hvor er den relative ændring i kvaliteten af arbejdskraften i detailhandelen. Alt andet lige vil et fald i arbejdskraftens kvalitet ( 0) således trække i retning af at øge væksten i TFP relativt til væksten i det anvendte mål for timeproduktiviteten ( ). Som tidligere nævnt indebærer den observerede udvikling i detailbranchens kapitalapparat, at antagelsen = er en god approksimation. Af (6) følger da, at = µ (1 ) (7) Ifølge CS (2014a, s. 11-12) er andelen af ansatte i detailhandelen, der udelukkende har en grundskoleuddannelse, steget fra 40 pct. til 42 pct. fra 2003 til 2012. Han påpeger endvidere, at andelen af ansatte under 30 år i samme periode er steget fra 56 pct. til 57 pct., og at der i perioden været en stigning i andelen af deltidsansatte fra 36 pct. til 50 pct. På dette grundlag konkluderer han (CS, 2014a, s. 12): Alene ud fra disse oplysninger er det meget sikkert at konkludere, at der efter 1995 er sket en ikke ubetydelig forskydning i retning af mere lavproduktive grupper i dagligvarehandelen. Derfor vil en produktivitetsopgørelse, hvor udviklingen i antal timer anvendes til at måle indsatsen af arbejdskraft, undervurdere produktivitetsudviklingen. Hvor stor den undervurdering er, kan naturligvis ikke opgøres ud fra det anførte materiale. Men Produktivitetskommissionen havde mulighed for at indsamle hertil relevant talmateriale, som det havde været nødvendigt, hvis der skulle fremlægges produktivitetsberegninger, der havde en rimelig grad af validitet. 6

CS hævder altså, at størrelsen i (7) har været negativ over perioden siden 1995, og han efterlyser et skøn over, hvor stort faldet i arbejdskraftens kvalitet har været. Vi imødekommer nu hans opfordring. I den forbindelse benytter vi det almindeligt anvendte mål for arbejdskraftens kvalitet beskrevet i Jorgenson, Gollop og Fraumeni (1987). Metoden bygger på, at man kan anvende de relative lønninger som indikator for den relative produktivitet for forskellige typer af arbejdskraft. Det fremgår klart af henvisningen til Denison (1967) i CS (2014b), at CS anerkender en sådan metode. Vi sondrer mellem faglært og ufaglært arbejdskraft og betegner den samlede timebeskæftigelse for de to grupper som hhv. og, mens deres timelønninger betegnes og. Den vejede gennemsnitsløn i detailhandelen betegnes. Dermed er den samlede timebeskæftigelse og lønsum i branchen givet som = + (8) = + (9) Når virksomhederne omkostningsminimerer, kan det vises, at væksten i det samlede effektive arbejdsinput vil være givet ved følgende udtryk: + = + ln, ln (10) Af (8) følger, at = + Ved brug af (8) og (10) kan man finde væksten i arbejdskraftens kvalitet: µ µ = + (11) Eftersom, ser man af (11), at arbejdskraftens kvalitet vokser, når de faglærtes timebeskæftigelse vokser, hvorimod kvaliteten falder, hvis de ufaglærtes timebeskæftigelse stiger. Ved hjælp af ligning (11) og data fra Danmarks Statistiks databank kan man nu foretage et skøn over udviklingen i detailhandelens arbejdskraftkvalitet i perioden 1995-2012. Som proxy for anvendes den gennemsnitlige timefortjeneste for kategorien erhvervsuddannede i handel og kontor, mens måles ved timefortjenesten for gruppen af grundskoleuddannede. 2 Vedopgørelsenaf beskæftigelsen betragtes ansatte i detailbranchen med erhvervsuddannelser og videregående uddannelser som faglærte, mens ansatte med kun grundskoleuddannelse, almengymnasial uddannelse, erhvervsgymnasial uddannelse samt personer i gruppen med uoplyst uddannelse kategoriseres som ufaglærte. 3 Da der 2 Løndata findes alene for perioden 2000-2010, men da det ifølge (11) er den procentuelle lønforskel, der skal benyttes i beregningen, anvendes den procentuelle lønforskel fra år 2000 for perioden 1995-2000, mens den procentuelle lønforskel for 2010 benyttes for perioden 2011-2012. 3 I Statstikbanken opgøres beskæftigelsen fordelt på uddannelse ikke særskilt for detailhandelen fra 2009, men kun for den samlede handelssektor. Dermed er beregningen for 2009 og frem mere usikker. Det forhold, at data alene indgår i beregningen af beskæftigelsesandele, dæmper dog betydningen af denne usikkerhed. 7

ikke foreligger tal for det udførte antal arbejdstimer for hver enkelt af disse kategorier, beregnes timebeskæftigelsesbrøkerne og i (11) ved at gange de tilsvarende brøker for personbeskæftigelsen med det samlede antal udførte arbejdstimer i detailbranchen. Det antages således, at begge kategorier af arbejdskraft har lige lang arbejdstid. I praksis er deltidsarbejde givetvis væsentligt mere udbredt blandt de ufaglærte end blandt de faglærte, så vores beregningsmetode (som altså er nødvendiggjort af datamangel) vil utvivlsomt overvurdere størrelsen af timebeskæftigelsesbrøken iforholdtil. Dette medfører ifølge (11) en undervurdering af udviklingen i arbejdskrafkvaliteten, når beskæftigelsen for begge arbejdskraftkategorier stiger, som det har været tilfældet mellem årene 1995 og 2012. Medanvendelseafdenævntedataogligning (11) beregnes vækstraten i arbejdskraftkvaliteten for hvert år i perioden 1995-2012, idet der benyttes løbende værdier af beskæftigelsesbrøkerne og de relative lønforskelle. 4 Beregningerne viser, at der over den samlede periode fra 1995 til 2012 har været et yderst beskedent fald i detailhandelens arbejdskraftkvalitet på under 1 pct. Hvis man alternativt gennemfører beregningerne under antagelse af, at alle personer med uoplyst uddannelse er faglærte, finder man et stort set tilsvarende fald i arbejdskraftkvaliteten på kun lidt over 1 pct. over den samlede periode. Kommissionen har også ved brug af samme metode foretaget en mere disaggregeret analyse af, hvordan ændringen i alderssammensætningen af detailbranchens arbejdsstyrke har påvirket arbejdskraftens gennemsnitlige kvalitet. Antagelsen er her, at de lavere lønninger for yngre medarbejdere afspejler, at disse har en lavere produktivitet. Som følge af databrud i Statistikbanken udføres denne analyse kun for perioden 1995-2008. Analysen viser, at ændringen i arbejdsstyrkens sammensætning i retning af flere yngre medarbejdere i hele perioden fra 1995 til og med 2008 har sænket arbejdskraftkvaliteten i detailbranchen med knap 2 pct. Hvis man hertil lægger det omtalte kvalitetsfald på ca. 1 pct. som følge af den ændrede uddannelsessammensætning, får man et samlet fald i arbejdskraftkvaliteten på knap 3 pct. over den betragtede periode. Begge de omtalte analyser forudsætter imidlertid (som følge af datamangel), at de mindre produktive yngre og ufaglærte medarbejdergrupper har samme gennemsnitlige arbejdstid som de ældre og faglærte grupper. Derved undervurderes som nævnt den faktiske udvikling i arbejdskraftkvaliteten. Der er altså ikke empirisk basis for CS s formodning om, at kvaliteten af detailhandelens arbejdsstyrke er faldet mærkbart i de senere år. De foreliggende tal peger i stedet på, at arbejdskraftens kvalitet har været stort set uændret. I forhold til ligning (7) betyder dette, at 0. Som tidligere nævnt er der grund til at antage, at også størrelsen er omtrent nul. En hensyntagen til ændringer i sammensætningen af detailbranchens arbejdsstyrke ændrer altså ikke vores tidligere konklusion om, at udviklingen i timeproduktiviteten giver et 4 Helt præcist beregnes beskæftigelsesbrøkerne og de relative lønforskelle for et givet år som et simpelt gennemsnit af de observerede brøker for det aktuelle og det foregående år, da det kan diskuteres, om man bør anvende indeværende eller foregående års værdier. Denne fremgangsmåde er standardprocedure i vækstregnskaber. 8

nogenlunde retvisende billede af udviklingen i detailbranchens totalfaktorproduktivitet - i modsætning til, hvad CS påstår. 3 Grundlaget for anbefalingen om liberalisering af planloven. CS (2014 a,b) synes at tro, at Produktivitetskommissionens anbefaling om liberalisering af planloven alene baserer sig på produktivitetsudviklingen i detailhandlen. Det er ingenlunde tilfældet. Selv hvis timeproduktiviteten i detailhandlen havde været på linje med, hvad vi ser i omverdenen, ville der være god grund til anbefalinger på området, hvis der er grund til at tro, at nye politiktiltag kan løfte produktiviteten i erhvervet. 5 Baggrunden for Produktivitetskommissionens anbefaling om en væsentlig lempelse af planlovens bestemmelser om placering og størrelse af nye butikker er de internationale erfaringer, der viser, at flere landes detailbrancher har o- plevet en produktivitetsfremgang, når nye, store formater opstår på bekostning af ældre, mindre formater. Fx påviser Orth og Maican (2012) på basis af data fra Sverige en markant forøgelse af detailbranchens produktivitet efter indtræden af nye, store aktører. Disse er ikke blot mere produktive end de butikker, de udkonkurrerer; de tilskynder også de tilbageværende butikker til at effektivisere. Også Gordon (2004) begrunder forskellen i produktivitetsvæksten mellem USA og Europa med opblomstringen af det amerikanske big-box format. I Storbritannien gjorde en lovændring i 1996 det vanskeligere at åbne store butikker uden for bymidterne. Haskel og Sadun (2012) redegør for, at dette førte til en reduktion i butiksstørrelserne og dermed svagere produktivitetsvækst. At store butikker er mere produktive end små påpeges desuden af Basker (2007), Cheshire m.fl. (2011) og Detailhandelsforum (2012). Større butikker har mulighed for at høste en række stordriftsfordele, fx færre administrative medarbejdere, nemmere lagerstyring, 6 mindre samlet areal til administration, indgangspartier og betalingsanlæg, samt et større vareudvalg, der kan øge salget per kunde. Detailvirksomhederne i Danmark opererer generelt i mindre størrelsesforhold end i en række sammenligningslande, 7 og planloven sætter en barriere for, at dette ændrer sig. Desuden bevirker planlovens restriktioner på placering, at 5 Jf. Produktivitetskommissionens kommissorium: Kommissionenfårtilopgaveatudpegedevæsentligstedrivkræfterbagproduktivitetsudviklingen og kortlægge de største barrierer (...) komme med konkrete anbefalinger, der kan styrke produktiviteten i den private sektor, herunder både i industrien, byggeriet og serviceerhvervene. 6 Her tænkes på, at store butikker og butikskæder har lettere ved at implementere itløsninger, da der ofte er en række faste etableringsomkostninger og nødvendige omorganiseringer, der gør, at afkastet af investeringerne stiger med butikkens og kædens størrelse. Foster m.fl. (2006) påpeger, at implementeringen af it-løsninger har været en stor drivkraft bag effektiviseringerne i 1990 erne i de amerikanske detailvirksomheder. 7 Jf. figur 38 og 39 i Produktivitetskommissionen (2013). 9

butikkerne ikke nødvendigvis placeres der, hvor de har mulighed for at skabe den største værditilvækst. Planloven sætter restriktive rammer for butikkers størrelse og placering, hvilket hæmmer aktørernes muligheder for effektiv drift. Derudover påvirker den konkurrenceintensiteten, da loven gør det sværere for nye aktører at komme ind på markedet. Det er derfor Produktivitetskommissionens vurdering, at planloven dermed hæmmer en gavnlig dynamik i detailbranchen. Det bemærkes desuden, at CS ikke synes at anfægte præmissen om, at en detailbranche med færre, større butikker vil være mere produktiv end én med færre, mindre butikker. 8 Argumenterne, der er opsummeret i dette afsnit, er at finde i Produktivitetskommissionen (2013). Når CS (2014a,b) synes uvidende herom, må det tilskrives en lemfældig læsning af vores rappport. 4 Sammenfatning I punktform fører dette notat frem til følgende svar på den kritik, Christen Sørensen har fremført: 1. Det er ikke korrekt, at skift i brutteavanceprocenten systematisk leder til en undervurdering af timeproduktivitetsvæksten. 2. Det er ikke korrekt, at liberaliseringen af lukkeloven fører til, at Produktivitetskommissionen systematisk undervurderer produktivitetsvæksten i detailhandlen ved at fokusere på timeproduktivitetsvæksten. 3. Det er ikke korrekt, at der er forekommet et mærkbart fald i kvaliteten af detailbranchens arbejdsstyrke, således at Produktivitetskommissionen undervurderer produktivitetsvæksten i detailhandelen ved at fokusere på timeproduktivitetsvæksten. 4. Den faktisk observerede udvikling i timeproduktiviteten udgør ikke grundlaget for Produktivitetskommissionens anbefaling om at liberalisere planloven. Motivationen er empirisk dokumentation for en positiv produktivitetseffekt i detailhandelen af sådanne politiktiltag. Det fjerde kritikpunkt, fremsat af Christen Sørensen, er således malplaceret. 8 Dog fremføres det velfærdsargument (2014a, s 18), at forbrugernes tidsforbrug ved indkøb øges, hvis planloven liberaliseres. Antagelsen må være, at transporttiden til supermarkedet øges, hvis sektoren bliver mere koncentreret. Heroverfor må man dog retværdigvis gøre gældende, at større butiksformater mindsker grunden til at besøge flere butikker, hvilket modsat må ventes at mindske tidsforbruget. 10

Litteratur [1] Basker, E. (2007). The causes and consequenses of Walmart s growth. Journal of Economic Perspectives, 21(3), s. 177-198. [2] Cheshire, P. C. (2011). Evaluating the effects of planning policies on the retail sector: or do town centre first policies deliver the goods? SERC Discussion Paper 66. [3] Danmarks Statistik (2002). Nationalregnskab Fastprisberegninger Kilder og metode, København. [4] Denison, E.F. (1967), Why Growth Rates Differ. The Brookings Institution, Washington, D.C. [5] Detailhandelsforum. (2012). Detailhandlen i Danmark - gode rammer for indkøb indenfor rimelig afstand. Detailhandelsforum for Erhvervs- og Vækstministeriet. [6] Foster, L., Haltiwanger, J., & Krizan, C.J. (2006). Market selection, reallocation, and restructuring in the US retail trade sector in the 1990s. The Review of Economics and Statistics 88, 4, s. 748-758. [7] Gordon, R. J. (2004). Why was Europe left at the station when America s productivity locomotive departed? National Bureau of Economic Research, Working Paper No. 10661. [8] Haskel, J., & Sadun, R. (2012). Regulation and UK Retailing Productivity: Evidence from Microdata. Economica, 79, s. 425-448. [9] Jorgenson, D.W., Gollop, F.M. and Barbara, M. (1987). Productivity and US Economic Growth. Harvard University Press, Cambridge, MA. [10] Nordhaus, W.D. (2002). Productivity Growth and the New Economy. Brookings Papers on Economic Activity, Vol. 2002, No. 2. (2002), pp. 211-244. [11] Orth, M. & Maican F. (2012). Productivity dynamics and the role of "bigbox"entrants in retailing. IFN arbejdspapir nr. 898. [12] Produktivitetskommissionen (2013). Konkurrence, internationalisering og regulering. Analyserapport 2. [13] Sørensen, C. (2014a). Produktivitetskommissionens analyse af produktivitetsudviklingen i detailhandelen. Rapport udarbejdet for De Samvirkende Købmænd [14] Sørensen, C (2014bb)). Historien om en uproduktiv fejltagelse. Kronik i Politiken den 18. marts 2014. 11