LØNFORSKELLE PÅ TVÆRS AF BRANCHER

MARKEDSUDVIKLING SKADESFORSIKRING FORSIKRING & PENSIONS ÅRSMØDE JANUAR 2008 SIDE 1 LØNFORSKELLE PÅ TVÆRS AF BRANCHER Uobserverbar heterogenitet eller mangelfuld konkurrence? Jonas Zielke Schaarup Amaliegade 10 1256 København K Telefon 33 43 55 00 www. forsikringogpension.dk

Indhold Baggrund og sammenfatning 3 Introduktion 7 Teoretiske modeller 8 Sammenfatning 10 Estimator 11 Within transformation 13 First difference transformation 13 Den valgte estimator 13 Lønpræmier 14 Tidligere undersøgelser 15 Variable og selektion 17 Resultater 21 Følsomhedsanalyser 30 Sammenfatning 32 Konklusion 33 Litteratur 35 Bilag 37 Konkurrencestyrelsens metode og resultater 37 Deskriptiv statistik 40 Betydningen af køn 53 Prædeterminerede variable 55 Betydningen af Forsikringsakademiets uddannelser 56 Estimationsresultater kun for brancheskiftere 57 Side 1

Side 2

1. Baggrund og sammenfatning Danmarks status som et af verdens rigeste lande skyldes den høje værdiskabelse i danske virksomheder. Værdiskabelsen er både grundlaget for danskernes privatforbrug og de skatteindtægter, der finansierer det danske velfærdssamfund. Livs- og pensionsforsikring samt skadeforsikring mm. hører til de mest værdiskabende brancher i dansk erhvervsliv målt ved timelønningerne, jf. figur 1. Livs- og pensionsforsikring har den tredje højeste timeløn på 306 kr., mens skadeforsikring mm. ligger på en 9. plads med 285 kr. Figur 1 Branchernes gennemsnitlige timefortjeneste, kr., 2002-2005 Gasforsyning Lufttransport Livs- og pensionsforsikring It-service Finansiel service Mineralindustri Gartnerier Udvinding af olie og naturgas Skadesforsikring mm. Medicinalindustri Realkreditinstitutioner Pengeinstitutter Rådgiv. ingeniører og Landbrug Elforsyning Møbelindustri Institutioner for børn og unge Detailh. fra øvrige Hoteller Detailh. m boligudstyr Taxi- og turistvognmænd Anden servicevirksomhed Specialforretninger med Restauranter Supermarkeder og Rengøringsvirksomhed Detailh. m beklædning og Varehuse og stormagasiner Bagerier Tankstationer 0 50 100 150 200 250 300 350 Timefortjeneste, kr. Anm.: Figuren viser de 15 brancher med henholdsvis de højeste og de laveste gennemsnitlige timefortjenester. Kilde: Egne beregninger på en 50 pct. stikprøve af befolkningen. Konkurrencestyrelsen bruger imidlertid den høje løn som en blandt flere indikatorer på, at forsikringsbranchen har konkurrenceproblemer. Argumentet er, at hvis der er mangelfuld konkurrence i en branche, er priserne høje. Dette resulterer i et ekstraordinært stort overskud, som virksomhederne i et vist omfang Side 3

deler med deres ansatte. Derfor kan ansatte i brancher med konkurrenceproblemer få højere løn end i andre brancher. Lønforskellen mellem de forskellige brancher kaldes for lønpræmien. Lønpræmien er den hypotetiske indkomstgevinst, en ansat i én branche opnår ved at skifte til en anden branche. Konkurrencestyrelsen finder lønpræmien i brancherne ved at sammenligne med lønnen i møbelindustrien, der er en branche, som Styrelsen vurderer, er særligt konkurrenceudsat. Styrelsen fastsætter en lønpræmie på 37,3 pct. i begge forsikringsbrancher, når lønnen korrigeres for nogle af de forskelle, der er mellem ansatte i forsikringserhvervene og møbelindustrien. En umiddelbar sammenligning af timelønnen i livs- og pensionsforsikring samt skadesforsikring mm. med timelønnen i møbelindustrien giver en forskel på henholdsvis 67,8 og 56,1 pct. Det er imidlertid oplagt, at en direkte sammenligning af løn i forskellige brancher er misvisende. Der er en lang række andre forhold end konkurrencesituationen i en branche, der bestemmer lønnen. Der kan være forskel i, hvilke typer af ansatte der ansættes i forsikringserhvervene og i møbelindustrien samt i deres arbejdsfunktioner og vilkår. Der er en række faktorer, som kun indirekte har betydning for den ansattes produktivitet, men som alligevel kan påvirke den opnåede løn, eksempelvis bopæl, civilstand og køn. Når der tages højde for disse karakteristika, falder lønforskellen til at udgøre 52,7 og 45,7 pct., jf. figur 2. Det betydelige fald i lønforskellen skyldes overvejende, at langt de fleste af selskaberne i forsikringserhvervene er lokaliseret i hovedstadsområdet, hvor det gennemsnitlige lønniveau er højere end resten af landet. Figur 2 Lønpræmier, pct., 2002-2005 Umiddelbar sammenligning + Bopæl, hj. børn, civilstand, køn og etnicitet + Uddannelse og erhvervserfaring + Forsikringsuddannelse + Jobfunktion + Medfødte evner, indsats, mv. 0 10 20 30 40 50 60 70 Livs- og pensionsforsikring Lønpræmie, pct. Skadesforsikring mm. Kilde: Egne beregninger på en 50 pct. stikprøve af befolkningen. Side 4

Erfaring fra arbejdsmarkedet og en god uddannelse bliver værdsat højt af de fleste virksomheder. Ikke alle uddannelser registreres i de formelle uddannelsesregistre. Mange ansatte i forsikringserhvervene har gennemført en uddannelse ved Forsikringsakademiet, som er en brancheintern uddannelse, der alene finansieres af selskaberne. Personer, der har gennemført en uddannelse herfra, opnår kompetencer, som i kompleksitet svarer til både korte og mellemlange videregående uddannelser. Hvis der tages højde for både erhvervserfaring, formelle uddannelser og uddannelser på Forsikringsakademiet, reduceres lønforskellen således til henholdsvis 32,7 og 29,1 pct. Hvis der endvidere korrigeres for jobfunktion varetager de ansatte ledelse på højt niveau, funktioner på mellemhøjt kvalifikationsniveau, kontorarbejde, håndværkspræget arbejde osv. reduceres lønpræmien yderligere til henholdsvis 23,4 og 21,9 pct. Medfødte evner, kreativitet og engagement er alle vigtige elementer i den ansattes produktivitet og har derfor også stor betydning for den betalte løn. Med andre ord kan der være stor forskel i, hvordan personer med den samme uddannelse og erhvervserfaring løser forskellige arbejdsopgaver. Disse faktorer kan dog ikke observeres i data, men såvel den ansatte som arbejdsgiveren foretager typisk vurderinger af disse forhold. Lønændringen ved brancheskift er en indikator for, hvordan personers produktivitet værdisættes i forskellige brancher. Hvis der er en høj lønpræmie i forsikringsbranchen, indebærer det, at personer, der skifter ind i denne branche, bliver kompenseret med en løn, som er højere end lønnen i branchen, der skiftes fra. Tilsvarende mister personer deres høje løn, hvis de skifter ud med en høj lønpræmie. Personernes lønændringer skal naturligvis korrigeres for forskelle i uddannelse, erhvervserfaring, etnicitet osv. Det fremgår af de to nederste søjler i figur 2, at lønpræmien for alle praktiske formål er 0 i de to brancher. Dermed opnår sammenlignelige personer med modsvarende arbejdsfunktioner i de forskellige brancher ikke en løngevinst (løntab) ved skift til (fra) forsikringserhvervene. Dette indikerer således, at der målt ved lønpræmierne ikke er konkurrenceproblemer i sektoren. Dette er ikke resultat af, at der blot at tale om skift fra eller til andre brancher med høje lønninger. Således er de lave lønpræmier i forsikringserhvervene ikke en konsekvens af, at der blot sker en udveksling af de ansatte mellem de to brancher. Det skyldes heller ikke, at det primært er ansatte fra andre brancher i den finansielle sektor, som skifter fra eller til de to forsikringsbrancher. Det forhold, at lønpræmierne for alle praktiske formål er lig med 0, er ikke overraskende i lyset af, at forsikringsbranchen er dårligere til at forrente egenkapitalen end andre brancher, jf. tabel 1. Side 5

Tabel 1 Gennemsnitlig egenkapitalforrentning, pct. 2000-05 --- Pct.--- Skadeforsikring mm. 10,2 Livs- og pensionsforsikring 3,7 Private byerhverv, i alt* 18,3 Anm.: Gennemsnittet er beregnet som et geometrisk gennemsnit over årene. Beregnet ud fra regnskabstal fra Finanstilsynets markedsudviklingsrapporter. Private byerhverv i alt dækker over alle brancher ekskl. landbrug, fiskeri, energi- og vandforsyning, havne, jernbane- og busdrift, pengeinstitutter, forsikring, almene boligselskaber, offentlig administration mv. Kilde: Finanstilsynet og Danmarks Statistik. På den baggrund er det bemærkelsesværdigt, at Konkurrencestyrelsen i Konkurrenceredegørelsen 2007 finder en lønpræmie i hele forsikringsbranchen på 37,3 pct. Der er dog væsentlige problemer knyttet til Konkurrencestyrelsens data- og metodegrundlag, hvorfor denne lønpræmie er kraftigt overvurderet. I stedet for at tage udgangspunkt i timefortjenesten benytter Konkurrencestyrelsen den samlede lønindkomst i året for lønmodtagere med en arbejdsuge på minimum 27 timer. Der er to problemer knyttet til dette lønbegreb. For det første sammenlignes årsindkomster for hel- og deltidsbeskæftigede, hvilket kan give anledning til en betydelig skævvridning nes lønpræmier. For det andet benytter Konkurrencestyrelsen en årlig lønindkomst, som er summen af lønindkomsterne fra lønmodtagerens forskellige ansættelsesforhold. Da Konkurrencestyrelsen udvælger personernes brancher på baggrund af novemberprioriteringen fra den registerbaserede arbejdsstyrkestatistik (RAS), vil den årlige lønindkomst blive henført til én enkelt branche på trods af, at indkomsten altså kan skyldes arbejde i flere forskellige brancher. De største problemer ved Konkurrencestyrelsens lønpræmier er imidlertid ikke datagrundlaget, men ufuldstændige metoder. Konkurrencestyrelsen tager hverken højde for køn, etnicitet, erhvervserfaring eller de ansattes arbejdsfunktioner. Derudover kontrollerer Konkurrencestyrelsen ikke for de ansattes evner, kreativitet og engagement, hvilket altså fører til en betydelig overvurdering af lønpræmien i forsikringsbranchen. Det er bl.a. på dette mangelfulde grundlag, at forsikringserhvervene vurderes at have alvorlige konkurrenceproblemer. I denne rapport sættes der således alvorligt spørgsmålstegn ved Konkurrencestyrelsens faglige vurdering af lønpræmier. Side 6

2. Introduktion 1 har siden slutningen af 1980'erne haft et betydeligt fokus i den økonomiske litteratur. Flere udenlandske studier har undersøgt, hvorvidt lønforskelle afspejler heterogenitet i karakteristika blandt ansatte og i arbejdsforhold, eller om forskellene skal forklares med mangelfuld konkurrence på produkt- og faktormarkedet. Resultaterne fra disse undersøgelser er generelt, at der er betydelige persistente lønforskelle over tid, og at forskellene i høj grad afspejler variation i ikke-målbare karakteristika blandt de ansatte. Både DØR (2005) og Konkurrencestyrelsen (2007) har undersøgt lønforskellene på tværs med udgangspunkt i danske registerdata. Begge institutioner finder en stor variation i lønnen mellem brancher, som ikke kan forklares med forskelle i målbare (observerbare) karakteristika, dvs. køn, alder, uddannelse osv. Konkurrencestyrelsen estimerer således en betydelig lønpræmie i forsikringserhvervene på 37,3 pct. over møbelindustrien. Denne lønpræmie er så høj, at Konkurrencestyrelsen konkluderer, at den høje kompensation i disse erhverv er et symptom på mangelfuld konkurrence. Det Økonomiske Råd benytter en mindre detaljeret brancheopdeling og estimerer en lønpræmie på 32,9 pct. i finansiel virksomhed mm. Disse resultater skal dog fortolkes med varsomhed, da en række problemer er knyttet til datagrundlag og estimationsmetoder. Hverken Det Økonomiske Råd eller Konkurrencestyrelsen kontrollerer for brancheinterne uddannelser og endvidere kontrolleres ikke for de ansattes jobfunktioner og erhvervserfaring. Dertil kommer, at estimationerne foretages ved simpel OLS, som ikke tager højde for endogenitetsproblemer fremkommet ved udeladte variable eller simultanitet. I den økonometriske litteratur har der gennem tiden været et stort fokus på endogenitet i estimationsmodeller, hvorfor en række estimationsteknikker er blevet udviklet til at løse problemer knyttet til dette. Denne analyserapport viser, at en betydelig andel af den samlede variation i løn på tværs kan tilskrives uobserverbar heterogenitet. Dette betyder, at den udvidede Mincer relation estimeret ved simpel OLS overvurderer lønforskellene på tværs markant. Via en within transformation er det muligt at fjerne den uobserverbare, tidsinvariante heterogenitet. Resultatet af dette er, at godt 58 pct. af den samlede lønvariation på tværs, som ikke er forklaret af observerbare karakteristika, kan tilskrives uobserverbare forskelle mellem de ansatte. Sammenpresningen af lønspredningen betyder blandt andet, at lønpræmien i de to forsikringserhverv falder betragteligt. Således mindskes lønpræmien til 0,6 pct. i livs- og pensionsforsikring samt i skadesforsikring mm. De lave lønpræmier indebærer endvidere, at placeringen af de to forsikringsbrancher i forhold til andre branchers lønpræmier ændres. Fra at tilhøre gruppen med de højeste lønpræmier placeres forsikringserhvervene i en middelgruppe, når within transformationen anvendes til estimering. 1 vil gerne takke seniorforsker Lars Skipper, AKF, og adjunkt Christian Daniel Le Maire, Københavns Universitet, for nyttige kommentarer i forbindelse med udarbejdelsen af analyserapporten. Eventuelle fejl og mangler er dog alene forfatterens ansvar. Side 7

Selvom den uobserverbare, individspecifikke heterogenitet elimineres med en within transformation, kan lønpræmierne stadig være overvurderet. Dette skyldes, at der kun i et ringe omfang kontrolleres for uens arbejdsvilkår i de enkelte brancher. Eksempelvis fjernes ikke hele den del af lønpræmien, som skyldes præstationsafhængig aflønning eller arbejde uden for normal arbejdstid. Endvidere kan en relativ lav lønpræmie i nogle brancher afspejle, at de ansatte i disse brancher i højere grad kompenseres med gunstige arbejdsforhold, eksempelvis fleksible mødetider. Dertil kommer, at afkastet af humankapitalen kan udvikle sig forskelligt på tværs, og da within transformationen kun fjerner den del af den uobserverbare heterogenitet, der er tidsinvariant, vil den positive korrelation mellem humankapital og løn medføre en skævhed, som ikke elimineres ved en within transformation. Dermed kan meget af andelen på knap 42 pct. af den uforklarede variation utvivlsomt henføres til arbejdsforholdene i de enkelte brancher samt uobserverbare, tidsvariante forskelle i de ansattes karakteristika. Afsnit 3 i denne analyserapport giver det teoretiske grundlag for at vurdere konkurrenceforholdene på produktmarkedet ved at måle lønforskellene på tværs af brancher. I afsnit 4 præsenteres forskellige estimatorer, og valget af estimationsmetode begrundes. Afsnit 5 gennemgår tidligere danske og udenlandske undersøgelser af lønforskelle mellem brancher. I afsnit 6 beskrives datagrundlaget, mens estimationsresultaterne præsenteres i afsnit 7. I afsnit 8 foretages følsomhedsanalyser og endeligt konkluderes i afsnit 9. 3. Teoretiske modeller Til at vurdere konkurrencesituationen i forskellige brancher benytter Konkurrencestyrelsen (2007) en række såkaldte konkurrenceindikatorer. En af disse indikatorer fremkommer ved at vurdere forskellen i lønniveau på tværs. Det er derfor afgørende at præcisere, hvordan konkurrencen på produktmarkedet i en given branche påvirker aflønningen på det tilknyttede faktormarked. I en simpel mikroøkonomisk model, der beskriver en branche med free entry af nye virksomheder, vil produktprisen på langt sigt kunne approksimeres ved minimum af virksomhedernes gennemsnitlige omkostninger. Så længe produktprisen overstiger de gennemsnitlige omkostninger, vil profitten være positiv, hvilket betyder, at nogle produktionsfaktorer bliver aflønnet med mere end deres respektive markedspriser. Derfor vil den frie adgang til branchen tiltrække nye virksomheder, som over tid vil drive prisen ned til de mindste gennemsnitlige omkostninger i branchen. Nedenfor beskrives forskellige modeller, som kan benyttes som et teoretisk udgangspunkt for, hvordan prisdannelsen på produktmarkedet påvirker prisdannelsen på faktormarkedet. Forsimplende betragtes kun faktormarkedet for arbejdskraft. Model 1. Fuldkommen konkurrence på produkt- og faktormarkedet Model 1 betegner en situation, hvor der såvel på produkt- som faktormarkedet er mange homogene udbydere, og alle disse udbydere er pristagere, se Varian (2003). Dette implicerer samlet set, at udbuddet på de to markeder er perfekt elastisk. Arbejdsgiverne, dvs. virksomhederne, optimerer i denne situation ved at ansætte ekstra arbejdskraft indtil det punkt, hvor værdien af den ekstra produktion, som én ekstra ansat giver anledning til (marginalproduktet), præcis Side 8

svarer til den givne løn. Dermed kompenseres arbejdstagerne med en løn, der modsvarer alternativomkostningerne forbundet med det pågældende arbejde. Der kan imidlertid være en række årsager til, at profitten i en given branche på længere sigt er positiv. Monopoli, monopolistisk konkurrence og oligopoli på produktmarkedet kan alle betyde, at profitten i en branche er større end nul. De følgende teoretiske modeller tillader reduceret konkurrence på produktmarkedet, hvilket betyder, at homogen arbejdskraft med identisk arbejde kan modtage forskellig kompensation afhængigt af, hvilken branche arbejdet udføres i. Model 2. Fuldkommen konkurrence på faktormarkedet Såfremt arbejdsudbuddet er perfekt elastisk, som i model 1, vil arbejdsgiverne tage lønnen for givet, og virksomhedens profit påvirker ikke lønnen betalt til arbejdstagerne. Dermed vil en profitabel virksomhed give nøjagtigt det samme i løn til en bestemt type arbejdskraft som en relativ uprofitabel virksomhed (Blanchflower, Oswald and Sanfey (1996)). Forudsætningen om perfekt elastisk arbejdsudbud må dog anses for at være et grænsetilfælde, der kun forekommer på lang sigt. Hvis det derimod antages, at arbejdsudbudskurven har en positiv hældning (på kort sigt), vil der optræde en positiv sammenhæng mellem lønnen og virksomhedens profit. Model 3. Monopolfagforening på faktormarkedet I den såkaldte monopolfagforeningsmodel foretages forhandlingerne centralt. Der tages udgangspunkt i en situation, hvor arbejdsgiverne har "right to manage", dvs. retten til at lede og fordele arbejdet, se fx Oswald (1985). I denne model bestemmer fagforeningen lønnen ved at maksimere nytten for det repræsentative fagforeningsmedlem. Arbejdsgiverne foretager et optimalt valg af antallet af ansatte givet den krævede løn, hvorfor arbejdstagerne aflønnes med værdien af deres marginalprodukt. Dette betyder, at højere profit som følge af ufuldkommen konkurrence indebærer højere løn via større værdi af arbejdernes marginalprodukt. Der eksisterer endvidere en række teoretiske modeller, hvori lønnen ikke nødvendigvis modsvarer værdien af arbejdernes marginalprodukt. Model 4. Efficiency wage I modeller med "efficiency wage" aflønning kan det være i overensstemmelse med rational adfærd hos arbejdsgiverne at aflønne de ansatte med en løn, der er højere end værdien af deres marginalprodukt. Der eksisterer en række forskellige "efficiency wage" modeller, men fælles for dem alle er, at den enkelte lønmodtagers effektivitet afhænger positivt af lønnen, se fx Layard, Nickell and Jackman (1991). I den såkaldte shirking (skulke) model antages det, at det ikke er muligt at måle den enkelte lønmodtagers effektivitet perfekt. For at gøre det omkostningsfyldt for lønmodtagerne at blive opdaget i at skulke og dermed eventuelt at blive fyret betaler virksomheden en relativt høj løn, hvilket får lønmodtagerne til at være mere effektive. Model 5. Monopsoni I denne model tages udgangspunkt i en virksomhed, der opererer som eneste efterspørger af arbejdskraft på faktormarkedet. Denne markedsmagt udnytter virksomheden til at sætte lønnen lavere end, hvad der ville forekomme, hvis flere virksomheder var efterspørgere på faktormarkedet. Dette følger af, at Side 9

virksomheden fastsætter en løn, som afspejler, at såfremt virksomheden øger efterspørgslen på arbejdskraft, øges lønnen til samtlige ansatte (Varian (2003)). Hvis der derimod var fuldkommen konkurrence på faktormarkedet, ville lønnen ikke blive påvirket af den enkelte virksomheds efterspørgsel. Selvom arbejdstagerne i både model 4 og 5 kompenseres med en aflønning, der er forskellig fra værdien af marginalproduktet, har modellerne det til fælles, at øget profit øger marginalproduktet, hvilket fører til højere aflønning. 3.1. Sammenfatning Alle de teoretiske modeller tilsiger, at øget profit som følge af reduceret konkurrence på produktmarkedet indebærer, at lønnen i den pågældende branche øges. Dette betyder, at homogen arbejdskraft i ens jobfunktioner med identiske arbejdsforhold aflønnes forskelligt alt efter branchernes konkurrenceforhold. Forskellen i aflønning kan dog afspejle forskel i konkurrenceforholdene på såvel produkt- som faktormarkedet. Det danske arbejdsmarked er karakteriseret ved, at arbejdsstyrken er organiseret i fagforeninger, og at fagforeningerne er involveret i centrale såvel som decentrale lønforhandlinger. Endvidere kan nogle brancher på det danske arbejdsmarked bedst beskrives ved forskellige "efficiency wage" modeller. Der er stor forskel i organiseringsgraden inden for de forskellige brancher. I livsog pensionsforsikring er godt 70 pct. af de ansatte medlemmer af en fagforening, mens 74 pct. af de ansatte i skadesforsikring mm. betaler fagforeningskontingent. I restaurationsbranchen er det blot 47,4 pct., der er organiseret i en fagforening, hvorimod andelen er 93 pct. i branchen for renovation. 2 Selv hvis det teoretiske udgangspunkt er en fagforeningsmodel med decentrale lønforhandlinger, vil den kvantitative sammenhæng mellem løn og profit i den enkelte branche afhænge af parameterstørrelserne i funktionerne for de decentrale forhandlinger, herunder fagforeningernes relative forhandlingsstyrke. Tilsvarende kan der være forskel i aflønningen mellem brancher i "efficiency wage" modellen, selvom konkurrencesituationen ikke afviger. I nogle brancher kan det være svært at vurdere de ansattes indsats, hvilket i "efficiency wage" modellen tilsiger højere aflønning i disse brancher. Det er derfor på ingen måde oplagt, hvordan eventuel profit overvæltes i lønnen inden for de forskellige brancher. I opstillingen af estimationsmodellerne benyttes dog et simpelt udgangspunkt, hvor det antages, at eventuel profit påvirker løndannelsen ensartet på tværs. 2 Egne beregninger på en fuldtælling af befolkningen. Andelen af fagforeningsmedlemmer i de enkelte brancher er fundet på baggrund af markering for indbetaling af fagforeningskontingent. Side 10

4. Estimator Til estimering tages der udgangspunkt i den udvidede Mincer relation, se Mincer (1974) og Card (1999). For at kontrollere for eventuelle tidsinvariante individspecifikke karakteristika udvides ligningen yderligere svarende til fremstillingen i Keane (1993): hvor, 3 og det antages, at. Variablen angiver logaritmen til det valgte lønbegreb, mens og er vektorer af henholdsvis observerbare tidsvariante og tidsinvariante variable. er en vektor af dummyvariable, der angiver om person er ansat i branche på tidspunkt. Variablen angiver uobserverbare, tidsinvariante karakteristika. Fuldkommen konkurrence på produktmarkedet er fuldt ud foreneligt med forskellig aflønning af ansatte, såfremt personerne, der sammenlignes, er heterogene og/eller udfører forskelligt arbejde. Derfor skal der i (1) indgå kontrolvariable for alle observerbare karakteristika, der kan tænkes at påvirke den optjente løn. Både teorien om humankapital (Becker (1964)) og signaleringsteorien (Spence (1974)) tilsiger en positiv korrelation mellem løn og uddannelsesniveau, hvorfor uddannelse bør indgå som kontrolvariable i og. Endvidere er der en lang række andre observerbare karakteristika som køn, alder, etnicitet, bopæl og erhvervserfaring, der bør indgå som forklarende variable i (1). Selv hvis der kontrolleres for alle observerbare karakteristika, kan der opstå skæve og inkonsistente skøn i OLS estimationen. Dette forekommer, når en forklarende variabel,, er korreleret med fejlleddet og dermed er endogen. Der er tre principielle kilder til endogenitet udeladte variable, simultanitet og målefejl. Kilderne til endogenitet stammer fortrinsvist fra de to førstnævnte, idet denne analyserapport anvender data fra Danmarks Statistik, som gennemgående er kendetegnet ved høj kvalitet, og som dermed kun i et ringe omfang er konstrueret ved selvrapportering, hvorfor målefejl må være begrænset. Udeladte variable kunne være manglende uddannelsesoplysninger for personer i forsikringserhvervene, der i de formelle uddannelsesregistre fremstår som ufaglærte, men som har gennemført en brancheintern uddannelse. Såfremt denne type af uddannelse øger de ansattes marginalprodukt, vil dette blive fanget af, som vil blive overvurderet for de brancher,, hvor personerne er ansat. Simultanitet opstår, når en kontrolvariabel bestemmes samtidigt med lønnen,, hvilket kunne forekomme, når valget af branche sker som et optimalt valg. Dette sker eksempelvis, når forsikringsansatte er de personer, som opnår den højeste aflønning af deres karakteristika, herunder humankapital, i netop forsikringserhvervene. Såfremt lønforskelle på tværs skal benyttes som indikator for konkurrenceforhold, betyder de potentielle endogenitetsproblemer, at følgende to betingelser skal forsøges opfyldt: 1. Lønnen sammenlignes for homogene personer. Det vil sige, at personerne er identiske på alle de forhold, der kan tænkes at påvirke den optjente løn. 3 Såfremt data er et ubalanceret panel, vil antallet af perioder variere mellem personer, hvorfor skal erstattes med. Side 11

2. De homogene personer varetager jobfunktioner med identiske arbejdsvilkår. Der eksisterer en række forhold, som kan påvirke lønnen for homogen arbejdskraft, eksempelvis præstationsafhængig løn og arbejde uden for normal arbejdstid. Problemer som følge af simultanitet bør imødegås ved at finde instrumenter for valget af branche, som kan sikre eksogenitet af branchetilknytningen. Dette er ganske kompliceret og ikke løst tilfredsstillende i den økonomiske litteratur. Det er imidlertid muligt at løse endogenitetsproblemer som følge af udeladte variable, såfremt den rette estimator benyttes. I det følgende beskrives mere indgående betydningen af udeladte variable, og valget af estimator begrundes. Givet kontrollen for observerbare karakteristika er udeladelsen af variable knyttet til den uobserverbare heterogenitet,, i (1), som er alle de personlige karakteristika, der ikke kan observeres i data, men i et eller andet omfang er kendt af arbejdstageren og/eller arbejdsgiveren. Dette kunne være boglige evner, indsats og sociale færdigheder, der alle potentielt påvirker den opnåede løn. Der er overordnet to mulige fortolkninger af betydningen af den uobserverbare heterogenitet: 1. 2. hvor er en samlet vektor af forklarende variable (,, ). I 1. er den uobserverbare heterogenitet ukorreleret med resten af de forklarende variable. Dette betyder med andre ord, at en persons uobserverbare karakteristika som eksempelvis evner og indsats er uafhængige af den opnåede uddannelse, og af i hvilken branche personen er ansat. Dette er naturligvis en streng antagelse, hvorfor økonometriske studier ofte tager udgangspunkt i fortolkning 2., hvor de nævnte karakteristika antages korreleret med de forklarende variable. I praksis er fortolkning 1. den mindst komplicerede at implementere, idet parameterestimaterne kan estimeres konsistent ved anvendelse af OLS. Såfremt der benyttes paneldata vil OLS imidlertid give inefficiente estimater, da det samlede fejlled er autokorreleret som følge af den individspecifikke tidsinvariante effekt. Dette problem kan imødegås ved en random effects (RE) model, som knytter en struktur til fejlleddet, hvorved efficiensen af estimaterne øges, se Wooldridge (2002). RE modellen estimeres med GLS og har den store fordel, at det er muligt at identificere bidraget fra tidsinvariante størrelser. Denne egenskab opnås dog kun med en antagelse om ortogonalitet mellem de observerbare og uobserverbare karakteristika. Såfremt den uobserverbare heterogenitet snarere er kendetegnet ved fortolkning 2., vil estimaterne fra OLS være skæve og inkonsistente, hvilket kan ses af: = hvor er en vektor af parameterestimater,,. Således vil OLS give anledning til en skævhed, givet ved, som følge af korrelationen mellem de forklarende variable og den uobserverbare heterogenitet. Dermed vil en høj positiv værdi af ikke nødvendigvis skyldes mangelfuld konkurrence, men derimod at den uobserverbare kvalitet af arbejdskraften er høj i Side 12

branche. Bemærk, at skævheden ikke fremkommer under antagelse 1., da. To transformationer kan eliminere den uobserverbare heterogenitet within og first difference transformation. 4.1. Within transformation En within transformation fremkommer ved at anvende den såkaldte fixed effect (FE) model, hvori det antages, at den uobserverbare heterogenitet er konstant over tid. I en fixed effect model beregnes for hver person gennemsnittet af hver enkelt variabel over den betragtede tidsperiode. Derefter trækkes dette gennemsnit fra de enkelte variable på de forskellige tidspunkter. Dette betyder, at alle tidsinvariante variable, herunder den uobserverbare heterogenitet, elimineres. Dermed er det i en FE model ikke muligt at identificere koefficienterne til tidsinvariante karakteristika, dvs. uddannelse, køn, etnicitet osv. Den transformerede ligning har følgende form: hvor. Ligningen kan estimeres med pooled OLS og giver konsistente estimater til alle tidsvariante størrelser. Det antages dog, at der ikke forekommer seriel korrelation i fejlleddet, hvilket ikke nødvendigvis er foreneligt med sædvanlige registerdata. Hvis der er seriel korrelation, vil estimaterne stadig være konsistente, men inefficiente. For at imødegå dette kan en robust varians estimeres, der tillader tilfældige former af heteroskedasticitet/seriel korrelation, se Wooldridge (2002). 4.2. First difference transformation Alternativt til en within transformation er det muligt at eliminere den uobserverbare heterogenitet ved at "lagge" ligning (1) en periode og derefter fratrække den nye ligning fra den oprindelige ligning (1). Dette giver følgende first difference (FD) specifikation: hvor. Som i FE modellen fjernes, men samtidigt elimineres alle tidsinvariante variable. Endvidere betyder transformationen, at én periode mistes, hvilket undgås i FE modellen. Det er muligt at definere (Wooldridge (2002)), hvilket indebærer, at, hvorfor følger en random walk, idet. 4.3. Den valgte estimator Hvis, er det ligegyldigt hvilken af de to transformationer der anvendes, da estimater og teststørrelser er identiske. Hvis giver begge modeller konsistente estimater, og når er stor og er lille, skal valget af estimator derfor ske på baggrund af relativ efficiens, givet antagelsen om homoskedasticitet. Hvis er serielt ukorreleret, er en FE estimator mest hensigtsmæssig. Hvis derimod følger en random walk, vil være serielt ukorreleret, hvorfor en FD model bør anvendes (Wooldridge (2002)). I praksis er en FE estimator oftest lettest at implementere, da estimeringen på ubalancerede paneldata er uproblematisk. Det er valgt at benytte FE estimatoren ved estimering. Side 13

Såfremt den uobserverede heterogenitet er ukorreleret med de observerbare karakteristika, dvs., bør en FE model ikke anvendes. Derimod er det mere efficient at anvende en random effects (RE) model. Under antagelsen om ortogonalitet vil både en FE og en RE model give konsistente estimater, men en FE estimator er inefficient, idet der i denne model estimeres konstantled og dermed parametre flere end i RE modellen. Såfremt, vil RE modellen imidlertid give inkonsistente estimater. Disse egenskaber udnyttes i et Hausman test, hvor nulhypotesen er, at der er ortogonalitet mellem observerbare og uobserverbare karakteristika. Hausman statistikken skrives som (Wooldridge (2002)): og er asymptotisk fordelt. angiver den asymptotiske varians, og da, som følge af inefficiensen af FE estimatoren, vil altid være positivt definit. I forbindelse med estimationerne af de forskellige modeller udføres et Hausman test, som dermed kan bidrage til at afsløre, hvorvidt den uobserverbare heterogenitet er korreleret med lønpræmierne i de enkelte brancher. 4.4. Lønpræmier Der er grundlæggende to måder, hvorpå lønpræmierne kan bestemmes på baggrund af de fremkomne estimationsresultater. En metode er at normere parameterestimaterne med estimatet fra en branche, som er særligt konkurrenceudsat og dermed har et produktmarked, der er tættest på antagelsen om fuldkommen konkurrence, dvs. -. DØR (2005) og Konkurrencestyrelsen (2007) sætter til estimatet for møbelindustrien, som dermed er referencebranchen i estimationerne. Lønpræmien,, kan således fortolkes som den hypotetiske løngevinst en ansat i møbelindustrien opnår ved at skifte til branche. En anden måde er at måle lønpræmien som afvigelsen fra et vægtet gennemsnit af lønpræmierne: hvor angiver andelen af beskæftigede i branche. Til dette skal naturligvis stadig benyttes en referencebranche, men lønpræmierne afspejler altså afvigelser fra den "gennemsnitlige" konkurrencesituation i brancherne og ikke kun forskellen til konkurrenceforholdene i branchen. I FE modellen er den identificerede lønpræmie i branche løngevinsten ved at skifte mellem en vilkårlig branche,, og branche i forhold til løngevinsten ved at skifte mellem branche og branche, hvor som sagt er den valgte referencebranche. Lønpræmien dækker altså over lønændringen for personer, der skifter fra eller til branche. I FE modellen antages dermed implicit, at løngevinsten for personer, der skifter ind i branche i absolut værdi svarer til løntabet for personer, der skifter ud af branche. Selektion i branchetilknytning kan betyde, at der er forskel i de personer, som skifter ind i, og de personer, der skifter ud af den pågældende branche. Dermed kan restriktionen om symmetri i den identificerede lønpræmie blive bindende, hvilket kan testes empirisk. 4 4 I Krueger and Summers (1988) og Vainiomäki and Laaksonen (1995) testes symmetriantagelsen ved at udvide FE modellen med ekstra dummies for hvilke brancher, der skiftes mellem. I denne analyserapport benyttes imidlertid så stort et paneldata og så detaljeret Side 14

Lønpræmien kan altså kun identificeres for personer, der skifter branche i løbet af den betragtede periode, og sammenligningen af den fremkomne lønpræmie ved disse to estimatorer og OLS estimaterne er dermed afhængige af fordelingen af personer, der selekterer ind i de forskellige brancher. Der indgår en række kontrolvariable i estimationsmodellerne, der alle skal korrigere for sammensætningen af de ansatte i de forskellige brancher. På trods af dette problematiseres resultaterne fra den statiske OLS model og fra FE modellen af, at de ansattes karakteristika i møbelindustrien og en tilfældig branche, kan være så forskellige, at den hypotetiske situation, hvor en ansat fra møbelindustrien bliver ansat i branche, aldrig vil forekomme. Denne problemstilling er kendt som manglende support fra den såkaldte "treatment" litteratur, hvor flere studier har forsøgt at estimere effekten af forskellige typer af jobtræningsprogrammer, se fx Heckman, Ichimura and Todd (1997). Således peger Heckman (1997) på, at i målingen af effekten af et jobtræningsprogram bør særligt rige personer ikke indgå i gruppen af kontrolpersoner, idet personer med stor formue aldrig vil deltage i sådanne programmer. Et tilsvarende problem opstår også i estimationerne af lønpræmierne. Hvad angår FE modellen, er det afgørende at få afsløret, hvad der kendetegner de personer, som skifter mellem de respektive brancher. I tabel 8, tabel 9 og tabel 10 angives branchetilknytningen før skift til og efter skift fra henholdsvis et af de to forsikringserhverv og møbelindustrien. Ikke overraskende forekommer ingen skift mellem møbelindustrien og forsikringserhvervene, hvilket altså i høj grad kan forklares med sammensætningen af de ansatte i de to brancher. På trods af de potentielle supportproblemer bidrager sammenligningen af OLS og FE estimaterne til at belyse, hvor meget af den samlede lønvariation på tværs der kan henføres til den uobserverbare heterogenitet. 5. Tidligere undersøgelser DØR (2005) og Konkurrencestyrelsen (2007) estimerer lønpræmierne for brancherne ved simpel OLS estimation i et enkelt år. Begge institutioner finder en stor variation i lønnen mellem brancherne, der ikke kan forklares med forskelle i målbare (observerbare) karakteristika, dvs. alder, uddannelse, bopæl osv. Konkurrencestyrelsen estimerer en betydelig lønpræmie i forsikringserhvervene på 37,3 pct. over møbelindustrien. Det Økonomiske Råd benytter en mindre detaljeret brancheopdeling og finder ikke et særskilt estimat for lønpræmien i forsikringsbrancherne, men estimerer en lønpræmie på 32,9 pct. i finansiel virksomhed mm. Der er dog en del problemer knyttet til datagrundlag og estimationsmetoder i disse to studier. Både Rådet og Konkurrencestyrelsen udelader en række kontrolvariable ved estimationen af lønpræmierne, herunder brancheinterne uddannelser, jobfunktioner og erhvervserfaring. Endvidere er estimationerne udelukkende foretaget ved simpel OLS uden at kontrollere for endogenitet fremkommet ved udeladte variable eller simultanitet. har modtaget de programmer, som Konkurrencestyrelsen (2007) anvender til at danne datagrundlaget for deres estimationer af lønen brancheopgørelse, at testet ikke kan gennemføres i praksis. I tabel 8 og tabel 9 i bilag 11.2 gives branchetilknytningen til personer, der skifter ind i forsikringsbrancherne, samt personer, der skifter ud af forsikringsbrancherne. Side 15

præmierne. Programmerne afslører betydelige problemer med hensyn til det valgte indkomstbegreb, samt hvordan denne indtægt henføres til de enkelte brancher. I bilag 11.1 gives derfor en grundig redegørelse af Konkurrencestyrelsens datagrundlag og estimationsmetode. En lang række udenlandske studier behandler spørgsmålet om, hvordan lønforskelle mellem brancher skal måles og ikke mindst fortolkes. Eksempler på disse er Krueger and Summers (1988), Murphy and Topel (1990), Keane (1993), Blanchflower, Oswald and Sanfey (1996) og Björklund et al. (2007). Krueger and Summers (1988) anvender en FD estimator på amerikanske paneldata. I deres analyse finder de en stor lønforskel, selv når der kontrolleres for uobserverbare, tidsinvariante karakteristika, hvilket leder dem til at konkludere, at uobserverbar heterogenitet ikke kan anvendes som en forklaring på lønforskelle mellem brancher. Der er dog en række problemer knyttet til deres datamateriale, eksempelvis fjernes alle personer, der skifter adresse, hvorfor der forekommer en selektionsskævhed i deres resultater. I Keane (1993) adresseres disse problemer ved at anvende et andet datamateriale, hvori blandt andet panellængden af data forøges. I modsætning til Krueger and Summers (1988) findes i dette studie, at op mod 84 pct. af lønforskellen mellem brancher kan forklares med uobserverbare, tidsinvariante karakteristika. Dermed kan kun 16 pct. af variationen i lønnen henføres til forskelle mellem brancherne. Da der imidlertid ikke kontrolleres for en lang række karakteristika knyttet til arbejdet i de forskellige brancher, påpeger Keane (1993), at en stor del af den uforklarede variation skyldes kompensation for disse forhold. Resultaterne i Murphy and Topel (1990) understøtter konklusionerne fra Keane (1993). Björklund et al. (2007) er et nyt studie, der i stedet for en FE estimator anvender data for brødre. Ved at anvende data for brødre er det muligt at kontrollere for delte uobserverbare evner, der forekommer som følge af familie- og samfundsforhold. Der er altså tale om en within-familie estimator i modsætning til FE metoden, som er en within-individ estimator, se afsnit 4.1. Tilgangen har to metodemæssige fordele i forhold til en FE estimator. For det første er det ikke nødvendigt at antage, at der er tale om eksogent bestemte brancheskift. For det andet vil disse data angive lang sigts forskelle i løn, som ikke kan identificeres, når FE estimatorer anvendes. Dette skyldes, at der med en FE estimator betragtes ændringer, hvorfor der estimeres en kort sigts forskel i løn som følge af lille jobanciennitet i de brancher, der skiftes til. Det fleksible danske arbejdsmarked som følge af lav jobbeskyttelse giver anledning til høj jobmobilitet i Danmark, se Nicoletti et al. (2000). Kombineret med det faktum, at ændringer i lønnen ofte skyldes jobskift, er det derfor ikke oplagt, at den korte joblængde er et problem ved FE estimation på danske registerdata. Ved at benytte paneldata estimerer Björklund et al. (2007) den vægtede standardafvigelse til den estimerede lønforskel på tværs. Dette gøres for Danmark, Norge, Sverige, Finland og USA. I dette studie findes, at der i de danske data kun kan tilskrives 11 pct. af variationen i løn til uobserverbare karakteristika (som er delt af brødre), mens andelen er godt 50 pct. i USA. På denne baggrund konkluderer Björklund et al. (2007), at det amerikanske arbejdsmarked er kendetegnet ved et stærkere mønster for sortering af ansatte på baggrund af uobserverbare evner, og at disse aflønnes betydeligt højere i USA. At Björklund et al. (2007) finder, at den uobserverbare heterogenitet blot kan forklare 11 pct. af den samlede lønvariation i Danmark skal i høj grad forklares Side 16

med, at within-familie estimatoren i dette tilfælde kun tager højde for den del af den uobserverbare heterogenitet, der er delt af brødre. 6. Variable og selektion Det anvendte datasæt er en 50 pct. stikprøve af den danske befolkning, der stammer fra en samkøring af en række af registrene fra Danmarks Statistik. Data dækker perioden 2002-2005, og panellængden er dermed 4 år. Dette kan være problematisk, såfremt den pågældende periode er kendetegnet ved en række branchespecifikke chok, da disse kan give anledning til kort sigts lønforskelle, som vil blive udjævnet over tid ved reallokering af arbejdskraft. Det vigtigste register er Lønstatistikkens serviceregister, der indeholder oplysninger om lønmodtagere i den private og offentlige sektor. Serviceregistret inkluderer alle lønmodtagere i den private sektor, som er ansat i virksomheder med en beskæftigelse svarende til mindst 10 fuldtidsbeskæftigede. Lønmodtagerne skal have ansættelsesforhold, der varer mere end én måned, og hvor den gennemsnitlige ugentlige arbejdstid overstiger 8 timer. Derudover indgår kun lønmodtagere, der ansat på normale vilkår, dvs. der bortses fra lønmodtagere, der aflønnes efter en usædvanlig sats som følge af handicap, der ikke beskattes efter de almindelige betingelser, og der er udstationerede og aflønnes efter lokale regler. Danmarks Statistik definerer en række lønstatistiske begreber, der sikrer sammenlignelighed mellem lønninger uanset ansættelsesforhold og -vilkår. Hovedlønsbegrebet er fortjenesten i alt sat i forhold til den præsterede arbejdstid, hvilket er det lønbegreb, der anvendes ved estimering. Fortjenesten i alt omfatter alle lønmodtagerens indtægter i forbindelse med ansættelsesforholdet, herunder såvel lønmodtagerens som arbejdsgiverens andel af eventuelle bidrag til pensionsordninger og indtægter i form af A-skattepligtige personalegoder. Det anvendte lønbegreb inkluderer dermed alle former for genetillæg knyttet til stillingen og er udtrykt i kroner pr. præsteret time. De præsterede timer er alle de timer, lønmodtageren faktisk har været på arbejde, dvs. ekskl. sygdom og ferie. Som det fremgår af bilag 11.1, anvender Konkurrencestyrelsen (2007) den samlede lønindkomst i året for lønmodtagere med en arbejdsuge på minimum 27 timer. Der er to problemer knyttet til dette lønbegreb. For det første sammenlignes årsindkomster for hel- og deltidsbeskæftigede, hvilket kan give anledning til en betydelig skævvridning nes lønpræmier. For det andet benytter Konkurrencestyrelsen (2007) en årlig lønindkomst, som er summen af lønindkomsterne fra lønmodtagerens forskellige ansættelsesforhold. Da Konkurrencestyrelsen (2007) udvælger personernes brancher på baggrund af novemberprioriteringen fra den registerbaserede arbejdsstyrkestatistik (RAS), vil den årlige lønindkomst blive henført til én enkelt branche på trods af, at indkomsten altså kan skyldes arbejde i flere forskellige brancher. De enkelte personer kan have flere ansættelsesforhold (spells) inden for et givet år, både samtidigt og i forlængelse af hinanden, og det er derfor nødvendigt at overveje, hvilke blandt de forskellige stillinger der skal anvendes i estimeringen. Flere spells øger within variationen i paneldataet, hvilket naturligvis er en nyttig egenskab i en FE estimation. Dette betyder imidlertid, at personer med korte spells tildeles større vægt i estimationen, hvilket måske er uhensigtsmæssigt, da disse ansættelsesforhold netop kan være kendetegnet ved specielle lønstrukturer. Til estimering er i stedet valgt at udtage det ansættelsesforhold med flest præsterede timer i løbet af året. Dette mindsker within variationen, men mindsker samtidigt betydningen af specielle ansættelsesforhold i estimeringen. Side 17

Data trunkeres på to måder. For det første afgrænses populationen til kun at indeholde 18-66-årige personer, og for det andet fjernes observationer, hvor timelønnen ikke ligger mellem 0,1 og 99,9 pct. fraktilen på brancheniveau. Kun 0,1 og 99,9 percentilen fjernes, da det på den ene side tilstræbes at fastholde lønvariationen, mens det på den anden side ønskes at minimere andelen af observationer med opgørelsesfejl o. lign. Trunkeringen af timelønningerne sker på brancheniveau, hvorved strukturelle forskelle mellem brancherne ikke elimineres. Dette sikrer, at der ikke fjernes uforholdsmæssigt mange observationer i brancher, hvor timelønningerne enten er meget lave eller meget høje. Såfremt der er knyttet tilfældige målefejl til brancheklassifikationen, vil dette give anledning til forkerte brancheskift. Wooldridge (2002) påpeger, at den negative skævhed, der følger af målefejlen kan blive forstærket i en FE estimator i forhold til den simple OLS estimator, såfremt målefejlen,, er ukorreleret med den sande variabel,. Så selvom FE eliminerer den opadgående skævhed som følge af den uobserverbare heterogenitet forstærkes den negative skævhed, der fremkommer af målefejlen. Målefejl må dog formodes at være af en særdeles begrænset størrelse, idet systematikken i virksomhedernes indberetninger og den efterfølgende kontrol udført af Danmarks Statistik reducerer problemer som følge af selvrapportering. Tabel 2 og tabel 3 giver fordelingen til de forklarende variable i de forskellige estimationer. Uddannelsesniveauet angiver det højest fuldførte og er opdelt på grundskole, gymnasial uddannelse, faguddannelse, KVU, MVU og LVU, hvor KVU, MVU og LVU angiver henholdsvis korte, mellemlange og lange videregående uddannelser. Foruden de formelle uddannelseskategorier indgår uddannelser gennemført ved Forsikringsakademiet, jf. boks 1. Disse uddannelsesoplysninger stammer fra data, som Forsikringsakademiet har udtrukket til. Boks 1 Forsikringsakademiets uddannelser har modtaget oplysninger om alle personer, der siden 1983 har gennemført en uddannelse ved Forsikringsakademiet. Forsikringsakademiet udbyder en række uddannelser af forskellig sværhedsgrad og omfang, men fælles for dem alle er, at de ikke indgår i de formelle uddannelseskategorier. Dermed indgår de ikke som kontrolvariable i DØR (2005) og Konkurrencestyrelsen (2007). Inkluderingen af disse oplysninger muliggør en kontrol for uddannelse i de finansielle erhverv, som ikke er forekommet i tidligere analyser. Forsikringsakademiets uddannelser kan opdeles i fire forskellige niveauer. En uddannelse på niveau 3 fra Forsikringsakademiet kan sidestilles med en ungdomsuddannelse. Niveau 4 modsvarer en KVU, mens niveau 5 i omfang ligger mellem en KVU og en MVU, og endeligt er niveau 6 på højde med en MVU. Det skal bemærkes, at indplaceringen af uddannelserne ved Forsikringsakademiet er skønsmæssig, idet der ikke foreligger en officiel inddeling af uddannelserne. I en FE model kan estimationskoefficienterne kun identificeres for observationer med within variation i den betragtede periode. Dette betyder med andre ord, at det kun er muligt at identificere lønpræmien for de personer, som skifter Side 18