Monopolisering og monopolløn? Effekten af legal autorisation
Forfattere: Lars Grønvall Foldspang
Tidsskrift: politica (2003-01-01)

## Lars Grønvall Foldspang

## Monopolisering og monopolløn? Effekten af legal autorisation 1

ikke weberianske professionssociologis behandling af sammenhængen som et "faktum". Testen, der udføres som en populationsundersøgelse af offentlige erhverv, bekræfter dog den neoweberianske teoris tese om en stærk sammenhæng mellem længden af teoretisk uddannelse og erhvervsstyrke. To metodologiske problemstillinger, nemlig strategier til accept af nulhypotesen om ingen sammenhæng og brugen af populationsdata i regressionsanalyse, tages op i appendiks.

Neo-weberiansk professionssociologi anskuer autorisationsordninger med grund­ lag i lov som en måde at sikre de autoriserede erhverv en monopolstatus på ar­ bejdsmarkedet,  som de autoriserede erhverv anvender til at få mere i løn. Men der kan godt stilles spørgsmålstegn ved,  om erhverv med legale  autorisationsordninger rent faktisk far mere i løn. Denne artikel vil først diskutere de kausalmekanismer, som ligger til grund for det neo-weberianske argument. Dernæst vil det blive ana­ lyseret,  om autoriserede erhverv i den offentlige danske sektor far mere i løn. Der afrundes med en diskussion af analysens resultater.

## Legal autorisation i neo-weberiansk prof  essionssociologi

Udgangspunktet  for artiklen er  den  neo-weberianske  tradition  inden for  professions­ sociologien. Traditionen bruger centrale betragtninger fra Webers studie Magt og bureaukrati: For det første antages  individerne  at maksimere deres egennytte i form af økonomiske goder,  social status og magt. For det andet antages retsordenen at give bestemte privilegier til bestemte grupper af mennesker, hvorved markedet forhindres i at udvikle sig frit (Weber,  1997: 6,  13,  66; MacDonald,  1995: 27).

Den neo-weberianske tradition tæller blandt andre Elliot Freidson 2 (2001: 6) og Randall Collins (  1990: 24). Begrebet "profession" er ifølge Freidson en ideal­ type, som erhvervene i større eller mindre grad ligner (2001: 127). Et afgørende aspekt er den beskyttede markedsposition, professionen har på arbejdsmarkedet en særlig status,  som er tildelt professionen på baggrund af  dens teoretisk baserede viden (Freidson,  2001: 78,  127). Både  Freidson og Collins mener,  at staten er afgø­ rende for den særstatus,  en profession har på arbejdsmarkedet,  da det er staten, der tildeler og sanktionerer ordningerne gennem lov eller "licenser" (Freidson,  2001: 78, 128,  134; Collins,  1979: 173). De legale autorisationer tildeles på baggrund af eksamensbeviser,  hvorved eksamensbeviser bliver et instrument for professionerne til social udelukkelse af udenforstående uden eksamensbeviser. Derved opnår pro­ fessionen en monopolstatus på arbejdsmarkedet,  der sanktioneres af staten (Freid­ son,  2001: 78,  199,204; Collins,  1979: 132-138,  180). For  Collins er  denne  udeluk­ kelse det afgørende definerende træk (Collins, 1990: 25). Professionens monopol- status giver forøget styrke på arbejdsmarkedet: Lønnen søges således hævet til et "tilfredsstillende" eller "passende" niveau ved brug af eksamensbeviser og altså uddannelse til at kontrollere udbudet af  arbejdskraft  og til at  højne erhvervets status (Freidson, 2001: 78, 93-94, 128, 134, 199; Collins, 1990: 36).

## Kausalmekanismerne i det neo-weberianske argument

Det neo-weberianske argument om, at der er en positiv kausalsammenhæng mel­ lem legale autorisationsordninger og løn, bygger på fire præmisser:

- I. Legal autorisation giver det privilegerede erhverv monopol på udførelse af bestemte opgaver;
2. Monopol på udførelse af bestemte opgaver giver højere løn;
3. Andre monopoliseringsstrategier fungerer dårligere end legal autorisation; og
4. Der er ikke andre faktorer, der både er afgørende for autorisation og løn, hvorved de bliver fælles bagvedliggende faktorer.

## Legal autorisation og monopol

Følges en  almindelig  definition af  begrebet "monopol", er der tale om den markeds­ struktur,  hvor der kun  findes en sælger af den pågældende vare (Dobson et al., 1998: 170). Det er klart, at der ikke kun findes en sælger i et erhverv, hvis man med en sælger mener et individ. Hvis et erhvervs udøvere på den anden side kan agere som en aktør - sådan som den neo-weberianske professionssociologi anta­ ger (MacDonald, 1995:  27) - vil en  legal autorisationsordning imidlertid give monopolstatus til disse udøvere.

Udbudet af arbejdskraft kan dog generelt  ikke  kontrolleres på samme måde som udbudet af produkter som insulin eller legoklodser. Autorisationsordningerne autoriserer netop en gruppe af individer, som tilsammen udgør udbyderen. Der er altså tale om en art kartel, hvor det er afgørende for markedsstrukturen, om alle de autoriserede agerer i gruppens interesse, eller om nogle af gruppens medlemmer udbyder ydelsen til en lavere pris. I så fald ville køberen af arbejdskraft kunne lade udbyderne konkurrere mod hinanden og skabe en situation med fravær af mono­ pol.  Hvis gruppen af erhvervets udøvere derimod udbyder ydelserne til samme pris opnår gruppen en monopolstatus. Det er normalt tilfældet for professionerne blandt andet i kraft af relativt stærke organisationer. Med deres høje organiserings­ procenter og landsdækkende overenskomster er disse organisationer et effektivt værn imod intern konkurrence. Når en høj andel af gruppen følger overenskom­ sten, far gruppen således karakter af et kartel, der på samme måde som et klassisk monopol undgår konkurrence på prisen (Dobson et al., 1998: 229-230).

Dette monopol vil dog ikke beskytte fuldstændigt imod konkurrence fra andre erhvervsgrupper. Således kan der over tid sagtens forekomme et skred i opfattel­ sen af, hvilke opgaver et bestemt erhvervs autorisationsordning dækker. I eksem­ pelvis  sundhedssektoren er  faggrænserne ikke præcist fastlagte.  Således  finder Indenrigs-og Sundhedsministerens rådgivende  udvalg  mange  eksempler på "opgave­ glidning" fra læger til sygeplejersker, delvist beroende på bevidste strategier på visse sygehuse (Indenrigs- og Sundhedsministeriet, 2002: 16-18).

Monopol og højere løn

Hvis et erhvervs udøvere får monopolstatus på  et opgaveområde som følge af en legal autorisationsordning, er det spørgsmålet, om denne status også leder til en højere løn. Det forventes at være tilfældet, hvis gruppen af udøvere for det første kontrollerer udbudet af arbejdskraft og for det andet står over for købere af deres arbejdskraft, der ikke er en enhed. I så fald vil monopolet være prissætter og altså

kunne styre prisen for at få opgaverne udført (Dobson et al., 1998: 172-174).

Hvis gruppen af udøvere derimod ikke kan kontrollere antallet af uddannede inden for faget (  dvs.  udbudet af arbejdskraft), vil  en legal  autorisation ikke  nødven­ digvis føre til en højere løn til erhvervets udøvere, idet den mekanisme, der ellers ville sikre monopolisten en højere pris på varen, er sat ud af kraft (Dobson et al., 1998: 172"17  4  ). Påstanden i neo-weberiansk professionssociologi om, at profes­ sionerne kan kontrollere arbejdsudbudet gennem kontrol af antallet af uddannede, er imidlertid kun delvist rigtig. Ses på uddannelsen af læger, har staten (  undervis­ ningsministeriet) på den ene side gennem budgetstyring en vis kontrol med antal­ let af optagne. På den anden side kontrollerer lægerne hvor stor en andel af disse optagne, der består de forskellige eksaminer, idet niveauet for beståelse fastlægges i studienævn og fakultetsråd samt af de enkelte undervisere og altså af medlemmer af professionsgruppen. Samtidig har staten dog indflydelse på dumpeprocenten gennem de incitamentsstrukturer, som formes af taxametersystemet. Jo flere bestå­ ede studerende, des flere penge far fakultetet. Alt i alt er det slet ikke kiart, at lægerne som profession har fuldstændig kontrol med udbudet af arbejdskraft.

Sammenhængen mellem monopolstatus og høj løn er heller ikke givet, hvis købersiden  domineres af en  aktør.  Hvis  erhvervets  udøvere  er  eneaktører  på  udbuds­ siden, vil  der  i  så  fald  være tale  om  bilateralt  monopol.  Inden  for rammerne af mono­ polistens og monopsonistens optimering af pris og mængde, vil prisen (lønnen) afhænge af  monopolistens og monopsonistens respektive forhandlingsstyrker (Dob­ son et al., 1998: 184-185, 268-270). Hvis eneopkøberen af arbejdskraften samti­ dig er eneudbyder af den ydelse,  der produceres, kan lønnen  potentielt presses endnu længere ned. Om den bliver det, afhænger igen af de to aktørers respektive forhandlingsstyrker (Dobson et al., 1998: 273-274).

Statens, amternes og kommunernes stilling som eneudbydere af de traditio­ nelle offentlige ydelser kan som følge af de senere års udvikling diskuteres. Inden for  store dele  af sundhedssektoren, hvor  mange af de legale autorisationsordninger findes, kan der kun tales om stat, amter og kommuner som delvise eneudbydere. Der et således spæde forsøg fra private aktører på at komme ind på markedet, eksemplificeret ved privatklinikken Hamlet. Statens, amternes og kommunernes stilling som monopson i sundhedssektoren svækkes samtidig af, at amterne til en vis grad fastsætter lønnen uafhængigt af hinanden for en række af erhvervene. Det er dog stadig rimeligt at tale om stat, amter  og  kommuner som monopsonist, blandt andet i kraft af at  Finansministeriet, Amtsrådsforeningen og Kommunernes Lands­ forening forhandler samlede overenskomster med personalegrupperne. Derfor er det ikke klart, om erhverv med monopol som følge af legal autorisation f'ar mere i løn end erhverv uden. De autoriserede erhvervs monopolstatus kan således blive opvejet af statens, amternes og kommunernes monopsonist-monopoliststatus.

' I

,,

## Konkurrerende monopoliseringsstrategier

få de  facto De  facto-monopolet de facto Erhverv uden legal autorisation kunne tænkes at følge andre monopoliseringsstrategier i deres bestræbelse på at få mere i løn. Der gælder således aftaler om arbejdsdeling i mange dele af den offentlige sektor. For eksempel er det kun lokoførere, der fører DSB's toge, aldrig togførere, og lokoførerne har i en vis forstand monopol på at føre toge. Alligevel er der ikke tale om en legal autorisationsordning. Det på udtørelsen at opgaver inden tor et omrade. Det er eksempelvis tiltædet mea flyveledere. Man kan kun blive flyveleder, hvis man er uddannet til det, hvorfor udøverne af dette erhverv har et monopol på at udføre visse opgaver, selv om selv om man formelt set kan blive udøver af erhvervet uden at have en bestemt uddannelse. Man kan således blive folkeskolelærer uden at være seminarie-udnede. Alt i alt må konkluderes, at der findes en række alternative monopoliseringsstrategier, som er til rådighed for erhverv, der ikke har legal autorisation. Samtidig er der ikke umiddelbart nogen grund til at tro, at disse alternative strategier skulle være dårligere end den legale autorisation. Således er det ikke klart, at aftalebestemte arbejdsdelinger skulle blive respekteret i mindre grad end lovfæstede. Ej heller, at erhverv med sådanne aftaler skulle have mindre held med at forsvare dem.

## Andre  faktorer,  der kan hæve lønnen

få Den postulerede sammenhæng mellem autorisation og løn kan være spuriøs, idet en positiv samvariation kan skyldes en bagvedliggende fælles årsag. Længden af den uddannelse, der kræves af udøverne af et erhverv, kunne tænkes at være en sådan årsag. Det kan nemlig tænkes, at et erhverv har en høj løn, hvis udøverne af erhvervet skal opfylde et krav om en lang uddannelse. For det første, fordi en lang uddannelse kan siges at give udøverne af erhvervet nogle ressourcer, som erhvervene uden denne lange uddannelse ikke er i besiddelse af. Disse ressourcer kunne give forbedrede evner til at gøre lønkrav gældende. For det andet er det ikke en urimelig antagelse, at uddannelseslængden indgår som et element ved lønforhandlinger, idet flere erhvervsgrupper har søgt at gøre lønkrav gældende med henvisning til længden af deres uddannelse, som det for eksempel skete i sygeplejerskehæng mellem uddannelseslængde og løn også af neo-weberianerne (Collins, 1979: 57, 191), der dog tillige forventer en selvstændig effekt af autorisation (jf. ovenfor). Samtidig kan det nemt tænkes, at uddannelseslængde har betydning for, om et erhverv opnår autorisation, idet en vis længde af uddannelsen kunne være en forudsætning for, at staten vil betro erhvervet den særstatus, som autorisationsordningen ifølge den neo-weberianske tradition giver.

Andelen af ledere i et erhverv kan ligeledes tænkes at have en positiv sammenhæng med lønnen. Ledere kan i en vis forstand være sværere at undvære end ikke- ledere, ligesom ledelsesansvar vil kunne indgå som element i lønforhandlinger. Der kan også være en positiv sammenhæng mellem andelen af ledere og tildeling af autorisation, enten fordi lovgiverne ønsker at sikre, at ledelsesansvaret udøves på "tilfredsstillende vis", jf.  Freidsons analyse af tildeling af  autorisationer (Freidson, 200  I: 78, 127), eller fordi autorisation kan betyde, at kun udøvere af erhvervet kan blive ledere inden for det. Både  uddannelseslængde og ledelsesandel inddrages derfor i analysen for at undersøge, om legal autorisation har en selv­ stændig effekt på lønnen.

Konkluderende kan det siges,  at om end en legal autorisation nok giver en monopolstatus, så er det uklart, hvorvidt denne status kan udnyttes til at kontrol­ lere udbudet af arbejdskraft og derfor lønnen. Samtidig er der en god mulighed for, at både konkurrerende monopoliseringsstrategier og andre faktorer end monopo­ ler kan give erhverv uden legal autorisationsordning en højere løn, således at ef­ fekten af legale autorisationsordninger forsvinder. Der er derfor god grund til at afprøve sammenhængen mellem løn og legal autorisation på et empirisk mate­ riale.

Til det formål opstilles en nulhypotese og en alternativhypotese:

ljp-" Legale autorisationsordninger giver ikke en øget løn;

f1 / Legale autorisationsordninger giver en øget løn;

Testen  gennemføres  en-sidet, fordi det  neo-weberianske postulat om øget erhvervs­ løn ved legale autorisationsordninger afprøves - ikke om der måtte være en nega­ tiv effekt.

## Operationalisering

I analysen testes først den bivariate sammenhæng mellem autorisation og løn. Dernæst testes en teoretisk model, hvor løn er afhængig variabel, autorisation er uafhængig variabel, og uddannelseslængde og ledelsesandel indgår som kontrol­ variabler  (  se figur 1  ). I  begge  tilfælde  anvendes  lineær regression  på  et datamateriale, der er indsamlet til formålet, og som dækker hele den relevante population af er­ hverv i den danske offentlige sektor.  Det er valgt at afgrænse populationen til erhverv i den offentlige sektor for at kontrollere for de effekter, der måtte være af forskelle mellem den offentlige og den private sektor. Således synes der at være en række forhold, der betyder, at offentlige og private erhvervs lønninger ikke umid­ delbart kan sammenlignes. Klassifikationen af erhvervene diskuteres i appendiks 1, mens anvendelsen af populationsdata berøres i appendiks 2.

Figur 1. Den teoretiske model

Løn forstås som den gennemsnitlige månedlige indtægt, der gælder for udøvere af et erhverv (  appendiks  1  ). Lønnen er den afhængige variabel i neo-weberianernes tese og derfor også i den teoretiske model til grund for analysen i denne artikel.

Legal autorisation forstås som en autorisationsordning, der  sanktioneres af retsvæsenet, og som giver erhvervets udøvere eneret til at udføre bestemte opga­ ver på baggrund af bevis for en bestået eksamen, hvor uddannelsen eller dele af den er teoretisk. Operationaliseringen af "legal autorisation" er dermed, om det af en lov fremgår, at udøverne af et bestemt erhverv har eneret på at udføre bestemte opgaver, og at denne eneret gives på baggrund af en bestemt eksamen (Freidson, 2001: 32, 78, 128, 132). Lovgivning, der indeholder autorisationsordninger, synes at være det eneste anvendelige og valide mål for legale autorisationsordninger.

Uddannelseslængde opfattes som længden af den teoretiske del af den uddan­ nelse, der kræves af udøverne af et erhverv. Den eventuelle praktiske del af en uddannelse vælges fra i definitionen af uddannelseslængden, fordi det er  den teore­ tiske uddannelse, der giver "formel viden", som ifølge Freidson er afgørende for lønnen (Freidson, 2001:  32).  Operationaliseringen af uddannelseslængde bliver således antal ugers teoretisk/boglig uddannelse, som skal gennemgås, for at den relevante eksamen kan tages.

Ledelsesansvar defineres som en højere ledelsesmæssig stilling. Der kan altså ikke være tale om en mellemlederstilling. Det valg er truffet, fordi der er en meget høj andel af stillinger, der i en eller anden forstand indebærer et ledelsesansvar på mellemlederniveau.  Hvis en for stor andel af medarbejderne i analysen tildeles ledelsesansvar, udvandes begrebet. Mellemledere kan på den måde ses som mel­ lemled uden egentligt ledelsesmæssigt ansvar. Operationaliseringen af ledelsesan­ svar bliver således andelen af udøvere i erhvervet, der  har en højere  ledelsesmæssig stilling. De teoretiske og operationelle definitioner i den teoretiske model kan sam­ menfattes i tabel 1.

Tabel 1. Teoretiske og operationelle definitioner

| Variabel           | Teoretisk definition                                                   | Operationel definition                      |
|--------------------|------------------------------------------------------------------------|---------------------------------------------|
| Løn                | Gennemsnitlig månedlig indtægt                                         | Gennemsnitlig månedsløn                     |
| Legal autorisation | Autorisationsordning på baggrund afeksamen. Sanktioneres afretsvæsenet | Lov, hvorafautorisations­ ordningen fremgår |
| Uddannelseslængde  | Længde afteoretiske del af uddannelse                                  | Antal ugers teoretisk/boglig uddannelse     |
| Ledelsesansvar     | Højere ledelsesmæssig stilling                                         | Andel i erhvervet med ledelsesansvar        |

## Analyse

Først undersøges den bivariate sammenhæng mellem autorisation og gennemsnit­ lig månedsløn, hvorefter sammenhængen kontrolleres for tredjevariabler. De an­ vendte metoder er gennemgået i appendiks 2.

## Bivariat analyse

Den bivariate analyse er lavet som en regression med dummyvariabel og ved brug af t-test for sammenligning af to gennemsnit. Analysen viser, at der er en forskel på den gennemsnitlige månedsløn på 1746,69 kr., svarende til 5,91 pct. af den gennemsnitlige månedsløn for erhverv uden autorisation (se figur 2). Forskellen er dog ikke signifikant på et ex-niveau på 0,05. Der fandtes ingen betydelige forud­ sætnings  brud.

Figur 2. Gennemsnitlig månedsløn for erhverv med og uden autorisation

Note: N=l45.

Kilder: Politikens Hvad Kan Jeg Blive 2002 (200  I); Karnovs Lovsamling på CD­ rom (2002); Økonomistyrelsen (2002); Det Fælleskommunale Løndatakontor (2002).

## Multivariat analyse

Det viser sig, at autorisation ikke er en signifikant prædiktor (  ex = 0,05) for den gennemsnitlige månedsløn. Samtidig leverer den en ubetydelig  andel af  forklarings­ kraften i en model, der forudsiger gennemsnitlig månedsløn, og har autorisation, ledelsesandel,  uddannelseslængde  og et  interaktionsled  mellem uddannelseslængde og ledelsesandel som uafhængige variabler. Begge dele tyder på, at der ikke er en sammenhæng mellem legal autorisation og gennemsnitlig månedsløn.

Spørgsmålet er nu, om det kan konkluderes, at der ikke er forskel på lønnen for erhverv med henholdsvis uden legal autorisation. Værdien af parameterestimatet b af regressionskoefficienten for autorisation  er -448,39, hvorfor erhverv med auto­ risation estimeres til at få 448 kr. mindre i gennemsnitlig månedsløn end erhverv uden autorisation. Det tyder på, at alternativhypotesen ikke kan godtages. Men det følger ikke logisk, at nulhypotesen kan accepteres, da der ud fra p-værdien (0,5928 for estimatet af regressionskoefficienten for legal autorisation) kun kan konkluderes, at sandsynligheden for fejlagtigt at forkaste nulhypotesen er høj, men intet  om,  hvad  sandsynligheden er for fejlagtigt at  undlade at forkaste  nulhypotesen. Om nulhypotesen kan accepteres og om det således er rimeligt at konkludere, at der ikke er sammenhæng mellem legal autorisation og gennemsnitlig månedsløn, vil i det følgende blive diskuteret. Metoderne hertil gennemgås i appendiks 2.

95 pct.-konfidensintervallet for parameterestimatet b afgrænses af værdierne -4214,  18 og 3317,40. Effekten  af legal autorisation  på den  månedlige  gennemsnits­ løn ligger altså med 95 pct. konfidens mellem -4214,  18 kr. og 3317,40 kr., eller numerisk 14,3 pct., henholdsvis 11,2 pct.  af den gennemsnitlige månedsløn for erhverv uden autorisation. Den øvre grænse for den positive effekt er således ikke stor, når den ses i forhold til den gennemsnitlige månedlige  indtjening for erhverv uden autorisation. Samtidig falder værdien O i intervallet.  Det taler for, at  nulhypo­ tesen  accepteres.

Dernæst kan man vurdere, om der på forhånd var stor sandsynlighed for at få en insi\_gnifikant sammenhæng.  Det kan gøres ved at beregne analysens power­ niveau. Beregningen af power-niveauet forudsætter antagelser om den faktiske forskel ES Da den neo-weberianske tese angår en stærk sammenhæng mellem de "afgørende" autorisationsordninger og løn, er det valgt at beregne power for for­ skelle i gennemsnitlige månedslønninger på 5.000, 7.500 og 10.000 kr. (Freidson, 2001: 78, 127). Power fremgår af tabel 2.

Tabel 2. Power-niveauer for tre værdier af den faktiske forskel i månedsløn (ES

|    ESo | Power   |
|--------|---------|
|  5.000 | 0,7756  |
|  7.500 | 0,9677  |
| 10.000 | 0.9961  |

Kilder: Politikens Hvad Kan Jeg Blive 2002 (200  I); Karnovs Lovsamling på CD­ rom (2002); Økonomistyrelsen (2002); Det Fælleskommunale Løndatakontor (2002); Microsoft Excel 2000 (9.0.3821 SR-1  ).

For alle tre værdier af forskellen mellem gennemsnitlige månedslønninger (ES 0 ) ses der at være en ganske høj power. Der var således på forhånd en høj sandsyn­ lighed for afvisning af nulhypotesen, hvis forskellen havde været som i et af de tre eksempler. Det tyder på, at det ikke var analysens egenskaber, der på forhånd ledte til en høj sandsynlighed for, at nulhypotesen ikke kunne afvises. Da estimatet af regressionskoefficientens insignifikante afvigelse fra nulhypotesen derfor ikke sy­ nes at kunne forklares med, at der var for fa enheder i analysen, er argumentet for en accept af nulhypotesen styrket.

Endelig kan man beregne den maksimale værdi af forskellen i autoriserede og ikke-autoriserede erhvervs gennemsnitlige månedsløn, ES 1 , som man er nødt til at power-niveau (ES) 1 0 9 0 ')

<!-- formula-not-decoded -->

Med et power-niveau på 80 pct. og derfor 20 pct. sandsynlighed for at acceptere en falsk nulhypotese kan det altså konkluderes, at den maksimale værdi af forskellen i løn, man er nødt til at acceptere, givet analysens egenskaber og fund, er 1233,50 kr. Det svarer til 4,18 pct. af den gennemsnitlige månedsløn for erhverv uden autorisation. Det taler for en accept af nulhypotesen: at der ikke kan være en betydelig positiv effekt af legal autorisation på erhvervenes gennemsnitlige månedsløn. De færreste vil nemlig vurdere en forskel mellem de to erhvervsgruppers løn på 4,18 pct. som værende af betydning

Uddannelseslængde og et interaktionsled mellem uddannelseslængde og ledelsesandel er signifikante for a = 0,01. Der er ingen alvorlige forudsætningsbrud. Modellen kan sammenfattes i tabel 3. Det fremgår, at der er tale om en model, der forklarer 60 pct. af variationen i erhvervs gennemsnitlige månedslønninger. Det støtter også en accept af nulhypotesen, da der ikke fandtes nogen signifikant effekt af legal autorisation i denne model. Der er fundet en meget signifikant og stærk sammenhæng mellem uddannelseslængde og gennemsnitsløn. Det er ikke overraskende, jf. den teoretiske argumentation for at medtage uddannelseslængde som kontrolvariabel. Uddannelseslængdens effekt på den gennemsnitlige måneds-

En stor del af variationen i gennemsnitlig månedsløn kan imidlertid forklares ud fra de øvrige variabler i den teoretiske model. Modellen i figur 3 fandtes at være signifikant ved forudsigelsen af den gennemsnitlige månedsløn.

Figur 3.

løn interagerer med ledelsesandelens effekt, og interaktionsledet mellem uddannelseslængde og ledelsesandel har en stærk positiv sammenhæng med gennemsnitslønnen. Effekten af uddannelseslængden på den gennemsnitlige månedsløn i et erhverv stiger således, når ledelsesandelen gør det. Det kan skyldes, at et erhverv bliver bedre til at gennemtvinge lønkrav med henvisning til uddannelseslængde, når ledelsesandelen i erhvervet stiger, fordi ressourcerne til at få gennemført lønkrav så også stiger. Når ledelsesandelen samtidig ingen selvstændig effekt har på

'

Tabel 3.

| Variabel                                                    | Standardiseret regressionskoefficient   |
|-------------------------------------------------------------|-----------------------------------------|
| Uddannelseslængde                                           | 0,483***                                |
| Ledelsesandel                                               | 0,124                                   |
| Interaktionsled mellem uddannelses­ længde og ledelsesandel | 0,356***                                |

***

Politikens Hvad Kan Jeg Blive 2002 Karnovs Lovsamling på CD­ rom

den gennemsnitlige månedsløn, kan det skyldes, at man kan være leder på mange lønniveauer - ledende økonomaer tjener ikke det samme som amtsdırektører. Neoweberianernes betoning af teoretisk uddannelse og "formel viden" for erhvervenes løn synes således berettiget. Men staten er ikke afgørende for dette forhold via de lige så betonede legale autorisationsordninger. Populært sagt får ansatte i de undersøgte erhverv godt 65 kr. mere i løn om måneden for hver uges teoretisk uddannelse, de gennemfører. Hvis de samtidig bliver chefer, er tallet noget højere.

## Kausalmekanismerne igen

take-off Med diskussionen oven for af præmisserne for den neo-weberianske tese, er det nu interessant, hvorfor neo-weberianernes hovedtese ikke ser ud til at finde støtte i empirien: Der er ikke en positiv sammenhæng mellem legal autorisation og løn. Det kan enten skyldes, at stat, amter og kommuner har held med at agere som monopsonist. Eller det kan være, fordi andre monopoliseringsstrategier end legal autorisation fungerer lige så godt som legal autorisation. Når flyveledere således får en ganske høj gennemsnitlig månedsløn, skyldes det altså muligvis, at udøvere af dette erhverv har monopol på udførelsen af opgaverne, selvom de ikke har legal autorisation. Det virker samtidig intuitivt klart, at de har dette monopol: Flyveuddannet til det.

kvalitative Endelig kan den manglende selvstændige effekt af legal autorisation på gennemsnitlig månedsløn skyldes, at andre faktorer end monopol ligger bag en eventuel lønforskel. En sammenligning af den bi- og den multivariate analyse tyder på, at denne forklaring er mest afgørende, idet estimatet af regressionskoefficienten for legal autorisation ved kontrol for uddannelseslængde og ledelsesandel bliver negativt. Hvad der måtte være af effekt, forsvinder så at sige helt. Når udøverne af autoriserede erhverv således får lidt mere i løn, skyldes det alene deres længere uddannelse og erhvervets højere ledelsesandel. Endvidere kan uddannelsesvariablen ses som en variabel, der måler muligheden for altemative monopoliseringsstrategier. fordi netop længden skelner de forskellige uddannelser fra hinanden. Med den forståelse identificeres en form for monopoler ved hjælp af uddannelsesvariablen.

Disse monopoler bliver mere eksklusive, jo længere uddannelse der kræves, fordi der så er færre, der kan tilkæmpe sig opgaverne.

## Konklusion

Resultatet af analysen i denne artikel er, at der ikke er nogen effekt af legal autorisation på løn. Spørgsmålet er dernæst, om resultaterne kan generaliseres. Der kan ikke anvendes den sædvanlige form for statistiske tests til at generalisere til en større sammenhæng, idet analysedesignet jo har været en analyse af populationsdata. Man kan anlægge den betragtning, at der godt nok er tale om populationsdata, men at det kun gælder for et bestemt tidspunkt. Det vil så være rimeligt at antage, at resultaterne kan udstrækkes til at gælde nogle år frem i tiden og nogle år tilbage i tiden. Der er nemlig ikke nogen særlig grund til at tro, at forholdene, der

Generalisering i rum er mere problematisk. Resultatet kan relativt enkelt udstrækkes til at gælde samtlige erhverv i den danske offentlige sektor, idet de erhverv, der ikke opfyldte kriterierne for at indgå i populationen, netop var dem, der ikke havde en eksamen, og derfor heller ikke kunne få en autorisationsordning. Derfor vil en autorisationsordning ikke kunne have betydning for disse erhverv som selvstændig gruppe betragtet. Det er derimod ikke umiddelbart muligt at generalisere til alle erhverv i Danmark, altså at udstrække analysens resultat til også at gælde den private sektor. Analysen blev netop afgrænset til erhverv i den offentlige sektor for at holde effekterne af specielle institutionelle forhold i den offentlige sektor konstante. Ligeledes kan generaliseringer til andre lande end Danmark være problematiske, idet det kan være, at man i andre lande bevidst favoriserer erhverv med legale autorisationer. Udenlandske erhverv kan også tænkes at være bedre til eller have bedre mulighed for at udnytte den særstatus på arbejdsmarkedet, som neo-weberiansk professionssociologi taler om.

behandles i artiklen, ændres i løbet af få år.

Relevansen af analysens resultater ligger for det første i, at den fundne model forklarer en stor del af variationen i gennemsnitlig månedsløn med variation i længden af den teoretiske uddannelse og ledelsesandel. For det andet må resultaterne ses som en falsifikation af neo-weberianernes generelle hypotese om, at der er en positiv sammenhæng mellem legal autorisation og løn. Det skyldes tilsyneladende, at især uddannelseslængden fjerner effekten af legal autorisation. Men det kan også skyldes, at monopolet ikke kan udnyttes effektivt, fordi købersiden domineres af én aktør - stat, amter og kommuner. Eller det kan skyldes, at andre monopoliseringsstrategier er lige så effektive. Sådanne monopoliseringsstrategier kan igen tænkes at hænge tæt sammen med uddannelseslængden. Under alle omstændigheder må artiklens resultater tages som en afvisning af den neo-weberianske påstand om en positiv sammenhæng mellem legal autorisation og løn.

## Appendiks 1: Teknisk appendiks

Afgrænsning af  den relevante population

Den relevante population er alle erhverv i den danske offentlige sektor med mulighed for at få legal autorisation. Det er valgt ikke at gennemføre analysen på individ- niveau, fordi det er erhvervene som grupper af individer, der ifølge Freidson og Collins kan opnå mere i løn gennem autorisation.

Første kriterium for at indgå i populationen af erhverv er, at udøverne af er­ hvervet skal have en eksamen, som det kan lade sig gøre at dumpe til, og som er taget på baggrund af en tillært teoretisk viden (Freidsons "formelle viden"). Kun erhverv, hvor der fandtes .en sikker viden om en sådan eksamen, indgår i analysen. Derved er det søgt undgået, at begrebet bliver udvandet og usikkert. Kriteriet er valgt, fordi et sådant eksamenskrav til udøverne af et erhverv er en betingelse for, at erhvervet har en teoretisk mulighed for at få en autorisationsordning, sådan som begrebet er defineret i denne artikel.  Det andet kriterium, der er valgt  til at af­ grænse populationen af erhverv er, at udøverne skal være ansat i den offentlige

sektor for derved at holde en række institutionelle forhold konstante.

Alle danske erhverv, der opfylder de nævnte kriterier, er medtaget i data. Der er således tale om en populationsanalyse, hvori der indgår 145 erhverv.  14 af disse har en  autorisationsordning, nemlig landinspektører, ergoterapeuter,  fodterapeuter, tandteknikere, jordemødre, læger, tandlæger, kliniske diætister, sygeplejersker, tandplejere, dommere, dyrlæger og læger ved højere uddannelsesinstitutioner (som .har en anden uddannelse end andre læger). En stor del af de autoriserede erhverv er således erhverv i sundhedssektoren. I forbindelse med regressionsanalysen kan det være et problem, at der kun er 14 enheder med autorisationsordning, idet de

statistiske tests så bliver mere usikre. På den anden side kan det ikke være ander­ ledes, det kan ikke "gøres bedre", da der jo er tale om populationsdata. Gennemfø­ relsen af statistiske tests på populationsdata diskuteres i øvrigt i appendiks 2.

## Datas kvalitet

Løndata er hentet ved brug af Økonomistyrelsens (2002) og Det Fælleskommu­ nale Løndatakontors (2002) hjemmesider. Lønbegrebet, der anvendes af begge kilder, er udbetalt løn plus alle tillæg. Det sikrer imod den bias, der kan opstå ved systematisk skæv fordeling af tillæg. Den gennemsnitlige månedsløn er valgt frem for medianen af månedslønnen, fordi det netop er den samlede formåen af et er­ hvervs udøvere, der ønskes målt, og ikke hvad en "typisk" udøver af et bestemt erhverv tjener. Løndata er også anvendt til at bestemme ledelsesandelen af erhver­ vene, idet ledelsesansvar fremgår af stillingskategorieme. I det omfang ledelses­ ansvar ikke fremgår af  stillingskategorieme, er denne målemetode naturligvis ikke helt præcis. Intet tyder imidlertid på, at en stor del af stillingskategorieme fejlag­ tigt er blevet placeret som ikke-ledende.

Karnovs lovsam/ing på CD-rom (2002) er anvendt til at identificere de er­ hverv, der har en legal autorisationsordning. Identifikationen er sket ved for det første at  lave et  opslag i stikordsregisteret under autorisation og for det  andet at  slå erhvervsgrupperne op for sig. Herved er de enkelte love  fundet, og hvor loven opfylder kravene til legal autorisation, klassificeres erhvervet i analysen som ha­ vende legal autorisation. Denne metode i to led  er med til at mindske bias, ligesom den også giver en høj reliabilitet.

DUEL fra Rådet for Uddannelses- og Erhvervsvejledning (2000) samt Politik­ ens Hvad Kan Jeg Blive 2002 (2001) er anvendt til at finde frem til uddannelses- længden for erhvervene. Uddannelseslængden er omregnet til antal uger. Omregningen til antal uger kan give problemer for reliabiliteten af dataene for uddannelseslængde. Unøjagtighederne er dog søgt minimeret ved at benytte omregningskoefficienter, der tager højde for forberedelsestid.

Klassifikationen de originale data splittet op på flere forskellige stillingskategorier - det kan for eksempel være tilfældet, når et erhverv både har udøvere med og udøvere uden ledelsesansvar. For at undgå et kunstigt højt antal frihedsgrader er stillingskategorier med samme navn og uddannelseslængde blevet slået sammen til samme enhed i analysen med et vægtet gennemsnit af gennemsnitslønninger og ledelsesandel, hvor antallet af årsværk er brugt som vægt.

## Appendiks 2: Metodisk appendiks

Regressionsanalyse på populationsdata

Det anvendte analysedesign er en populationsanalyse, og signifikanstests er derfor ikke strengt nødvendige. De kan dog stadig anvendes meningsfuldt til at fastslå, om det observerede estimat er et godt gæt på parametrets værdi, i dette tilfælde variere tilfældigt om parametrets værdi (Thomsen, 1997: 3-4). Signifikanstests kan foretages i nærværende analyse, idet der for det første ikke er noget bortfald, som ville kunne give en skævvridning, der ikke kan tages højde for i signifikans-

regressionskoefficientens værdi. Estimatet på regressionskoefficienten antages at testen. For det andet er det rimeligt at behandle en del af variationen i gennemsnitlig månedsløn som tilfældig (Thomsen, 1997: 1-2).

## Metode til test af  nu/hypotesen

forkaste en sand nulhypotese (dvs. lave en Type I-fejl). Denne sandsynlighed stiger, jo tættere parameterestimatet er på nul. Men sandsynligheden for at begå Type I-fejl siger ikke noget om, hvorvidt nulhypotesen rent faktisk er sand. Sandsynligheden for fejlagtigt at undlade at forkaste nulhypotesen (dvs. begå en Type Il-fejl) er således ikke logisk indeholdt i signifikanstesten (Julnes og Mohr, 1989: 641). Ud fra et strengt popperiansk synspunkt kan det derfor heller ikke lade sig gøre at bevise nulhypotesen, kun at afvise den. En høj sandsynlighed for at begå Type Ifejl kunne for eksempel skyldes, at der indgik et lille antal enheder i analysen, hvorfor insignifikans kunne henføres til undersøgelsens egenskaber, snarere end at nulhypotesen var sand (Popper, 1995: 27-34; Yeaton og Sechrest, 1986: 838-842).

Alligevel findes en række redskaber, der kan bruges til at vurdere, om det er rimeligt at "acceptere" nulhypotesen, når et parameterestimat ikke afviger signifikant fra nul. Julnes og Mohr foreslår som en første strategi, at man "accepterer" nulhypotesen, hvis p-værdien er over et højt, men også arbitrært a-niveau, for eksempel 25 pct. ved ensidede tests (Julnes og Mohr, 1989: 641-642). Metoden gør dog ikke noget for at løse det principielle problem, at en høj sandsynlighed for Type I-fejl ikke er det samme som en lav sandsynlighed for Type Il-fejl - den fejlagtige undladelse af forkastelse af nulhypotesen. Som en anden strategi fore- It

:

slår Julnes og Mohr beregning af konfidensintervaller for parameterestimaterne, som så anvendes til at konkludere, om man kan tale om en ubetydelig effekt af den uafhængige på den afhængige variabel (Julnes og Mohr, 1989: 642-644).

Power En tredje strategi er anvendelse af power-analyse til at fastslå sandsynligheden for at finde en insignifikant sammenhæng mellem to variabler i en given analyse.

power =

på forhånd power power, power, power probabi/istisk 4), Med noyer-hedese kan man derfor vsree, ons detlr apoteye( egenkabe, Sechrest, 1986: 842; Cohen, 1988: 4, 16). Således foreslår Cohen og Cohen (1983: har en insignifikant sammenhæng med den afhængige variabel. Hvis testen, der ville vise en insignifikant effekt af den uafhængige variabel, hvorfor det er problematisk at skille den ud af modellen (Cohen, 1988: 437). Hvis testen derimod har

Power power 0 forhånd for at få et insignifikant resultat af en sammenhæng, måles præcisionen af analysen ved standardfejlen af estimatet af regressionskoefficienten (Thomas ,1997: 277). Det antages nu, at grafen for nulhypotesens sandsynlighedsfordeling og grafen for alternativhypotesens sandsynlighedsfordeling kan tegnes som graferne for de

Power For givet a-niveau og standardafvigelse af estimatet b af regressionskoefficinten b kan beregnes en kritisk værdi c, der afgrænser de værdier af b, der leder til en forkastelse af nulhypotesen (værdier til højre for c). Hvis den faktiske værdi af b i populationen er ES ayb les dias. sandsynligh ern for, an banede fnr ikral m fodre e en) giset ved arealet under grafen for sandsynlighedsfordelingen for alternativhypotesen til venstre for c (det lysegrå areal). De to sandsynlighedsfordelinger antages at kunne estimeres ved t-fordelingen, hvorved det lysegrå areal kan findes for t = (c- ES,)/ SE, hvor SE er standardfejlen på b, idet (c - ES,/SE er den standardiserede afstand fra c til ES den for, at b antager en værdi større end c (Goldman og Weinberg, 1985: 378-385; Anderson, Sweeny og Williams, 1981: 240-243).

Figur 4. Nulhypotesens og alternativhypotesens sandsynlighedsfordelinger

Note: c =kritisk værdi; ES =  værdien af effektstørrelsen.

a-niveauet er valgt til 0,05, og der er 14 erhverv med i analysen. Sandsynligheds­ fordelingerne estimeres derfor ved hjælp af t-fordelingen med n  -(k+  1) = 9 friheds­ grader,  hvor k = 4 uafhængige  variabler. Standardfej  len  på estimatet af regressions­ koefficienten for legal autorisation er 1904,  7  49. Derfor er den kritiske værdi c = � ,Q .,Qs * 1904,749 =  1,833 * 1904,749 = 3491,405 (Annitage, Berry og Matthews, 2UU2:  748). Så er power = 1 - P(t&lt;((c - ES 0 )/SE)) = P(t&lt;((3491,405 - ES 0 )/ 1904,749).

Da man ikke på forhånd kan vide, hvad effektstørrelsen er i populationen, må den anslås. Det kan gøres med henvisning til teori på området, med standardise­ rede effektstørrelsemål eller  ved at  antage, at  effektstørrelsen er lig parameter­ estimatet (Cohen og Cohen, 1983: 160-161; Cohen, 1988: 412-414; Thomas, 1997: 277). Standardiserede effektstørrelsemål, som de gives af Cohen (1988: 412-414), kan passe dårligt til sammenhængen, netop fordi de er standardiserede (Lenth, 2000:  2). Endvidere fører en antagelse om, at effektstørrelsen er lig parameter­ estimatet ikke til ny infonnation, efter at der er foretaget signifikanstest (Lenth, 2000: 3-4; Hoenig og Heisey, 2001: 19-21). Analysen er derfor gennemført med henvisning til den neo-weberianske tese om en positiv sammenhæng mellem le­ gale autorisationsordninger og gennemsnitlig månedsløn.

Som en sidste strategi til "accept" af nulhypotesen, når parameterestimatet af­ viger insignifikant fra nulhypotesen, anvendes i artiklen en beregning af, hvor stor en værdi af effektstørrelsen, ES 1 , man maksimalt er nødt til at acceptere, givet et power-niveau på 80 pct., analysens egenskaber og analysens fund. Det vurderes så, om værdien af ES kan siges at være ubetydelig, sådan som det  foreslås af Julnes og Mohr (1989: 649). ES beregnes, når værdien af c vælges til at være lig værdien b 0 af parameterestimatet b (se figur 5). Parameterestimatet b 0 bliver den værdi, der afgrænser regionen med de værdier af b, der leder til en forkastelse af nulhypotesen (værdier, der falder til højre for b o., i figur 5) (Julnes og Mohr, 1989: 650). Som ovenfor anvendes t-fordelingen, og t.S vil være givet ved summen af parameterestimatet b 0 og produktet mellem t-værdien for 20-pct.-halen og standard­ fejlen af parameterestimatet, fordi dette produkt giver afstanden mellem b 0 og ES 1

power 0 Figur 5. Nulhypotesens og alternativhypotesens sandsynlighedsfordelinger, når

Note:  ES = den maksimale  effekstørrelse,  der  må  accepteres; b = værdien af parameterestimatet  b; tv . o.i =  t-værdien for 20-pct.-halen med v frihedsgrader; SE = standardfejlen afb.

power-niveau (Julnes og Mohr, 1989: 649-651; Cohen 1988: 15; Cohen og Cohen, 1983: 61).

= = 9 0 2 = 1 1 ·.:.... 0 9 · 0 \_ 2 Da der er 14 erhverv med autorisation i analysen, og da det er effekten af auto-

## Noter

- I. Jeg vil gerne rette en stor tak til Lotte Bøgh Andersen, uden hvem denne artikel ikke havde fandtes.
2. Retfærdigvis skal det dog bemærkes, at Freidson sidst i sin nyeste bog undsiger nogle af de neo­ weberianske argumenter (200 I: 204-207, 218  ).

## Litteratur

- Anderson, David R  .· Dennis J. Sweeny and Thomas A. Williams (  1981  ). Introduet  ion to statistics -an app/ication approach, St. Paul, MN: West Publishing Company.
- Annitage, Peter, Geoffrey Berry and J.N.S. Matthews (2002). Statistical Methods in Medical Re­ search, 4th ed., Oxford: Blackwell Science Ltd.

Cohen, Jacob (  1988  ). Statistical Power Ana�vsis For the Beha1:ioral Sciences, 2nd ed., Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum Associates, Publishers.

Cohen, Jacob and Patricia Cohen (  1983  ). Applied Multiple Regression/Correlation Ana(vsis  for the Beha\·ioral Sciences, 2nd ed  .. Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum Associates, Publishers. Collins, Randall (  1979). The Credential Socief)', London: Academic Press.

- Professions in Theory and History-Rethinking the Study of the Professions,
- Det Fælleskommunale Løndatakontor (2002). Løndata www.f-ld.dk/lopaks/rapportbestilling/lønspredning, 02.04.2002.
- Microeconomics, Book Company.
- Professionalism The Third Logic,
- Statistics, An Introduction, NJ: Prentice-Hall.
- The American Statistician, Hoenig, John M. and Dennis M. Heisey (2001) "The Abuse of Power: The Pervasive Fallacy of
- Barrierer for mere effektiv arbejdstilrettelæggelse på sygehusene, ges opgaven), København: Indenrigsministeriet.
- Evaluation Review, Julnes, George and Lawrence B. Mohr (1989). "Analysis of No-Difference Findings In Evaluation

Karnovs Lovsamling på CD-rom

- Lenth, Russel V. (2000). "Two Sample-Size Practices That I Don't Recommend", paper med kommentarer givet ved paneldiskussion ved the 2000 Joint Statistical Metings in Indianapolis, Iowa City, Iowa: University of Iowa, Department of Statistics.
- The Sociolo gy of the Professions,
- Politikens Hvad Kan Jeg Blive 2002
- The Logic of Scientific Discovery,
- DUEL-Dansk Uddannelses og Erhvervs Leksikon, Esther Woge Nielsen og Søren Rehteld (red.). 2 bind. København.
- Conservation Biology, 276-280.
- Thomse, Snus instier for bas kundskab, Adachu Universitantes i ikesikrovesiuationer",.
- Makt og Byråkrati centrale verker av  'byråkratiteoriens far 'og den betyde­ ligste samfundsforsker i nyere tid,
- Evaluation Review, Yeaton, William H. and Lee Sechrest (1986). "Use and Misuse of No-Difference Findings In
- Økonomistyrelsen (2002). Løndata www.oes-cs.dk/publikationer/lstatistik/2001/indhold.html, 24.04.2002 med tilhørende links.