Közgazdasági Szemle, XLII. évf., 1995. 4. sz. (325-357. o.)

KÖLLŐ JÁNOS-NAGY GYULA

Köllő János az MTA Közgazdaságtudományi Intézetének tudományos főmunkatársa.
Nagy Gyula a Budapesti Közgazdaságtudományi Egyetem Emberi erőforrások tanszékének tudományos munkatársa.

Bérek a munkanélküliség előtt és után


A magyarországi munkanélküliség nagyságáról rendszeres statisztikák, várható időtartamáról néhány kutatási beszámoló alapján többé­kevésbé pontos képet alkothatunk. Sokkal kevesebbet tudunk arról, hogy a munkanélküliség milyen anyagi következményekkel jár az érintettek számára. Mit veszítenek a munkanélkülivé válással, és mit nyerhetnek az állásba lépéssel? A cikk anyagául szolgáló 1994. áprilisi adatfelvétel bemutatása után az elemzés három kérdésre kíván választ adni: 1. Miért kirívóan alacsonyak a munkanélkülivé válók bérei, és hogyan alakult az elmúlt években e csoport kereseti hátránya a foglalkoztatottak átlagához képest? 2. Milyen tényezők befolyásolják a (segélyezett) munkanélküliek elhelyezkedésének valószínűségét, és hogyan befolyásolja ez a szelekció a munkanélküliség utáni béreket? 3. Hogyan viszonyulnak az elhelyezkedők bérei a foglalkoztatottakéhoz, illetve saját korábbi kereseteikhez?*
A magyarországi munkanélküliség nagyságáról rendszeres statisztikák, várható időtartamáról néhány kutatási beszámoló alapján többé­kevésbé pontos képet alkothatunk. Sokkal kevesebbet tudunk arról, hogy a munkanélküliség milyen anyagi következményekkel jár az érintettek számára. Mit veszítenek a munkanélkülivé válással és mit nyerhetnek az állásba lépéssel?

Ami a kérdés első felét illeti, tudjuk, hogy az újonnan munkanélkülivé válók több mint háromnegyedét kitevő segélyezettek esetében ellentmondás feszül a magas kompenzációs hányad és a segélyek alacsony abszolút színvonala között: az átlagos munkanélküli rövid távon viszonylag keveset veszít saját korábbi béréhez képest, miközben segélye a létminimum­jövedelem mintegy 70 százalékát1 teszi ki. Az ellentmondás okát elsősorban az alacsony állásvesztés előtti bérekben kell keresni, ennek megfelelően tanulmányunkban - mellőzve a segélyek eloszlására vonatkozó részletesebb elemzést - a kereseti lemaradás mértékét és feltételezhető okait fogjuk elemezni.

Az elhelyezkedés esetén remélhető haszonról jóval kevesebbet tudunk: GALASI [1994] kis mintára vonatkozó elemzése az egyetlen hazai forrás. Márpedig a rendszeresen hozzáférhető - a foglalkoztatottakra vonatkozó - statisztikák e téren semmiképp sem pótolhatják a közvetlen megfigyelést, mert a kifizetett és a munkát keresőknek ajánlott bérek jelentősen különbözhetnek. A munkanélküliek korábbi béréről rendelkezésre álló adatok (például MICKLEWRIGHT-NAGY [1994a]) sem adnak megfelelő eligazítást, hiszen az új bérek számos okból eltérhetnek a munkanélküliség előttiektől. Egyrészt, az állásvesztés előtti bér tartalmazhatja a vállalattal, a munkakörrel kapcsolatos speciális ismeretek és jártasságok hozamát. A legtöbb munkanélküli nem reménykedhet abban, hogy ezeket a volt munkahelyéhez kötődő készségeket az új munkáltatóval hiánytalanul elismerheti. Másrészt, az egyes dolgozók közötti termelékenységbeli különbségeket (eltérő szorgalom, szociabilitás, hűség a vállalathoz) a munkáltatók idővel megismerik, s a bérekben érvényre juttatják. Az új munkáltatók viszont nem ismerik leendő alkalmazottaik termelékenységét, tökéletlen informáltságuk miatt az ajánlati bérek nem tükrözik a korábbi béreket befolyásoló egyéni hozamokat, ezért a korábban jutalmazottak átmenetileg veszíthetnek, a korábban büntetéssel sújtottak pedig - legalább átmenetileg - nyerhetnek. Végül, a vállalatok kiaknázhatják a munkanélküliek szorult helyzetét, és alacsonyabb bérek mellett kívánhatják foglalkoztatni őket. A munkanélküliség előtti és utáni bérek eloszlásának különbségére számos empirikus elemzés (például EHRENBERG-OAXACA [1976], NICKELL [1982], GARCIA-STERN [1989]) rámutatott.

Sajnos, az elhelyezkedés utáni bérek megfigyelése sem ad közvetlen választ minden minket érdeklő kérdésre. Ahhoz, hogy a foglalkoztatást mint a munkanélküliséggel szembeni alternatívát elemezzük, a munkanélkülieknek felajánlott béreket kellene ismernünk. A gyakorlatban erre nemigen van lehetőség, kutatásunkban is csak az elhelyezkedők béreit tudtuk megfigyelni, olyan munkásokét, akik kaptak állásajánlatokat, és ezekből egyet - kedvezőnek találván - el is fogadtak. A kereseti lehetőségeket az így megfigyelt bérek torzítva tükrözik, amennyiben igaz, hogy az álláskeresők csak akkor fogadnak el egy­egy ajánlatot, ha a kínált bér elér egy bizonyos küszöböt, a rezervációs bért.2 Az elhelyezkedők bérei segítségével csak az így kiválogatódott bérajánlatokról jutunk információhoz. A statisztikai probléma abban áll, hogy egy feltételes eloszlásból kell következtetni a feltétel nélküli eloszlásra, az újraelhelyezkedésre - mint a bérajánlatok megfigyelésének feltételére - vonatkozó információk felhasználásával. A rezervációs bérek eltéréseiből adódó szelekciós torzítás kiszűrésére a későbbiekben kísérletet teszünk.

További - ki nem szűrhető - torzítás forrása lehet, hogy az álláskeresés intenzitásáról semmilyen információval sem rendelkezünk. Még a szelekciós hatás kiszűrésével becsült "bérajánlatok" is túlságosan kedvező képet festhetnek a kereseti lehetőségekről, ha a várható alacsony bérek miatt a munkanélküliek egy része teljes mértékben feladja az álláskeresést. Ilyen esetben a vizsgálódás csak az elhelyezkedés hiányát regisztrálhatja, de rejtve marad, hogy ennek okát végső soron a kedvezőtlen bérajánlatokban kell keresni. Valószínű, hogy az itt vizsgált, segélyezett munkanélküliek kereseti lehetőségeinek elemzésekor ez nem vezet súlyos torzításhoz, a munkanélküliek más csoportjai - tartós munkanélküliek, "reményvesztett (vagy passzív)" munkanélküliek esetében azonban feltétlenül számolni kellene vele.3

A munkanélküliséggel együtt járó jövedelmi veszteségeket és nyereségeket a legmegbízhatóbban egy­egy kohorsz követésével lehetne vizsgálni, ahol meg tudnánk figyelni az érintett csoport jövedelmének alakulását a munkanélküliség időszakában, valamint az elhelyezkedés után. Ehhez azonban - a magyarországi elhelyezkedési ütem mellett - igen hosszú időre lenne szükség. Úgy gondoljuk, ilyen helyzetben megéri vállalni a statikus elemzés elkerülhetetlen bizonytalanságait és korlátozott magyarázó erejét.

Az adatok

Elemzésünk a foglalkoztatottak és a (segélyezett) munkanélküliek állományainak, valamint állományközi áramlásainak egyidejű megfigyelésén alapul. Az adatgyűjtésről az 1. ábra ad áttekintést. 1994 áprilisában kérdőívet vettünk fel minden regisztrált munkanélkülivé vált foglalkoztatottal, valamint a segélyrendszerből elhelyezkedő összes munkanélkülivel.4 A kérdőívek információit kiegészítettük olyan adatokkal, amelyek a megkérdezettekről a munkaügyi kirendeltségek számítógépes nyilvántartásában szerepeltek. Ezen kívül egy 10 százalékos mintát is kiválasztottunk a segélyezett munkanélküliek állományából. A foglalkoztatottakra vonatkozó adataink a Magyar háztartáspanel harmadik hullámából származnak, melynek kérdezése vizsgálatunkkal egy időben történt. (A felvétel leírását lásd részletesen BKE-TÁRKI-KSH [1994].)

Hangsúlyozni kell, hogy adataink az állásból a munkanélküli­regiszterbe lépőkre és a segélyrendszerből elhelyezkedőkre korlátozódnak. Kérdés, hogy ez milyen arányát jelenti a foglalkoztatottak és a munkanélküliek állományai között zajló áramlásoknak.

A beáramlás oldalán megfigyelésünk a regisztrált munkanélküliek közé belépőkre vonatkozóan teljes körű. Arról, hogy ez mekkora részét teszi ki a munkakeresés kritériuma alapján definiált (ILO­) munkanélküliségbe történő belépéseknek, nincs közvetlen információnk. Annyit tudunk, hogy 1993­ban az "ILO­munkanélküliek" állományának átlagosan 72 százaléka volt regisztrálva (KSH [1994]). A belépők között azonban ennél minden bizonnyal jóval magasabb a regisztráltak aránya, hiszen az állományban jelentős számban találhatók hosszabb ideje munkanélküliek, akik már nem jogosultak munkanélküli ellátásra és ezért kevésbé érdekeltek a regisztráció fenntartásában. Az egyik oldalon tehát a belépési események összességét (regisztrált munkanélküliségbe lépés), illetve legalább háromnegyedét (ILO­munkanélküliségbe lépés) meg tudtuk figyelni.

A kiáramlásból csak a segélyezettek közül állásba lépőket figyeltük meg. MICKLEWRIGHT-NAGY [1994b] alapján arra következtethetünk, hogy a magyar munkanélküliek kisebbsége - aligha több mint 40 százaléka - talál állást a segélyjogosultsági időn belül. Ugyanakkor adatfelvételünk az állásba lépési eseményeknek ennél nagyobb hányadára terjed ki. CSABA [1994] szerint 1993­ban az ILO­munkanélkülieknek havonta mintegy 4 százaléka vált foglalkoztatottá. Ez az akkori munkanélküli­állomány mellett körülbelül havi 20 ezer főt jelentett. A segélyrendszerből havonta átlagosan mintegy 15 ezer fő helyezkedett el. Ha azt feltételezzük, hogy a segélyezettek közül csak azok helyezkedtek el, akik a munkaerő­felmérésben is munkanélkülinek számítottak (munkát kerestek), akkor az állásba lépő munkanélküliek háromnegyedét figyelhettük meg. Azt feltételezve, hogy a segélyezettek között a munkát keresők és nem keresők elhelyezkedési esélye azonos volt, alsó becslést kapunk a megfigyelési arányra. Így számolva, a munkába lépő segélyezettek közül csak kétharmad (átlagosan a 15 ezerből 10 ezer) tartozik a KSH által megfigyelt körbe, egyharmaduk pedig olyan elhelyezkedő, aki nem szerepel a munkaerő­felmérésben. E feltevés mellett az összes elhelyezkedő számát átlagosan 25 ezerre tehetjük, akik közül 15 ezer, azaz 60 százalék kerül ki a segélyrendszerből. (Csökkenti viszont ehhez képest a megfigyelési arányt, ha számolunk azokkal az elhelyezkedő regisztrált munkanélküliekkel is, akik nem kerestek munkát és nem is kaptak segélyt. E csoport létszámáról nincs információnk.) Összességében azt mondhatjuk, hogy 1993­ban a segélyrendszerből elhelyezkedők az összes állásba lépő munkanélküli több mint felét de legfeljebb háromnegyedét adták, és a felső érték valószínűbbnek tűnik.

A munkanélküliség előtti bérekről többféle adat áll rendelkezésünkre: ismerjük a kérdezettek keresetét a munkanélkülivé válást megelőző négy negyedévben illetve az utolsó munkahelyen (ezek a segély megállapításához használt hivatalos adatok), valamint az utolsó munkában töltött hónapban (ezt a kérdőívben kérdeztük meg). A három forrás összevetésével viszonylag megbízható képet alkothatunk a munkanélküliség előtti munkahelyi jövedelmekről. A munkanélküliség utáni keresetről csupán egyetlen, kérdőívből származó adat áll rendelkezésünkre, s ez is óhatatlanul bizonytalan, hiszen a kérdőív tipikus esetben az első fizetés felvétele előtt készült. Mégsem az esetleges pontatlanságot tartjuk a legsúlyosabb problémának - ennek a kérdés megfelelő megfogalmazásával igyekeztünk elébe menni -, hanem azt, hogy az elhelyezkedők csupán a munkanélküliséget közvetlenül követő időszak kereseti lehetőségeiről adhattak számot. Lehetséges, hogy az esetek egy részében az elhelyezkedők bérpozíciója később változik, és a munkába lépést közvetlenül követő időszak a jövedelmi veszteség szempontjából csupán a munkanélküliség sajátos meghosszabbításaként fogható fel.

Bérek a munkanélküliség előtt

A munkanélkülivé válók bére a foglalkoztatottakéhoz viszonyítva

Kiindulópontunk az 1. táblázat, mely szerint az 1994 márciusában a munkanélkülivé válók keresete a foglalkoztatottakénak 59-60 százalékára rúgott.

A munkanélkülivé válók átlagosnál alacsonyabb bére részben azzal magyarázható, hogy viszonylag alacsony képzettségűek, illetőleg összetételük más tekintetben is eltér a foglalkoztatottakétól. Az összetételhatás mértéke, legalábbis ami néhány alapvető fontosságú változó befolyását illeti, megragadható a két minta összetételének és belső bérarányainak összehasonlításával. Ehhez először megbecsüljük a foglalkoztatottak 1994. március havi bruttó keresetét a Háztartáspanel­felvétel adatai alapján.

A havi keresetek regressziós becsléséhez a munkaidő, a nem, az életkor, az iskolázottság és a lakóhely változóit használtuk. (A középiskolai végzettségűek esetében különbséget tettünk a fizikai és szellemi munkakörben dolgozók között is.) Megkülönböztettük továbbá a munkáltatók különféle csoportjait: az állami vállalatokat, szövetkezeteket, vegyes tulajdonú társaságokat, magántulajdonú társaságokat, magánvállalatokat, illetve azokat a gazdasági társaságokat, melyek tulajdoni hovatartozását a kérdezettek nem tudták megjelölni (azokat a kérdezetteket, akik nem tudták, melyik kategóriába tartozik a munkáltatójuk, vagy inkonzisztens választ adtak, külön csoportba soroltuk)5. Ágazati változókat a vállalati típusokkal mutatkozó esetenként szoros korreláció miatt nem alkalmaztunk. Mivel a függvény nyilvánvalóan nem alkalmas a kiugróan magas keresetek nagyságának becslésére, négy magas keresetű személyt (akik bruttó keresete 150 ezer forint felett volt) kihagytunk a mintából. A minta 0,32 százalékának elhagyásával az átlagos kereset 28 919 forintra csökkent. A részletes eredmények az F1. és F2. táblázatban láthatók a függelékben (F­fel a továbbiakban a függelék táblázatait jelöljük).

Második lépésben megbecsültük, mekkora béreket várnánk egy olyan foglalkoztatotti mintában, melynek összetétele azonos a munkanélkülivé válókéval (akiket az U indexszel különböztetünk meg). Itt sem vettük figyelembe a 150 ezer forint fölött keresőket, akik a minta 0,08 százalékát adták. Ennek következtében az átlagkereset 18 011 forintra csökkent.

A (2) függvénnyel becsült keresetek átlaga 24 252 forint: ekkora lenne a munkanélkülivé válók állásvesztés előtti átlagos keresete életkoruk, iskolázottságuk, és egyéb, a becslőfüggvényben figyelembe vett jellemzőik alapján, ha a foglalkoztatottak és az elbocsátottak keresetének várható értéke az egyes csoportokon belül nem különbözne. A tényleges kereset ezzel szemben mindössze 17 648 forint. A teljes kereseti lemaradás 40 százalék, amiből 2 százalékot magyaráz a legalább havi 150 ezer forintot keresők alacsonyabb aránya és 15 százalékot a legalapvetőbb munkapiaci jellemzőkben mutatkozó különbségek. A teljes lemaradás nagyobb része (23 százalék) abból adódik, hogy az állásukat elvesztők az egyes iskolázottsági, életkori stb. csoportokon belül is rosszabbul keresnek.

Pontosabb képet kapunk, ha az (3) képlet szerint változónként tényezőire bontjuk a teljes kereseti különbséget. (W a bér, az F és U indexek utalnak a foglalkoztatottakra, illetve a munkanélkülivé válókra, X valamely magyarázó változót jelöl, pedig regressziós együtthatót. A változókra és esetekre utaló indexeket elhagytuk.)

Az utolsó felbontás első tagja a regressziós konstansok közötti különbség, ami esetünkben az általános iskolát végzett, 20-29 éves, vidéki, állami vállalatnál teljes munkaidőben dolgozó férfi foglalkoztatottak, illetve munkanélkülivé válók közötti kereseti különbséget mutatja. A második tag az egyes személyes tulajdonságokhoz tartozó hozamok eltérésének hatását mutatja, a harmadik tag pedig a két minta eltérő összetételéből fakadó hatást. A felbontás eredményei a 2. táblázatban láthatók. (A felbontáshoz a keresetek lineáris becslését használtunk, a részletes eredmények az F2. táblázatban találhatók). A pozitív értékek arra utalnak, hogy az adott tényező a kereseti különbséget növeli, és viszont.

A munkanélkülivé válók keresete bármely itt figyelembe vett tényezőkombináció esetén várhatóan 3028 forinttal alacsonyabb annál az értéknél, amit a foglalkoztatottak teljes körében tapasztalunk, ezt mutatja a regressziós konstansok közötti különbség. Tetemes, közel ötezer forintos lemaradás származik az elbocsátottak kedvezőtlen iskolázottság szerinti összetételéből - túlnyomó részben azért, mert csupán 3 százalékuk rendelkezik felsőfokú végzettséggel, szemben a foglalkoztatottak körében mért 18 százalékkal. Ugyancsak jelentékeny az iskolázottság szerinti bérarányok eltérése a két mintában: a munkanélkülivé váló szakképzett munkások és értelmiségiek bérelőnye sokkal kisebb az általános iskolát végzettekhez képest, mint amit a foglalkoztatottak körében tapasztalunk. Ez arra utal, hogy a jól kereső szakmunkások és a jól kereső értelmiségiek igen kis számban válnak munkanélkülivé. Az általános iskolát el nem végzettek esetében az elbocsátottak bére a magasabb, ami minden bizonnyal azzal függ össze, hogy e csoporton belül a nehéz testi munkát végző és ezáltal jobban kereső munkások (kocsikísérők, rakodók stb.) az átlagosnál gyakrabban válnak munkanélkülivé. Mintegy kétezer forint bérhátrányt eredményeznek az átlagosnál alacsonyabb életkori hozamok, amiből BECKER [1964] nyomán arra következtetünk, hogy a munkanélkülivé váló népesség munka közbeni tanulással megszerzett ismereteit a vállalatok - minden iskolázottsági csoportban - alacsonyabbra értékelik. A nemek szerinti hatások két okból is jelentősen csökkentik a bérkülönbséget: az elbocsátottak körében alacsonyabb a nők aránya és kisebb a kereseti hátrányuk is. (Nyilvánvaló, hogy minimumbér­szabályozás mellett egy ilyen alacsony keresetű népességen belül a nők nem is lehetnek közel nyolcezer forintos hátrányban, mint az a lényegesen magasabb keresetű foglalkoztatottak esetében tapasztalható.) Végül, de nem utolsósorban a magánszektorból elbocsátottak lényegesen rosszabbul kerestek, mint a más szektorokból kikerülők. A magánszektorból kikerülők jelentős bérhátránya korántsem tekinthető magától értetődőnek, ezért érdemes részletesebben is megvizsgálni.

A magán­ és vegyes tulajdonú társaságok dolgozói, mint az F1. és F2. táblázatokból látható, annyit vagy többet keresnek, mint az azonos tulajdonságokkal rendelkezők az állami vállalatoknál. Adataink szerint azonban az elbocsátások a tágan értelmezett magánszektorban nagyobb mértékben érintenek alacsony keresetű dolgozókat, mint az állami vállalatoknál. (Hangsúlyozzuk: nem a nemük, életkoruk, iskolázottságuk miatt alacsony bérű, hanem az e csoportokon belül keveset kereső dolgozókra). Ez utalhat arra, hogy a magánszektorban az elbocsátások inkább koncentrálódnak alacsonyabb átlagbérszintű vállalatokra, de arra is, hogy inkább összpontosulnak a vállalaton belül az alacsony bérű dolgozókra, illetve munkakörökre. Hogy ezen belül mi a szerepe az alacsony bérszint (vagy adóalapeltagadás) és a vállalati túlélési esélyek közötti esetleges korrelációnak, a felesleges kisegítő munkakörök intenzívebb felszámolásának vagy a szigorúbb teljesítménykövetelményeknek, sajnos csak találgathatjuk. Két potenciális ok esetében lehetnek bizonyos támpontjaink.

Bérvisszafogás az elbocsátások előtt. Az egyik komolyan felmerülő lehetőség, hogy a bajba kerülő magánvállalatok inkább hajlamosak arra, hogy az elbocsátások előtt - azokat elhárítandó - csökkentsék a béreket. (Lásd LAKI [1994] tanulmányát.) Mi is azt találtuk, hogy a magánszektorból kikerült munkanélküliek gyakrabban számolnak be arról, hogy az elbocsátásuk előtti hónapban munkahiány miatt a megszokottnál rövidebb időben dolgoztak: az arány az állami vállalatoknál 6 százalék, a vegyes tulajdonúaknál 10 százalék, a magánvállalatoknál 14 százalék volt. E körülmény azonban nem befolyásolja jelentősen a szektor szerinti bérkülönbségeket. Ha az elbocsátás előtti munkaidő­rövidítés változóját (igen, nem) beillesztjük az F1. táblázatban bemutatott kereseti függvénybe, az 2,8 százalékos statisztikailag nem szignifikáns (t=1,4) bérhátrányt jelez az érintett munkavállalóknál. A két szektor elbocsátottainak átlagbére között, ha a rövidített munkaidőben dolgozók aránya az egyikben 10, a másikban 20 százalék, ez mindössze 0,3 százalékos eltérést eredményez. A munkaidő elbocsátás előtti rövidítése tehát nem nyújt kielégítő magyarázatot a különbségre, amit a két szektorból kikerülő munkanélküliek relatív bérpozíciói között megfigyelhetünk. Természetesen nem zárhatjuk ki, hogy a béreket a bajba került magánvállalatok más módon - a munkaidő csökkentése nélkül - fogják vissza.

Duális munkaerőpiac a magánszektorban. A másik, bizonyos fokig ellenőrizhető hipotézis úgy szól, hogy a magánvállalkozások nagyobb számban tartanak fenn olyan munkaköröket, ahol alacsonyak a bérek, s egyszermind jelentékeny a munkaerőforgalom, akár a tevékenység szezonális jellege miatt (kereskedelem, vendéglátás), akár a munkakör, illetve tipikus betöltőinek sajátosságai (például éppen az alacsony fizetés) okán. A duális munkapiaci elméletekből (DOERINGER-PIORE [1971], CAIN [1977]) ismerős hipotézist csak még vonzóbbá teszi, hogy megfigyelhető: az ismétlődően munkanélküliek igen nagy része érkezik a magánszektorból. A széles értelemben vett magánszektor - mint korábbi foglalkoztató - részesedése a regiszterbe visszatérő munkanélküliek körében 1994 áprilisában 64,5 százalék volt.6 Ez az arány jóval magasabb, mint amekkora a magánszektor részesedése a korábbi évek munkanélküliségének felszívásában volt: 1991-1992­ben 38 százalék, 1992-1993­ban 45 százalék (a Háztartáspanel alapján), valamivel magasabb még az 1994. áprilisi aránynál (61 százalék) is, továbbá jelentősen felülmúlja az első ízben munkanélkülivé válók körében ekkor mért arányt (49 százalék). Az érvelés - mely szerint a magánszektorból kikerülők alacsony bérét a szezonális és "marginális" foglalkoztatás magyarázná - azonban csak akkor állná meg a helyét, ha a bérek a felvételi oldalon is hasonlóan alacsonyak lennének, mint a kilépési oldalon. Ez azonban - mint később részletesen bemutatjuk - nem így van, az újonnan felvettek foglalkoztatottakhoz mért relatív bérszintje a magánszektorban magasabb, mint az onnan elbocsátottaké, és magasabb, mint az állami szektorba bekerülőké.

Adataink tehát nem támasztják alá, hogy akár az elbocsátások előtti bérvisszafogás, akár valamiféle "szekunder munkapiaci szegmens" léte magyarázná a magánszektorból kikerülő munkanélküliek viszonylag alacsony béreit. Másféle okokat kell keresnünk: ilyenek lehetnek a tartósan alacsony bérű vállalkozások csődjei és elbocsátásai, illetve a munkaerőállomány erőteljesebb szűrése a magánszektorban.

A kereseti lemaradás az időben

Felvetődik a kérdés, vajon a foglalkoztatottak és a munkanélkülivé válók közötti bérkülönbség csupán vizsgálatunk időpontjára, 1994 tavaszára jellemző, vagy a magyarországi munkaerőpiac tartós sajátosságának tekinthető. Ezért röviden bemutatjuk, hogyan alakult a két népesség bérszínvonala 1992 és 1994 között.

A 2. ábra két felső görbéje a foglalkoztatottak bruttó havi keresetét, illetve ennek lineáris trendjét mutatja. A munkanélkülivé válók béréről nem rendelkezünk hasonlóan pontos adatokkal. Szükségmegoldásként azoknak a béradatait használjuk fel, akik 1992, 1993 és 1994 tavaszán munkanélküli­járadékot kaptak, és az adott év első negyedévében váltak munkanélkülivé.7 (E csoportok nem azonosak a megfelelő negyedévekben a munkanélküliek közé belépőkkel, mert nem tartalmazzák azokat, akik a belépők közül a megfigyelés időpontjáig már elhagyták a munkanélküli­állományt.) A segélyregiszterben a munkanélkülivé válást megelőző négy naptári negyedév bruttó átlagkeresetét tartják nyilván. Feltételezve, hogy a szóban forgó munkások bére egyenletes ütemben növekedett, az éves átlag az előző évi júniusi keresetnek feleltethető meg és azt mutatja, mennyit kerestek azok a foglalkoztatottak akik a megfelelő időpont után hat­kilenc hónappal munkanélkülivé váltak. Az ábrán ezeket az értékeket, illetve trendjüket tüntettük fel az állásvesztők átlagkereseteként (alsó görbe).

A munkanélkülivé válók esetében kiszámítottuk azt is, hogy mekkora lett volna átlagos keresetük a vonatkozási év márciusában, ha ugyanúgy kerestek volna, mint a foglalkoztatottak nem, iskolai végzettség, életkor és lakóhely szerinti megfelelő csoportjai. (A számításokat a Háztartáspanel adatai alapján végeztük el regressziós becsléssel.) Ezekre a pontokra illesztettük a 2. ábra középső, pontozott trendegyenesét.

Látható, hogy az utóbbi három évben a munkanélkülivé válók mindig jelentős kereseti hátrányban voltak a foglalkoztatottakhoz képest, és a saját kategóriájukra jellemző átlagnál is kevesebbet kerestek. A 2. ábra azt is megmutatja, hogy e bérkülönbségek 1992 és 1994 között növekedtek: az állásvesztés fokozódó mértékben koncentrálódott alacsony bérű rétegekre, s e rétegeken belül alacsony keresetű dolgozókra. A teljes kereseti lemaradás 31 százalékról (1992 tavasza) két év alatt 40-41 százalékra nőtt.

Az állásvesztés előtti alacsony bérek egyenes következménye az alacsony segélyszint: mint a 3. táblázat első oszlopában látható, 1994 márciusában az állomány átlagos segélyszintje alig néhány forinttal volt magasabb, mint a minimumbér (10 500 forint). Az alacsony korábbi bérek és a minimális segély megállapítására vonatkozó szabályok következtében8 a nominális segély­bér arányok viszonylag magasak: az 1-3 hónapja munkanélkülieknél átlagosan 75 százalékra, a többieknél 70 százalékra rúgnak.9 Ha a segélyeket nem a tényleges korábbi bérekhez, hanem ezek 1994. márciusi értékéhez viszonyítjuk - ami jobban kifejezi a jövedelempótlás mértékét - jóval alacsonyabb és a munkanélküliség időtartamával csökkenő kompenzációs hányadokat kapunk. (Ehhez a korábbi béreket a munkanélkülivé válók keresetnövekedési üteme, a 2. ábra alsó görbéje szerint indexáltuk.) Egy éven túli munkanélküliség esetén a segély átlagosan már alig haladja meg a korábbi kereset felét, nem éri el az átlagbér egyharmadát, továbbá 37 százalékkal alacsonyabb a két aktív felnőtt tagból álló háztartások egy főre jutó létminimum jövedelménél.10

A munkanélkülivé válók kereseteiről megállapítottuk, hogy jóval alacsonyabbak, mint a foglalkoztatottaké. Ez a kereseti lemaradás, amely 1994­ben a korábbiakhoz képest még növekedett is, több tényező hatására vezethető vissza. Egyrészt, a munkanélkülivé válók összetétele - főként az iskolázottság szempontjából - kedvezőtlen. Másrészt, a munkanélkülivé válók relatív keresete a legtöbb iskolázottsági és korcsoporton belül is elmarad a foglalkoztatottakétól. Jelentősnek mondható továbbá a magánszektorban érvényesülő, az alacsonyabb bérűeket sújtó szelekció hatása is.

Elhelyezkedési esélyek

Mielőtt a munkanélküliség utáni bérek elemzéséhez fognánk, fontos képet alkotunk arról, hogy az állástalanok közül kik tudnak munkába lépni, hogyan válogatódik ki az a sokaság, amelynek a béreit meg tudjuk figyelni. Ebben a részben azt vizsgáljuk meg, milyen tényezők befolyásolták az 1994. március 20­án segélyt kapó munkanélküliek elhelyezkedési esélyeit a rákövetkező egy hónapban. Csak ezt követően térünk rá a vizsgált hónapban elhelyezkedettek béreinek elemzésére.

Az elhelyezkedési esély becsléséhez használt független változókat négy csoportba sorolhatjuk:

1. Személyes jellemzők: nem, életkor, iskolázottság, egészségi állapot. Várakozásunk szerint a magas életkor és a rossz egészségi állapot rontja, a magasabb iskolázottság pedig javítja az állásba lépési esélyeket. Az életkort és az iskolázottságot - mivel arra számíthatunk, hogy az elhelyezkedés valószínűségére gyakorolt hatásuk nem lineáris - dummy­sorozatokkal szerepeltetjük. Az egészségi állapot változójának értéke akkor 1, ha a munkaügyi kirendeltség a számítógépes nyilvántartásban az elhelyezkedést nehezítő okok között feltüntette a rossz egészségi állapotot vagy a csökkent munkaképességet.

2. A munkanélküliség jellemzői: a munkaviszony elvesztésének módja, az állásvesztés óta eltelt idő, valamint a segély nagysága. Önkéntes kilépés esetén több okból is alacsonyabb elhelyezkedési valószínűségre számíthatunk. Lehetséges, hogy ilyen esetben az állás megszűnéséhez kapcsolódó veszteség viszonylag kicsi (sokan éppen emiatt kockáztatják meg az önkéntes kilépést), és ezért az érintettek kevésbé érdekeltek az újraelhelyezkedésben. Ezenfelül az állás elhagyását a munkáltatók a megbízhatatlanság jeleként értékelhetik, ami csökkentheti a felvétel valószínűségét.

A munkanélküliség időtartama egy keresztmetszeti elemzésben sajátos jelentést hordoz: amikor a modellben "a munkanélküliség hossza egy egységgel nő", voltaképpen az történik, hogy a t idővel ezelőtt bekerült kohorsz "túlélőinek" elemzéséről a t + 1 idővel ezelőtt bekerültek "túlélőinek" elemzésére térünk át. Nem egyszerűen a munkanélküliség időtartama változik tehát, hanem a vizsgált csoport is. Az "idősebb" kohorszoknál alacsonyabb kilépési esélyre számíthatunk, hiszen egy­egy belépő csoport az idő előrehaladtával egyre inkább azokra szűkül, akiknek elhelyezkedési esélye különböző okokból kicsi.

A munkanélküliség időtartamát az utolsó állás megszűnésétől 1994. március 20­ig eltelt idővel mértük. MICKLEWRIGHT-NAGY [1994] eredményei, valamint saját előzetes számításaink is azt mutatták, hogy az elhelyezkedés esélye a munkanélküliség kezdetén alacsony, majd hirtelen megemelkedik. Ezért a munkanélküliség időtartamának hatását három változó segítségével próbáljuk megragadni, viszonyítási csoportként a 3-6 hónapja munkanélkülieket szerepeltetve:

Itt jegyezzük meg, hogy ha egy állományi mintában a munkanélküliként töltött időt exogén változóként szerepeltetjük, mint jelen esetben, az torzíthatja a többi változóhoz tartozó paramétereket (erre a problémára a fejezet végén térünk vissza).

Az utolsóként kézhez kapott munkanélküli­segély egész hónapra számított értékét a korábbi bruttó kereset 1994. márciusi értékéhez viszonyítjuk (utóbbit a 2. ábra alsó görbéje szerint diszkontálva).11 A segély­bér arány paraméterének előjele pozitív vagy negatív is lehet, a jövedelem és szabadidő közötti választásra, illetve a keresési intenzitásra gyakorolt hatások eredőjétől függően.

3. A környezeti jellemzők közül kettőt veszünk figyelembe. Az egyik a helyi munkanélküliségi ráta, amit annak a munkaügyi kirendeltségnek a körzetére vonatkozóan számítottunk ki, ahol a munkanélkülit regisztrálták (az ország területe összesen 185 ilyen körzetre oszlik).12 A másik változó a beruházások intenzitását kívánja megragadni megyei szinten. Az OMK Rövid távú munkaerő­piaci prognózisának13 adatai alapján megyénként kiszámítottuk azoknak a vállalatoknak a foglalkoztatott létszámmal súlyozott arányát, melyek 1994 első félévében új állóeszközöket (épület, gép vagy mindkettő) terveztek üzembe helyezni. Az ilyen vállalatoknál foglalkoztatott létszám aránya a megyékben 10 és 35 százalék között változott. Ezt az arányt a továbbiakban beruházási aránynak fogjuk nevezni, és a megyei beruházási tevékenység közelítő változójaként értelmezzük. A helyi munkanélküliségi ráta elhelyezkedési esélyekre gyakorolt hatása elméletileg nem jósolható meg, mert a ráta az állásajánlatok érkezési ütemét, valamint az ajánlott és a rezervációs béreket egyaránt befolyásolhatja, eltérő irányú hatást gyakorolva az elhelyezkedés valószínűségére. A beruházásoktól várt hatás természetesen pozitív.

4. Szezonális hatások. Adatfelvételünk az építési (ezzel összefüggésben egyben a szállítási) és a mezőgazdasági szezon kezdetére esett. Abból kiindulva, hogy ebben az időszakban valószínűleg élénkül a kereslet ezekben az ágazatokban, megkülönböztettük az építőipari, szállítási és mezőgazdasági foglalkozásúakat (a munkanélkülivé válás előtti foglalkozásuk alapján).

A becslés során különbséget teszünk új állásba lépő, illetve korábbi munkahelyeikre visszalépő elhelyezkedők között. Visszalépőnek tekintjük azokat, akiknél a korábbi és az új munkahely ágazata, mérete és telephelye, a munkahely megközelítéséhez szükséges idő (percben mérve), továbbá a régi és az új munkakör is (a négyjegyű FEOR­kód alapján) megegyezett. Új állásba kerülőknek soroltuk be mindazokat, akiknél az új és a régi állás a fentiek közül akár csak egy dimenzióban is különbözött.

Az elhelyezkedők egy részénél adathiány miatt a besorolást nem tudtuk elvégezni.14 E szerint az elhelyezkedők 60 százaléka új állásba került,18 százalékuk régi állásába lépett vissza, 22 százalékról pedig nem tudtuk eldönteni, melyik csoporthoz tartozik. Az új állásba lépést, a visszalépést és az ismeretlen irányba történő kilépést három eltérő elhelyezkedési iránynak tekintve, multinomiális logit eljárással becsültük meg a kilépési valószínűségeket. A modellel azt vizsgáljuk, hogy a független változók hogyan befolyásolják az 1994. március 20­án segélyt kapó munkanélküliek egy hónapon belüli elhelyezkedésének valószínűségét az említett három irányban.

Voltak olyan segélyezettek, akik a vizsgált hónapban merítették ki segélyjogosultságukat, és így további sorsukról (hogy végül is elhelyezkedtek­e a hónap folyamán, vagy nem) nem rendelkezünk információval. Emiatt a segélyt kimerítőket az elhelyezkedési esélyék becslésekor kihagytuk a mintából. A vizsgált időszakban elhelyezkedő valamennyi munkanélküli adatait ismertük, de a segélyt kapó munkanélküliek állományáról csak egy 10 százalékos véletlen minta állt rendelkezésünkre. Ezért az el nem helyezkedők mintájához tízszeres súlyt rendeltünk.

Az alkalmazott becslési eljárásban15 az i­edik kimenet valószínűsége:

ahol X a független változók, (i) pedig az i­edik kimenethez tartozó együtthatók vektora. A j­edik változó hatása az i­edik irányba történő kilépés relatív valószínűségére, a relatív kockázati paraméter pedig:

Az eredményeket a 4. táblázat foglalja össze. A táblázatban az (5) relatív kockázati együtthatókat közöljük, melyek a fentiek értelmében 0/1 típusú (dummy) változók esetén azt mutatják, mekkora volt az adott kategóriához tartozók kilépési esélye az adott irányba a báziskategóriához viszonyítva, folytonos változók esetén pedig a magyarázó változó egységnyi változásának hatását mutatják az adott irányba történő kilépés valószínűségére (a többi változó hatását kiszűrve).

Új állásban elhelyezkedők

Noha a nők munkanélküliségi rátája Magyarországon a munkanélküliség kialakulása óta alacsonyabb, mint a férfiaké, MICKLEWRIGHT-NAGY [1994b] eredményeivel egybehangzóan itt is azt találtuk, hogy ennek elsősorban az alacsony beáramlás lehet az oka: a munkanélkülivé vált nők ugyanis kisebb valószínűséggel helyezkednek el, mint a férfiak. Az elhelyezkedés esélye egyértelműen és erőteljesen csökken az életkorral. Az általános iskolát sem végzettek kilépési esélye alacsonyabb, a gimnáziumi és felsőfokú végzettségűeké magasabb, mint a 8 osztályt végzetteké. A vizsgált hónapban a legjobb elhelyezkedési eséllyel a szakmunkásképzőt és szakközépiskolát végzettek rendelkeztek. (Ez minden bizonnyal összefügg azzal, hogy a szezonális hatás a termelésben erősebb, javítva a fizikai dolgozók relatív kilépési esélyeit.) A csökkent munkaképességű, illetve betegség miatt "nehezen elhelyezhető" munkanélküliek fele akkora valószínűséggel találtak állást, mint a többiek.

Az eredmények megerősítik, hogy a legfeljebb 3 hónapja munka nélkül lévők kisebb valószínűséggel helyezkednek el, mint azok, akik 3-6 hónapja munkanélküliek. A fél évnél hosszabb ideje munkanélküliek elhelyezkedési esélye ismét alacsonyabb, és a munkanélküliség időtartamának növekedésével enyhén csökken, ami várakozásainknak megfelel. GALASI [1994] eredményei azt mutatják, hogy az álláskeresés igen intenzív a munkanélküliség kezdeti időszakában, tehát a további magyarázat kulcsát valószínűleg nem itt, hanem az állásba lépéstől remélt nyereség környékén kell keresnünk. Az állásvesztést közvetlenül követő időszakban az otthoni tevékenység értéke valóban viszonylag magas lehet,16 a megismert bérajánlatok pedig a várakozáshoz képest alacsonynak tűnhetnek.

A várakozásnak megfelelően a munkahelyüket önként elhagyók elhelyezkedési valószínűsége viszonylag alacsony. A rezervációsbér­hatást potenciálisan tükröző másik változónk, a becsült segély­bér arány együtthatója negatív, de nem szignifikáns. (Amikor - egy másik specifikációban - a becslésből kihagytuk a munkanélküliség időtartamát mérő változókat, a segély­bér arányra szignifikáns együtthatót kaptunk, de a relatív esély értéke alig kisebb 1­nél.17 Természetesen ilyenkor a segély­bér arány felvesz olyan hatásokat, melyek a vele szorosan összefüggő hossznak tulajdoníthatók.) Bár mintánk arra nem alkalmas, hogy az elhelyezkedési esélyek és a segély­bér arány időbeli alakulása közötti összefüggést feltárjuk, annyi azonban megállapítható, hogy azonos munkanélküliként töltött idő mellett az eltérő kompenzációs hányadok nem befolyásolják szignifikánsan az elhelyezkedési esélyt.18

Az építőipari­szállítási és mezőgazdasági foglalkozásúak egynél lényegesen nagyobb együtthatója jelentős szezonális hatásokról tanúskodik az új állásba lépők körében is. Magasabb helyi munkanélküli­ráta mellett nehezebb az elhelyezkedés, a beruházási arány viszont szerény mértékben javítja az esélyeket. Megjegyezzük, hogy számos további regionális mutatóval végeztünk kísérleteket, s ezek közül a vállalatsűrűség (a kistérség lakosaira jutó vállalatok és vállalkozások száma) bizonyult a legerőteljesebbnek, messze felülmúlva a beruházásoktól vagy például a megyei vállalatok rendelésállomány­növekedésétől remélhető hatásokat. A területi mutatók közötti kölcsönös összefüggések és a kiáramlásra tett hatásuk tárgyalása túlnyúlna e cikk tematikai keretein. Érdemes azonban megemlíteni, hogy a helyi munkanélküliségi ráta mutatóját inkább a konvenció szellemében, semmint kiemelkedő jelentőségénél vagy magyarázó erejénél fogva szerepeltetjük a fenti becslésben. A munkanélküliségi ráta csupán egy a helyi munkaerőpiac állapotát jól­rosszul tükröző sok lehetséges közelítő változó közül.

A korábbi állásukba visszalépők

Az új állásba kerülőkre vonatkozó eredményekkel összehasonlítva kitűnik, hogy a korábbi munkahelyükre visszatérők derékhadát a középkorú, viszonylag iskolázatlan, nagy részben mezőgazdasági és építőipari foglalkozású férfiak alkotják, akik jellemzően 3-6 havi munkanélküliség után lépnek vissza a munkahelyükre. (Pontosabban fogalmazva: az ilyen jellemzőkkel rendelkezőknél magas a korábbi munkáltatóhoz való visszalépés esélye.) Első látásra meglepőnek tűnhet a helyi munkanélküli ráta erős pozitív együtthatója. Itt azonban közös függésről van szó: az ideiglenes elbocsátások a mezőgazdasági jellegű régiókban gyakoriak, ahol egyben a munkanélküli ráta is magas. Jól látható ez az 5. táblázatból, amely a FAZEKAS [1993] által kialakított régiótípusok szerint mutatja be a régi munkahelyükre visszalépők arányát és a munkanélküliségi rátát.

Az eredmény összhangban áll az implicit szerződések elméletével (különösen FELDSTEIN [1976], [1978]), mely egységes munkanélküli járulékkulcsok esetén az ideiglenes elbocsátások gyakorlattá válását jósolja olyan vállalatoknál, ahol a termékkereslet ingadozik, a vállalat a törzstagság jólétét maximalizálja, az ideiglenes elbocsátottak megtakarításokból (például felhalmozott élelmiszer­ és tüzelőkészletek segítségével) mérsékelni tudják a jövedelemingadozásnak a fogyasztásra tett hatását és kockázatsemlegesek a szezonális munkaszünetek értékelésében. A (volt) szocialista mezőgazdasági nagyüzem iskolapéldája az ilyen vállalatnak, így nem meglepő, hogy az ideiglenes elbocsátottak aránya a mezőgazdasági régiókban mintegy hatszorosa a budapestinek és magasabb, mint bárhol másutt.

Ugyanakkor érdemes megjegyezni, hogy bár a munkahelyükre visszatérők aránya az áprilisi kiáramlásban jelentékeny, az elmaradott mezőgazdasági régiók magas munkanélküliségéhez az ideiglenes elbocsátások csupán elenyésző mértékben járulnak hozzá. A visszalépők aránya a munkanélküli­állományhoz viszonyítva e régiókban 1994 áprilisában egy százalék körül volt, és vélhetően nagyjából ezen a szinten mozoghat márciusban és májusban is. Az arány más hónapokban minden valószínűség szerint igen kicsi. Ez azt jelenti, hogy az ideiglenes elbocsátottak részaránya a munkanélküliek állományában, még a minden bizonnyal tél végi csúcsérték esetében sem haladja meg a 3-4 százalékot, ennélfogva az ilyen régiókban a zömmel 25 és 30 százalék közötti munkanélküli­rátákhoz még télen is csak elenyésző mértékben, legfeljebb 0,7­1,2 százalékponttal járul hozzá.

Az ismeretlen irányba kilépők modelljének eredményeit nem ismertetjük részletesen: a becsült együtthatók várakozásunknak megfelelően kevés kivétellel a két tiszta csoporthoz viszonyítva "középen" helyezkednek el.

Egy megjegyzés

Az itt ismertetett becslés az egyes személyes jellemzők befolyását azonos munkanélküliként eltöltött idő esetén vizsgálja, ami torzítás forrása lehet, ha a meg nem figyelt heterogenitás jelentékeny. Ha egy diplomás és egy általános iskolát végzett munkanélküli azonos ideje van állás nélkül, akkor az előbbi nagyobb valószínűséggel rendelkezik az elhelyezkedést nehezítő, meg nem figyelt sajátosságokkal, mint az utóbbi. Ezért azonos munkanélküliként töltött idő mellett az egyetemi végzettség kilépési esélyt növelő hatása kisebbnek fog mutatkozni, mint amekkora a valóságban. (Kissé pongyolább, de érzékletesebb megfogalmazásban: ilyenkor egy viszonylag "rossz" diplomást hasonlítunk össze egy "átlagos" általános iskolai végzettségű munkanélkülivel.) Ilyen és hasonló torzítások mérséklésére a kilépési függvényt négy munkanélkülikohorszra külön­külön is megbecsültük. Figyelmen kívül hagyva a régi állásukba visszalépőket, binomiális logit modellt használtunk. Az F5. táblázatban bemutatott eredmények nem jeleznek jelentős eltérést a korábban látottaktól, ha tekintetbe vesszük, hogy a szezonális hatások a 3-6 hónapja állás nélkül lévőknél erősek, növelve a férfiak, a középkorúak, és a mezőgazdasági, illetve építőipari foglalkozásúak relatív elhelyezkedési esélyeit. Figyelemre méltó a diplomások nagyon magas kilépési esélye a 0-3 hónapos hosszkohorszból, majd az előny mérséklődése a későbbiekben, valamint az önként kilépők hátrányának fokozatos csökkenése. A három hónapnál rövidebb ideje állást vesztettek körében a személyes jellemzők befolyása általában gyengébbnek tűnik, míg a helyi munkanélküli­rátáé kifejezetten erős. E csoportban a segély­bér arány hatása sem szignifikáns, míg a többi kohorszban negatív, bár csak a 3-6 hónapos intervallumban tűnik erőteljesnek. (Az adott súlyozott esetszámok mellett a 2-3 körüli Z értékek kevésbé meggyőzőek, az esélyráták nagyon közel vannak egyhez.) Úgy tűnik, hogy a korábbi becslésünkből levont következtetéseket nem szükséges módosítani.

Bérek a munkanélküliség után

Az 1994 áprilisában elhelyezkedett munkanélkülieket a segélymegszüntetés időpontjában kérdeztük meg arról, hogy mekkora havi bruttó keresetre számítanak minimálisan, illetve maximálisan. A 16 ezer megkérdezett 71 százaléka jelölt meg alsó és felső határt is, 8 százalékuk egyáltalán nem tudta, hogy mennyit fog keresni, 21 százalék esetében pedig az egyik válasz hiányzik (11 százalék esetében az összes többi válasszal együtt). Az értékelhető válaszok alapján számított kereseti átlagokat a 6. táblázatban foglaltuk össze.

Az elhelyezkedők (2) függvénnyel becsült keresetének átlaga 24 801 forint: ekkora keresetet kapnánk egy olyan foglalkoztatotti mintában, melynek összetétele megfelel az általunk vizsgált elhelyezkedők összetételének. Az állásba lépő munkanélküliek tényleges (induló) keresete ennél lényegesen alacsonyabb. A belépők esetén követett eljárást követve, tényezőkre bontottuk a 35 százalékos teljes kereseti lemaradást: 2 százalékot magyaráz a havi 100 ezer forint fölött keresők alacsonyabb aránya, 14 százalékot a nem, életkor, iskolázottság, lakóhely, munkaidő és szektor szerinti eltérő összetétel és 19 százalékot az, hogy a frissen felvettek bére az egyes csoportokon belül is alacsonyabb, mint a foglalkoztatottaké.

Lehetséges torzítások

Mielőtt részletesebben elemeznénk az elhelyezkedők új béreit és a bérváltozásokat, röviden kitérünk két potenciális torzító tényezőre. Az egyik lehetséges hibaforrás a "nem tudommal" vagy nem válaszolók magas aránya. Az F2. táblázatban szereplő változók felhasználásával megbecsültük, hogy mennyi lenne a béradatot nem szolgáltatók keresete a többiek adatai alapján: az így kapott átlag 19 420 forint, ami mindössze 5 ezrelékkel tér el a béradattal rendelkezők átlagától. Azaz a két minta a bérarányok szempontjából alapvető változók szerinti összetételében nem különbözik. Természetesen elképzelhető, hogy a nem válaszolók csoportjában az egyes változókhoz más paraméterek tartoznak, de ennek ellenőrzésére nincs módunk. További állításaink azon a feltevésen alapulnak, hogy a két alminta esetében a paraméterek is azonosak vagy hasonlóak. Az elemzést az alsó és felső határt egyaránt megadókra szűkítjük, és a két határ átlagát tekintjük a munkanélküliség utáni kereset várható értékének.

A másik probléma az eltérő rezervációs bérekből adódó esetleges torzítás. Mint már említettük, az elhelyezkedők bére túlságosan rózsás színben tüntetheti fel a munkanélküliek kereseti lehetőségeit (a felajánlott béreket), ha a rezervációs bérek erősen befolyásolják az elhelyezkedési folyamatot. Ha sikerül olyan változókat találnunk, amelyek egy­egy bérajánlat elfogadásának valószínűségét befolyásolják (jól becsülik a közvetlenül meg nem figyelt rezervációs bért), kiszűrhető a megfigyelések sajátos szelekciójából adódó torzítás, mert rendelkezünk bizonyos információval a feltételről, ami eldönti, hogy egy­egy bérajánlatot egyáltalán megfigyelünk­e. HECKMAN [1979] kétlépéses kiigazítási eljárását alkalmazva, először probitfüggvénnyel megbecsültük az állásba lépés valószínűségét, majd regressziós függvénnyel a megfigyelt béreket.19

A korábbi munkahelyükre visszalépők esetében nincs szükség ilyen irányú vizsgálódásra, mert többségük a keresési elmélet nézőpontjából nem is tekinthető munkanélkülinek. Az új állásban elhelyezkedő munkanélküliek adataival becsült modell eredményeit az F6. és F7. táblázatban közöljük.20 Az eredmények azt valószínűsítik, hogy a szelekciós torzítás nem jelentékeny, mivel az együtthatók az inverz Mills­rátával (), illetve anélkül becsült függvényekben - az ötvenévesnél idősebbek esetét leszámítva - nem térnek el számottevően, maga az inverz Mills­ráta nem szignifikáns és az elfogadott és kiigazított bérek átlaga között is igen kicsi a különbség.

Feltétlenül meg kell jegyeznünk, hogy - bár sikerült valamiféle, nem is teljesen illogikus eredményekre jutnunk -, ezek nem minden tekintetben meggyőzőek. Azok a rendelkezésünkre álló változók, melyekről feltehetjük, hogy befolyásolják a rezervációs béreket (de az ajánlati béreket nem, vagy másképp), igen kevéssé magyarázzák a kilépési esélyeket. Számos, a rezervációs béreket növelő vagy csökkentő változót (gyermekek száma, a munkanélküli­segélyen kívüli jövedelmek, a házastárs jövedelme stb.) viszont nem tudtunk megfigyelni. Elképzelhető, hogy egyes csoportok esetében (például feketén dolgozók, kisgyermekes anyák, nagyon gazdagok és nagyon szegények) az elfogadott bérek jóval magasabbak, mint a felajánlott bérek. A rendelkezésünkre álló változók alapján becsült szelekciós paraméter beillesztése az itt következő számításokba azonban nem tűnik indokoltnak.

Kereseti nyereségek és veszteségek

Mint a 8. táblázatban látható, az 1994 áprilisában állásba lépők saját korábbi keresetükhöz képest nominálértékben lényegesen magasabb bérek mellett helyezkedtek el. Az átlagos reálbérváltozás is pozitív, ebben azonban alapvető szerepet játszik néhány elhelyezkedő nagyon nagy nyeresége: a tipikus munkanélküli tapasztalatát pontosabban tükröző medián 5,2 százalékos reálbérveszteséget mutat. A táblázatban szereplő értékek a referenciaként szolgáló foglalkoztatott népességhez képest bekövetkezett reálbérváltozást mutatják. A kép jóval kedvezőtlenebb lenne, ha a korábbi béreket nem a "munkanélküliségtől fenyegetett népesség", hanem az összes foglalkoztatott bérindexével korrigáltuk volna. Továbbá az itt közölt reálbér­változási adat nem tükrözi a munkanélküliség ideje alatt, a foglalkoztatottak körében végbement reálbér­alakulást (csupán azt méri, vastagabb vagy vékonyabb lett­e a "szelet", adottnak véve a "torta" nagyságát).

A bérváltozások részletesebb vizsgálatára regressziós elemzést végeztünk, amelynek eredményei a 9. táblázatban találhatók. A függő változó a bérváltozás logaritmusa, bérváltozáson az új bér és a korábbi bér jelen értékének hányadosát értve. A korábbi becslésekből már ismert független változókat itt néhány továbbival egészítettük ki. Ezek közül részletesen csak a becsült bér és a tényleges korábbi bér hányadosáról szólunk, amit relatív korábbi bérpozíciónak nevezünk.

A számlálóban a munkanélküli korábbi bérének jelenértéke szerepel, a nevezőben az a bér, amelyet a foglalkoztatottakra jellemző kereseti hozamok esetén az adott munkanélküli neme, kora, iskolázottsága, munkaideje, lakóhelye és munkahelyének ágazata alapján várnánk (az F8. táblázatban található becslés szerint).21 Ez tehát az egyéni bér és az adott kategóriában uralkodó bér hányadosának egyfajta közelítése. Feltételezhető, hogy az egyéni bér kategóriaátlagtól való eltérése összefügg olyan meg nem figyelt minőségi mutatókkal, mint a szakmai jártasság, a túlórázásra való hajlam, a szorgalom és tehetség vagy a kapcsolatteremtés képessége, de utalhat különleges szakismeretekre vagy valamilyen formában elsajátított vállalatspecifikus járadékokra is. E minőségi jegyeket az új munkáltató nemigen ismeri (illetve feltehetőleg kevéssé hajlandó azonnal elismerni), ezért arra számíthatunk, hogy a relatív bér erős negatív hatással van a bérváltozásra. A becslésben - a jobb illeszkedés elősegítésére - a korábbi relatív bér inverzét szerepeltettük, tehát az együttható várt előjele pozitív.

Mint a 9. táblázatban látható, a bérváltozásra vonatkozó becslést külön­külön elvégeztük az új állásba lépőkre, az új állásba vagy ismeretlen helyre lépőkre együtt, és a korábbi állásukba visszalépőkre. Mivel a függő változó a bérváltozás logaritmusa, az együtthatók azt mutatják meg, hogy az egyes változók milyen százalékos mértékben befolyásolták a munkanélküliség utáni bért a munkanélküliség előtti bérhez képest. (Az ismeretlen helyre kilépők bevonása a paramétereket csak enyhén közelíti a visszalépőknél mért értékek felé, ezért a szövegben az új állásba lépők függvényével foglalkozunk).

Új állásba lépők

A nők közel öt százalékkal "jobban járnak" (többet nyernek, illetve kevesebbet veszítenek), mint a férfiak. Összevetve mindazt, amit a női munkanélküliség legfontosabb jellemzőiről tudunk: az alacsony elhelyezkedési esélyt, a munkaerőpiacról való kivonulás magas arányát (LÁZÁR SZÉKELY [1994]) és a viszonylag kedvező béralakulást, olyan rezervációsbér­hatásra gyanakszunk, melyet e tanulmányban nem tudtunk meggyőzően kimutatni.

Az életkorral erőteljesen növekvő bérveszteség nem meglepő, amennyiben elfogadjuk, hogy a korhoz kapcsolódó kereseti hozamok jórészt a munka közbeni tanulással felhalmozott, zömmel vállalatspecifikus - tehát az új munkáltató számára értéktelen vagy egyelőre ismeretlen értékű - gyakorlatban megszerezhető tapasztalatot honorálják. (Az itt kapott eredmény jól illusztrálja az emberitőke­elméletben kulcsszerepet játszó feltételezést.)

Részben hasonló lehet a magyarázat a magasabb iskolázottsággal együtt járó súlyosabb bérveszteségre is. A képzettebb dolgozókat sokkal rugalmasabban használhatják a vállalatok, mint a segéd- vagy betanított munkásokat: a magasabb iskolázottság egyik legfontosabb hozadéka éppen az, hogy az ember könnyebben tanul bele speciális feladatok elvégzésébe. Ez az; amit a szociológusok (SZELÉNYI-KONRÁD [1977]) "transzkontextuális tudásnak" neveznek, amit az oktatáspolitikusok "konvertálható szaktudásként", "tanulási képességként" emlegetnek, a közgazdászok pedig (OI [1962] nyomán) úgy, hogy a szakmunka "kvázifix tényező", olyan erőforrás, amely csak bizonyos mértékű vállalati beruházás után válik igazán értékessé. Ilyen helyhez, vállalathoz kötött tanulási folyamat nélkül (előtt) a magasabb iskolázottság viszonylag kevesebbet ér. A speciális feladatokhoz vagy pozíciókhoz kapcsolódó prémiumok, pótlékok értelemszerűen ritkábbak a frissen belépő dolgozóknál, akárkiről legyen is szó. Mivel a szakképzettek régi bérei nyilvánvalóan tartalmaztak efféle juttatásokat - a képzetlen munkások keresetei pedig nem, vagy csak kisebb mértékben - a karrier megszakadása legalább átmenetileg súlyosabban érintheti az iskolázottabb munkavállalókat.

Az életkori és az iskolázottsághoz kapcsolódó hozamok részbeli elvesztése egyfelől valóságos emberitőke-veszteségre vezethető vissza, arra, hogy bizonyos készségek ténylegesen parlagra kerülnek, másfelől azonban a munkaadó (szükségképpen) tökéletlen informáltságából fakad. Aminek ennél még súlyosabb - és első látásra talán furcsának tűnő - következményeire utalnak a relatív bérpozíció hatását mutató paraméterek. Minél magasabb volt a munkanélküli keresete a saját kategóriájának átlagához képest, annál többet veszít az újraelhelyezkedéskor. Minél jobban elmaradt a keresete a saját kategóriában várhatótól, annál nagyobb nyereségre számíthat.

Az életkori és iskolázottsági hozamok elvesztése már utalt arra, hogy a magas keresetű munkanélküliek vesztesége eleve nagyobb. Ám még nagyobb, sőt sokkal nagyobb akkor, ha a kereset valamiféle egyéni - a korral, nemmel, iskolázottsággal, ágazattal, lakóhellyel össze nem függő - hozamok révén emelkedett az átlag fölé. Jól mutatja ezt a 10. táblázat, amely a reálbérveszteséget a régi bér és a régi relatív kereseti pozíció függvényében mutatja.

A bérváltozás a korábbi kereseti szinttel és a korábbi relatív kereseti pozícióval egyaránt szorosan összefügg. Akik - például - a 18-30 ezer forintos "kategóriában" kerestek 25 ezer forintot, mintegy 7,7 százalékos kereseti veszteséget szenvedtek el. Azok viszont, akik 10-18 ezer forint közötti várható bér mellett kerestek ugyanennyit, sokkal többet, 21,5 százaléknyit vesztettek. Ezeket a veszteségeket feltehetően jelentős részben a munkaadók "tökéletlen" informáltságával magyarázhatjuk, azzal, hogy a korábbi béreket a kategóriaátlag fölé emelő egyéni hozamokat a munkáltató - legalábbis kezdetben - nem ismeri el. Meglehet, hogy néhány hónap vagy év alatt ezek a hozamok ismét megjelennek az érintettek kereseteiben, addig azonban sajátos formában, az elhelyezkedés után is tovább szenvedik az állásvesztés következményeit.

Ha lehet, még figyelemre méltóbb a fentiek fonákja: az, hogy a saját kategóriájukhoz képest keveset keresők viszont jelentős mértékben nyernek a munkanélküliségen keresztül állásváltoztatással. Az alacsony keresetűek eleve kevesebbet veszítenek, mert az életkori és iskolázottsági hozamok elvesztése őket kevésbé sújtja. Nemcsak hogy nem veszítenek, hanem kifejezetten nyernek azonban akkor, ha a bérük valamilyen sajátos - egyéni, vagy a foglalkozáshoz illetőleg a vállalathoz kapcsolódó okból - volt alacsonyabb. Hajlunk arra, hogy az ilyen elmaradásban - negatív egyéni hozamban - nem kis részben bizonyos hiányzó képességeknek és készségeknek, az átlagostól elmaradó szaktudásnak, a nem kielégítő szorgalomnak, a konformitás hiányának, a védekezésre való képtelenségnek a büntetését lássuk. Ugyanaz az információs probléma, ami az egyik oldalon a pozitív hozamok elvesztését eredményezi, a másik oldalon a negatív hozamok "megnyerésével" kecsegtet: a munkáltató nem tudja, hogy a képzettségről tanúskodó papír nem ér annyit, mint szokott, hogy a jelöltet nem alkalmazhatja igényesebb vagy megerőltetőbb feladatok ellátására, hogy a felvett majd nem tud vagy nem akar szombaton­vasárnap is dolgozni, nem hajlandó parírozni és a többi.

Itt természetesen hipotézisről van szó, melyet nem áll módunkban közvetlenül ellenőrizni, és más hipotézisekkel szemben minden kétséget kizáróan igazolni. Más jellegű okról, de hasonló hatásról lehet szó akkor, ha a bérelmaradás valamilyen vállalati okkal függött össze. Ez nem lehet az elbocsátás előtti ideiglenes munkaidőcsökkentés, mert ennek hatását megmértük és jelentéktelennek találtuk. Az pedig, hogy az itt tárgyalt összefüggés a nagyvállalatok22 között mozgó munkanélküliekre külön is érvényes, arra utal: nem arról van szó, hogy a munkanélküliek most elemzett rétege kizsákmányoló, a piaci átlagnál sokkal kevesebbet fizető vállalatoktól kerül ki, majd az átlagoshoz közelebb álló feltételek mellett helyezkedik el. A munkaidő változásának hatását - ha durva eszközökkel is - ebben a becslésben kiszűrtük. Ágazati, vagy az ágazatközi áramlásokra vonatkozó változók bevonása az eredményeken nem változtat. A földrajzi elhelyezkedés hatását részben mérjük (a helyi munkanélküli rátán keresztül), további regionális indikátorok bevonása nem módosítja az eredményeket, s hasonlóképp a finomabb foglalkozási bontások sem. A rendelkezésünkre álló változók segítségével ellenőrizhető alternatív hipotézisek tehát nem állják ki a próbát. Ha csak a feltevés érvényével is, de fenntartjuk, hogy a relatív kereseti pozíciók kiegyenlítődését alapvetően a latens emberitőke­elemek pozitív hozamainak elvesztése, illetve a negatív hozamok átmeneti megszűnése okozza, a frissen felvett munkaerővel kapcsolatos immanens bizonytalanság miatt.

Haladjunk tovább a 9. táblázat eredményeinek értékelésében! Míg az életkori és iskolázottsági hozamok vagy a korábbi relatív kereseti pozíció romlásában jelentős szerepet játszik, hogy az információ a munkáltató számára költséges és időigényes, a földrajzi mobilitáshoz kapcsolódó hozamok esetén a munkavállaló költségei járnak sajátos hatásokkal. Akik korábban nem ingáztak, de új állásukban igen, azok 5-5,5 százalékkal magasabb, akik régen ingáztak, de most helyben találtak állást, azok 7 százalékkal alacsonyabb (régihez mért) bérek mellett helyezkedtek, száznak véve azoknak a bérváltozását, akiknek ingázó státusa nem változott. Ez - feltételezve, hogy a bérkülönbségekben teljes mértékben megjelenik - átlagosan havi 1000-1200 forintos utazási költségekre enged következtetni, aminek mértékéig a helyben elhelyezkedő korábbi ingázók bérbeli engedményt tehetnek, és tesznek is. Nagyjából ugyanezt az összeget viszont többletként meg kell kapnia annak, aki ingázni kezd.23

A fentihez hasonló megfontolásból azt vártuk, hogy a foglalkozási mobilitás költségei növelik az elfogadott béreket azoknál, akik a korábbitól egészen eltérő jellegű munkát végeznek. E várakozásunk nem igazolódott: a megfelelő együttható negatív, és 2,5 százalékkal alacsonyabb elfogadott béreket jelez. Az okok feltárására e cikkben nem vállalkozunk, elhallgatni azonban nem akartuk, hogy itt egy meglepő - és a keresetváltozást szignifikánsan befolyásoló - tény vár magyarázatra.

Meglepőnek tűnhet, hogy az utolsó munkahelyükről önként kilépők bérei nem szignifikánsan nagyobbak, mint az elbocsátottaké. A kilépési esélyek vizsgálata alapján arra gyanakodtunk, hogy az ő viszonylag lassú elhelyezkedésük magasabb rezervációs béreiknek tulajdonítható. Arra számítanánk, hogy az általuk (mégiscsak) elfogadott bérek viszonylag magasak, ami az itt bemutatott függvényben csak nagyon alacsony szignifikanciaszinten igazolódik.

A helyi munkanélküli ráta együtthatója negatív:10 százalékkal magasabb kistérségi ráta 2,6 százalékkal csökkenti a bérnyereséget. A munkanélküliség időtartama is kedvezőtlenül befolyásolja a béralakulást: a 3-6 hónapig állás nélkül lévőkhöz viszonyítva a fél­egy év után kilépők bére 2,3 százalékkal, a több mint egy évi munkanélküliség után elhelyezkedőké 6,1 százalékkal alacsonyabb.24

Az állásukat ismerősök, rokonok segítségével vagy újsághirdetés alapján megtalálók több mint 5 százalékkal magasabb béreket könyvelhettek el azokhoz képest, akik közvetítéssel vagy "kapun át", a munkáltatónál közvetlenül jelentkezve kerültek új munkahelyükre.

A végére hagytuk az új munkahely szektora szerinti bérkülönbségek rövid bemutatását: a magánvállalatokhoz belépők 5-7 százalékkal, a vegyes tulajdonú vállalatokhoz belépők 9-11 százalékkal többet kapnak a régi béreikhez képest, mint az állami vállalatoknál vagy szövetkezeteknél elhelyezkedők. Ezek az arányok nem állnak távol az azonos módon definiált vállalattípusoknál dolgozók között - a Háztartáspanel alapján - kimutatott tiszta bérkülönbségekkel: kis minta miatt némileg bizonytalan számítások évenként eltérő mértékű, 2-8 százalékos bérelőnyre utalnak a magánszektorban és 10-18 százalékos mértékűre a vegyes vállalatoknál.25 De vajon tényleg igaz­e, hogy a magánvállalatok magasabb bérekkel vesznek fel munkanélkülieket?

Esetleges rejtett összetételhatások kiszűrésére minden olyan szakmacsoport esetében összehasonlítottuk az állami nagyvállalatok és a magánvállalatok elbocsátási és felvételi bérszintjét, amely részesedése a ki- vagy beáramlásban az 1 százalékot meghaladta (a FEOR két első számjegye alapján képeztünk szakmacsoportokat). Ilyen bontásban is igazolódott, hogy az állami vállalatok viszonylag magas bérszinten bocsátanak el, és viszonylag alacsony bérszinten vesznek fel munkanélkülieket. (Illusztrációként lásd a 11. táblázatot.)26 Az állami vállalatoknál a legtöbb szakmában a) a felvettek bérszintje alacsonyabb, mint az elbocsátottaké, b) az elbocsátottak bérszintje magasabb, a felvetteké pedig alacsonyabb, mint a magánszektorban. A rendelkezésünkre álló információ tehát arra utal, hogy nem összetételhatásról van szó.

A foglalkoztatottakhoz viszonyítva átlagos kereseti lemaradás a munkanélküliség előtt az állami nagyvállalatokhoz most belépőknél 7100, a magánszektorba belépőknél 7600 forint volt, ami nem utal arra, hogy a magánszektor "lefölözné" a jobb minőségű munkavállalókat, és ezért venne fel munkaerőt viszonylag magasabb bérszinten. Az sem valószínű, hogy a valóságos és "bejelentett" bérek különbsége inkább torzítaná a munkanélküliség előtti béreket, mint a munkanélküliség utániakat.

Nem találtunk tehát olyan körülményt, amely arra utalna, hogy a magánszektor - ahol az erőteljesebb profitérdekeltség és a szakszervezetek hiánya miatt a késztető és megengedő feltételek miatt inkább várnánk - kiaknázná a munkanélküliek szorult helyzetét. A magánszektorban elhelyezkedő munkanélküliek nagyjából annyival kapnak többet az állami szektorba belépőknél, amennyivel a magánalkalmazottak többet keresnek az állami szektorban foglalkoztatottaknál.27

Következtetések

Magyarországon a munkanélkülivé válók átlagosan több mint 40 százalékkal kevesebbet keresnek, mint a foglalkoztatottak. A munkanélkülivé válók kereseti lemaradása kisebb részben kedvezőtlen életkori, iskolázottsági és lakóhely szerinti összetételükből fakad, nagyobb részben az e kategóriákon belül további különbségekből, így például az alacsonyabb iskolázottsági és életkori bérhozamokban megnyilvánuló szegényesebb "emberi tőkéjükből". A magánszektorban az elbocsátások különösen erősen koncentrálódnak az ottani foglalkoztatottakhoz képest alacsony bérű dolgozókra. 1992 és 1994 között a munkanélkülivé válók kereseti lemaradása növekedett.

A tipikus munkanélküli a korábbinál 4-5 százalékkal alacsonyabb induló bérekkel helyezkedik el, az elhelyezkedők átlagos bére a kisszámú, jelentős nyereséget elkönyvelő munkanélkülinek köszönhetően ennél kedvezőbb képet, 5 százalékos bérnyereséget mutat.

A kutatásunkból adódó legfontosabb következtetés az, hogy a munkanélküliség nem minden szempontból ér véget az elhelyezkedéssel, hanem mintegy folytatódik, a korábbinál kisebb vagy nagyobb bérek formájában érezteti hatását. Nem tudjuk, hogy az új bérek mennyi idő alatt és milyen mértékben hasonulnak a régiekhez, ám amíg ez nem történik meg, a megszokottól eltérő színvonaluk tovább növeli vagy éppen mérsékli a munkanélküliségnek betudható teljes jövedelmi veszteséget.

A 30 évesnél idősebbek, a hosszú munkanélküliség után elhelyezkedni próbálók, valamint a magas munkanélküliségtől sújtott régiókban élők nemcsak kisebb valószínűséggel találnak állást, hanem veszteségeiket súlyosbítja a bércsökkenés is. Szerény bérnyereség ellensúlyozza az alacsonyabb elhelyezkedési ráta hatását a nőknél.

A bérváltozások vizsgálata azonban nemcsak kontrasztosabbá teszi a képet - mint a fenti esetekben -, hanem összetettebbé is. Ha csak a munkanélküliség időtartamát vizsgáljuk, a munkanélküliség fő veszteseinek az alacsony iskolázottságú, alacsony jövedelmű csoportokat tarthatnánk. Az itt vizsgált adatok felhívják a figyelmet arra, hogy az idősebb, iskolázottabb és ezért - vagy más okokból - jól kereső munkanélküliek tetemes bérveszteséggel helyezkednek el. Ha az általános iskolát végzett, huszonéves, korábban kategóriájuknak megfelelő bért kereső férfiak régihez viszonyított új bérét száznak vesszük, egy 40 éves, gimnáziumot végzett,10 százalékkal kategóriájának átlaga felett kereső férfi esetében az új bér várható értékét a réginek csupán 63 százalékára becsülhetjük. Minden bizonnyal igaz, hogy - éppen a magas keresetűek esetén - az induló bérek elmaradnak a hosszabb távon várhatótól, így ezek az arányok túlbecslik a hosszabb távú veszteséget. Annyit azonban kétségtelenül jeleznek, hogy a jövedelmi veszteség nem korlátozódik a munka nélkül töltött időre. E többletveszteségek olyan mértékűek, hogy hatásuktól a munkanélküliség jóléti vagy politikai következményeinek felmérésekor aligha tekinthetünk el.

Hivatkozások

BECKER, G. S. [1964]: Human capital - A theoretical and empirical analysis, with special reference to education. The University of Chicago Press, Chicago, London.

BKE-TÁRKI-KSH [1994]: Társadalmi átalakulás 1992-1994. Jelentés a Magyar háztartáspanel III. hullámának eredményeiről. Szerkesztette: Tóth István György. BKE Szociológiai Tanszék-TÁRKI-KSH, Budapest, december.

CAIN, G. G. [1975]: The challenge of segmented labor market theories to orthodox theory. American Economic Review, május.

CSABA ERIKA [1994]: Munkaerő­piaci mozgások a KSH munkaerő­felvétele tükrében. Munkaügyi Szemle, 6.

COMMANDER, SIMON-KÖLLŐ JÁNOS- UGAZ CECÍLIA [1994]: Firm behavior and the labor market in the Hungarian transition. Word Bank Policy Research Papers 1373, Washington.

DOERINGER, P. B. - PIORE M. J. [1971]: Internal labor markets and manpower analysis. Lexington, Heath.

EHRENBERG, R. G.-OAXACA, R. L. [1976]: Unemployment insurance, duration of unemployment and subsequent wage gain. American Economic Review, 66(5).

FAZEKAS KÁROLY [1993]: A munkaerőpiac regionális különbségeiről. Közgazdasági Szemle, 7-8. sz.

FELDSTEIN, M. [1976]: Temporary layoffs in the theory of unemployment. Journal of Political Economy, 84:937-957. o.

FELDSTEIN, M. [1978]: The effects of unemployment insurance on temporary layoff unemployment. American Economic Review, 68: 834-846. o.

GALASI PÉTER [1994]: Unemployment benefits and job search behavior: Some empirical evidence from Hungary. ILO­Japan Project "Employment Policies for Transition in Hungary", Budapest.

GARCIA, J. - STERN, J. [1989]: Real gains and losses from unemployment. Megjelent: Nickell, S. W.-Narendranathan, J. Stern, J. Garcia (szerk.): The nature of unemployment in Britain. Oxford University Press.

GREEN, W. H. [1992]: Econometric analysis. Második kiadás, Macmillan.

HECKMAN, J. M. [1979]: Sample selection bias as a specification error. Econometrica, Vol. 47, No. l. .

KILLINGSWORTH, M. B. - HECKMAN J. M. [1986]: Female labour supply: A survey. Megjelent: Handbook of labor economics (Szerk: Ashenfelter, O. - Layard R.). Elsevier Science Publishers BV.

KÖLLŐ JÁNOS [1993]: A tulajdoni átalakulás és a munkaerőpiac. Közgazdasá Szemle 9. sz.

KÖLLŐ JÁNOS-NAGY GYULA [1995]: Bérek a munkanélküliség előtt és után. ILO/Japan Project: Az átalakulás foglalkoztatáspolitikája a Magyarországon, Budapest.

KSH [1994]: Munkaerő­felmérés 1993. (Adattár.)

LAKI MIHÁLY [1994]: Vállalati viselkedés elhúzodó gazdasági visszaesés esetén. Megjelent: Vállalatok a szocializmus után. Kandidátusi értekezés, MTA Közgazdaságtudományi Intézet, Budapest.

LAKATOS JUDIT [1994]: Bérszámfejtés. Figyelő, augusztus 1 l.

LÁZÁR GYÖRGY-SZÉKELY JUDIT [1994]: A munkanélküliek ellátásra való jogosultságot kimerítők munkaerő­piaci státusának elemzése, ILO/Japán Project: Az átalakulás foglalkoztatáspolitikája Magyarországon, Budapest.

MICKLEWRIGHT, JOHN - NAGY GYULA [1994a]: How dóes the Hungarian Unemployment insurance system really work? Economics of Transition, Vol. 2 (20), 209-232. o.

MICKLEWRIGHT, JOHN - NAGY GYULA [1994b]: Flows to and from insured unemployment in Hungary EUI Working Papers in Economics, No. 41.

NICKELL, S. J. [1982 ]: The determinants of occupational success in Britain. Review of Economic Studies, Vol. 49, 43-54. o.

OI, W. [1962]: Labour as a quasi­fixed factor. The Journal of Political Economy, április, 538-555. o.

SCHIFFER PÁL [1993]: A Videoton­sztori, I-II. Dokumentumfilm, Munkásélet produkció, Budapest Filmstúdió, Budapest.

SZELÉNYI IVÁN-KONRÁD GYÖRGY [1977]: Az értelmiség útja az osztályhatalomig. Szamizdat, Budapest.

SZÉKELY JUDIT [1994]: Rövid távú munkaerő­piaci prognózis. Országos Munkaügyi Központ, Budapest.


* A cikk alapjául szolgáló tanulmány az ILO Az átalakulás foglalkoztatáspolitikája Magyarországon című programja számára készült. Köszönetet mondunk az Országos Munkaügyi Központ (OMK) vezetésének a kutatás támogatásáért, a munkaügyi kirendeltségek több száz dolgozójának az adatfelvételben végzett munkájukért. A vizsgálat tervének kidolgozásakor sok segítséget kaptunk Lázár Györgytől és Székely Judittól (OMK). A próbafelvétel során Mátyás Tibor Attila (Tolna megyei Munkaügyi Központ) és Szabó Kálmán (Nógrád megyei Munkaügyi Központ) adott hasznos tanácsokat. Az adatok előkészítését Kis Ákos (OMK) és Juhász Éva (az MTA Közgazdaságtudományi Intézete) végezték. A kutatást anyagilag támogatta az OMK, az OTKA, az OKTK és a Közösen a Jövő Munkahelyeiért Alapítvány. A kutatás ideje alatt, az 1993-1994­es akadémiai évben Köllő János a Collegium Budapest­Institute for Advanced Study munkatársa lehetett, amiért ezúton mond köszönetet.

1 A két aktív korú felnőttből álló háztartás egy főre jutó létminimum­jövedelmének alapján (a városi és vidéki létminimum számtani átlagával számolva).

2 A rezervációs bér olyan egyensúlyi bér, amelynél a további álláskeresés várható költsége azonos az általa elérhető várható többletjövedelemmel. Nagyságát befolyásolja a munkanélküliként élvezett jövedelem, az állásajánlatok gyakorisága, az egyén kockázatvállalási készsége, valamint a kínálati bérek eloszlása (illetőleg az ezzel kapcsolatos várakozások).

3 A KSH Munkaerő­felvételének adatai szerint (KSH [1994]) a segélyezett munkanélküliek körülbelül egyharmada nem keresett állást a kérdezést megelőző négy héten. Az állást egyáltalán nem keresők aránya ennél nyilvánvalóan alacsonyabb, azoké pedig, akik az alacsony bérajánlatok miatt adták fel az álláskeresést, még kisebb.

4 Összesen 5226 munkanélkülivé válóval és 15 650 elhelyezkedővel készült kérdőív.

5 A besorolás módszeréről lásd a függeléket! A szektor szerinti osztályozás az interjúalanyok válaszain nyugszik.

6 Itt magánszektoron a teljesen vagy részben magántulajdonú vállalatokat és az önfoglalkoztatókat értjük. A Háztartáspanelben és az itt elemzett felvételben a munkáltató tulajdoni hovatartozására vonatkozó kérdés azonos volt. A 64,5 százalék alábecsüli a tényleges arányt, mert a munkanélkülivé vált önfoglalkoztatóknak csak egy kis része jelenik meg - nem lévén segélyre jogosult - a munkaügyi hivatalokban. Ismétlődően munkanélkülinek azokat tekintettük, akiket a munkaügyi kirendeltségek nem először regisztráltak munkanélküliként.

7 A számításokhoz az Országos Munkaügyi Központ által nyilvántartott segélyt kapó munkanélküliek állományából kiválasztott véletlen mintákat használtuk fel. A minták az 1992. március 20­i, az 1993. április 10­i és az 1994. április 11­i állományokból származnak, és évenként 30-40 000 munkanélkülire terjednek ki.

8 Ha a korábbi kereset alapján járó segély nem éri el a segélyminimumot, akkor ezt a minimumot kapják a munkanélküliek segélyként. Akik korábbi keresete alacsonyabb volt a segélyminimumnál, azok segélye a korábbi keresettel azonos összeg. A segélyminimum 1993­ig a mindekori minimumbérrel volt azonos, azóta 8600 forint.

9 A segélyeket a segély megállapításához számított átlagkeresetekhez - a munkanélkülivé válást megelőző négy naptári negyedév kereseti átlagához - viszonyítjuk a mutatókban.

10 A városi és községi létminimum számtani átlagát alapul véve.

11 A függvényben a segély­bér arány becsült értéke szerepel. Mivel számos, a kilépési függvényben szereplő változó hat a segély­bér arányra, az eredeti érték szerepeltetése torzítaná az ezekhez tartozó paramétereket. A segély­bér arány becslését lásd az F4. táblázatban!

12 A ráták nevezőjében az 1990. évi helyben lakó aktív népesség szerepel. A számítás módszeréről részletesebben lásd FAZEKAS [1993] cikkét.

13 A felvételről lásd például SZÉKELY [1994] tanulmányát.

14 Ennél jóval egyszerűbb lett volna a kérdőívben megkérdezni, hogy a korábbi munkahelyükre kerültek­e vissza az elhelyezkedők, de ezt elmulasztottuk.

15 Részletesebben lásd például GREEN [1992], 20. fejezet.

16 Igen szemléletesen mutat rá erre SCHIFFER [1993] dokumentumfilmje: az állásvesztés utáni hetekben sok munkanélküli évek óta halogatott ház körüli javításokkal foglalta el magát.

17 Az időtartam­változók elhagyása a többi változó hatását nem módosította. A részletes eredményeket lásd KÖLLŐ-NAGY [1995].

18 A kérdésre a fejezet végén még visszatérünk.

19 A Heckman­féle eljárásról részletesebben lásd GREEN [1992] könyvét vagy KILLINGSWORTH - HECKMAN [1986] tanulmányát is. Megjegyezzük, hogy a probitbecslésben is csak a béradattal rendelkezőket vettük figyelembe, továbbá, hogy a negatív eredmények miatt nem tettünk kísérletet a standard hibák heteroszkedaszticitásból eredő torzításának kiszűrésére.

20 A férfiakra és a nőkre külön­külön modellt állítottunk fel, az életkor és a rezervációs bér között feltételezhető kapcsolat eltérő jellege miatt. A becslésben a rezervációs bért befolyásoló változók (előző munkaviszony megszűnésének módja, rövid munkanélküliség, a segély és a korábbi bér aránya, rossz egészségi állapot, 50 év feletti életkor) mellett olyan további változókat szerepeltettünk, amelyek feltevésünk szerint a munkaerő­keresleti görbét az ajánlati bérek befolyásolása nélkül tolják el (szezonális hatások, beruházási arány).

21 Az elhelyezkedő munkanélküliek korábbi munkahelyének szektor szerinti hovatartozását nem tudtuk megállapítani, ezért a becslésben ágazati változók szerepelnek.

22 A kérdőívben az ötven fősnél nagyobb, illetve kisebb vállalatokat különböztettük meg.

23 A földrajzi mobilitás kérdéskörét, ezen belül az utazási szubvenciók lehetséges hatásait - az itt kapott eredményt is felhasználva - külön tanulmányban tervezzük megvizsgálni.

24 Itt jegyezzük meg, hogy a korábbi munkahelyükre visszalépők adataival becsült függvény eredményei alapvetően nem térnek el a többiekétől, kivéve éppen a munkanélküliség időtartamához tartozó együtthatókat: az a kisszámú visszalépő, aki nem 3-6 hónapot töltött ideiglenes elbocsátáson, az új bérek tekintetében nem különbözik a többiektől. A visszalépőkre vonatkozó függvényben nem szerepelnek azok a változók, amelyek vagy nem értelmezhetők (például a foglalkozásváltozás), vagy a nagyon kis esetszám miatt bevonásuk nem volt tanácsos (például a munkaidő­változások).

25 1992­ben 6 és 11 százalék,1993­ban 2 és 10 százalék (COMMANDER ÉS SZERZŐTÁRSAI [1994] 26. o.), 1994­ben 8 és 18 százalék (F2. táblázat).

26 A részletes eredményeket lásd KÖLLŐ-NAGY [1995].

27 Továbbá megjegyezzük: a magánvállalatoknál elhelyezkedettektől kapott béradataink arra utalnak, hogy vagy az nem igaz, hogy tömegesen jelentik be őket minimálbérrel, vagy az, hogy a lakossági adatfelvételeket ez a gyakorlat súlyosan torzítaná. Az általunk megkérdezett, magánalkalmazottként elhelyezkedők 7,9 százaléka jelölt meg az 1994 áprilisában érvényes minimálbér ezerforintos környezetébe eső bért. (Az arány az állami szektorban 9,8 százalék volt!)