Kiszorítják-e az idősebb munkavállalók a fiatalokat a közszférában?

Átírás

1 Közgazdaági Szemle, LX. évf., júliu auguztu ( o.) Cere-Gergely Zombor Kizorítják-e az időebb munkavállalók a fiatalokat a közzférában? Eredmények a magyarorzági nyugdíjkorhatár-emelé időzakából A tanulmány a magyarorzági közzféra munkahelyi zintű adatain vizgálja az idő é fiatal munkavállalók közötti kizorítái hatát. Az elemzé újdonága a dezaggregált adatok haználata mellett, hogy a foglalkoztatotti coportok munkahelyi foglalkoztatái zintjeit, a fiatalok felvételi eélyeit é béreit i elemzi. Az eredmények azt mutatják, hogy a fiatalokat újtó kizorítái hatá a foglalkoztatáon é a béreken kereztül i jelentkezik, de cak korlátozott mértékben, cupán a fiatalabb é legkiebb tapaztalattal rendelkezők eetében.* Journal of Economic Literature (JEL) kód: J14, J23, J26, J45, J63. Az 55 év feletti időebbek foglalkoztatái aránya a 2000-e években jelentően megnö ve kedett mind az Európai Unióban, mind Magyarorzágon. Az éveek 1997-ben 36 zázaléko foglalkoztatái rátája közel 10 zázalékponttal nőtt tíz év alatt az Európai Unióban, é ez a növekedé a kéőbb kibontakozott válág orán i folytatódott (lád az 1. ábrát). Eközben a fiatalabbak, a éveek foglalkoztatái aránya cökkent, vagy az átlagtól é az időekétől, de még a telje népeégtől i jelentően elmaradó ütemben nőtt. Az aggregált adatok több kérdét i felvetnek. Vajon mindez azt jelenti, hogy az időebbek kizorítják a munkapiacról a fiatalokat? A nyugdíjba vonulá időpontját kitoló kormányzatok tevékenyégének nem zándékolt következményeivel állunk zemben, vagy inkább arról van zó, hogy a fiatalok valamilyen okból az ikolát válaztják a munka helyett? Eetleg emmi kapcolat ninc ezek között a jelenégek között, cak véletlen egybeeéről van zó? A munkanélküliégi adatok azt ugallják, hogy a cökkenének nem tiztán kínálati okai vannak (például a fiatalok kitolódó ikolai rézvétele), a válág előtti konjunktúrától eltekintve a fiatalok munkanélküli-rátája i emelkedik, é ez az emelkedé az átlagonál meredekebb. 1 * A tanulmány elkézítéét az OTKA NK zámú pályázat támogatta. Ezúton zeretném megközönni a munkában rézt vevő kutatók egítő megjegyzéeit, amelyeket a kapcolódó műhelybezélgetéen tettek, valamint Szőke Bálint azizteni munkáját, amivel a tanulmány egy korábbi változatának elkézültét egítette. 1 Az időebbekre ajno ez az adat nem elérhető az EU 27 eetében, ahogy kor zerint bontott átlagbéradatok em. Cere-Gergely Zombor, MTA KRTK Közgazdaág-tudományi Intézet ( zombor.ceregergely@krtk.mta.hu).

2 838 Cere-Gergely Zombor 1. ábra A népeég három korcoportjának foglalkoztatái (bal oldal) é munkanélküli-rátája (jobb oldal) az EU 27 orzágaiban (éve átlago adat) Forrá: Eurotat-adatbázi, earch_databae (lfi_emp_a é une_rt_a). Gruber Wie [2010] az NBER időebb é fiatalabb munkavállalók közötti kapcolatot vizgáló kutatái programjának eredményeit foglalta öze. A zerzőpáro é az or zág ta nulmányok kézítői aggregált adatok alapján arra a következtetére jutottak, hogy ha létezik i a kapcolat, az inkább kedvező: az időebbek foglalkoztatáával a fiataloké i nő. Kézültek korábban i haonló, lényegeen egyzerűbb tanulmányok: Herberton [2001] az 1. ábrán közöltekhez haonló, az OECDtagorzágok 1979 é 1998 közötti adataira illeztett regreziót. Itt az okág ugallt feltételezett iránya ugyan fordított, de a tényezők haonlók: az egyenlet az éve férfiak aktivitái arányát magyarázza többek között a éve férfiak munkanélküliégi rátájával. Noha a kapott együttható negatív é zignifikán, ám nem írja le jól a két tényező közötti kapcolatot. Ennek oka a zavaró tényezők orának jelenléte, de mindenekelőtt az, hogy az áralkalmazkodá ninc figyelembe véve, továbbá mivel még tilizált közgazdaági modell em kapcolódik hozzá, jelentée tetzőlege lehet (Cere-Gergely [2009]). Igen különböző módzertannal, de a téma kutatói közül néhányan már túlmutattak az aggregált adatok egyzerű elemzéén. Layard Nickell Jackman [1991] elméleti makromodelljében látható, hogy a nyugdíjaok piacról való kivonáával a bérek alkalmazkodáa következtében inkább a bérek zínvonala emelkedik, minthogy cökkenne a fiatalok munkanélküliége. A zerzők azt a hiedelmet, hogy ez az alkalmazkodá nem történik meg, é lehetége olyan beavatkozá, amely képe béremelkedé nélkül tartóan megváltoztatni a foglalkoztatá zintjét, a munkalehetőégek ozthatatlanága tévezméjének (lump of labour fallacy) nevezik. Megkérdőjelezik, hogy a gazdaág egy adott méretű doboz lenne, é amellett érvelnek, hogy az együtte ár- é mennyiégi alkalmazkodá eredményeként a munkalehetőégek tömege végül képe alkalmazkodni a megnövekedett kínálathoz. A telje alkalmazkodá azonban hozú időt vehet igénybe, ezért érdeme a kérdét empirikuan i vizgálni, különö

3 Kizorítják-e az időebb munkavállalók a fiatalokat tekintettel az átmeneti időzakra. Jouten é zerzőtárai [2008] a korai nyugdíjazá lehetőégeinek fokozato zűküléét kihaználva, belga időoro adatok egítégével vizgálta meg a kizorítái hatát. Eredményei zerint ninc kizorítá, okkal inkább arról van zó, hogy mindkét coport foglalkoztatáa érzékeny a konjunktúraciklu alakuláára, é a fiataloké különöen az. Úgy tűnik, hogy Magyarorzágon az EU-ban tapaztaltnál i jobban romlott a fiatalok munkapiaci helyzete, miközben jelentően nőtt a nyugdíjkorhatár (2. ábra). A lehetége kizorítái határól azonban a zembeötlő változáok é az időről időre felbukkanó aggodalmak ellenére még annyit em tudunk, mint amennyit az EU 27 eetében (az NBER-kutatában Magyarorzág nem vett rézt). A 2. ábrán i az időebbek foglalkoztatái arányának növekedéével párhuzamoan indul meg a fiatalokénak a cökkenée, a munkanélküliégi ráta zintje vizont cak három év múlva követi ezt a folyamatot, é kezd el nőni. Mivel a magyarorzági adator az NBER-kutatá legrövidebbje lett volna, az özefüggé főként nem időoro elemzéi ezközökkel vizgálható. 2. ábra A népeég három korcoportjának foglalkoztatái é munkanélküli-rátája (bal é jobb oldali panel) Magyarorzágon (éve adat) 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3 0,2 0, tanuló (zimulált) foglalkoztatott Forrá: aját zámítáok a KSH munkaerő-felméréének adataiból é az Eurotat online adatbázi, une_rt_a. Ebben az írában az időebb é fiatalabb munkavállalók közötti lehetége kizorítái hatá jelenlétét é nagyágát a nemzetgazdaági aggregátumoknál finomabb é cak a közzférára kiterjedő adatok felhaználáával vizgálom. A munkahelyi zintű adatok lehetővé tezik, hogy a zavaró hatáokat jobban kizűrjük, így cökkentük a kizorítái hatá ok nélküli kimutatáának eélyét. A telje gazdaág helyett cak a közzférát vizgálva, olyan területre koncentrálok, amelyen az ott alkalmazott zemélyzeti politika következtében a kizorítá lehetőége nagyobb, mint máhol. E két finomítá következtében a beclé jóval biztonágoabb, mint az aggregált vizgálaté. Az eredmények zerint mind mennyiégeken, mind árakon kereztüli mérékelt kizorítái hatá érvényeül.

4 840 Cere-Gergely Zombor A tanulmány öt rövid rézből áll. Előzör orra vezem azokat a mechanizmuokat, amelyektől a kizorítái hatá jelentkezéét várhatjuk, é itt foglalom öze a közzféra azon ajátoágait, amelyek valózínűvé tezik, hogy itt a kizorítái hatá fokozottabban érvényeül. Majd az empiriku vizgálathoz felhaznált adatokat imertetem. Ezt követően a közzférában történő foglalkoztatá é bérezé korzerkezetének alakuláára vonatkozó tilizált tényeket, valamint azokat az eljáráokat mutatom be, amelyekkel a vázolt mechanizmuok működéét elemezem. A becléi eredmények imertetée után a tanulmány rövid özefoglaláal zárul. A kizorítá lehetége okai é mechanizmuai a verenyé a közzférában Bármilyen ezközzel i zeretnénk megmérni a fiatalok é az időek munkapiaci eélyei közötti kölcönhatá nagyágát, annak mozgatórugójával é irányával i tiztában kell lennünk. Egyrézt kellően biztonak kell lennünk abban, hogy külő tényező mozgatja az eeményeket, márézt vizgálnunk kell azokat a mechanizmuokat, amelyeken kereztül a két munkaerőtípu közötti kölcönhatá, így a kizorítá i jelentkezhet. A kizorítái hatá mérééhez ideáli eetben olyan impulzura van zükégünk, amely biztoan cak az időebb emberek foglalkoztatottágát növeli, egyéb hatáa pedig cak olyan, ami nem függ öze közvetlenül a fiatalabbak foglalkoztatottágával. Ilyen hatá Magyarorzágon az 1997-től elindult nyugdíjkorhatár-emelé, aminek következtében 55 é 60 évről mind a nők, mind a férfiak eetében egyégeen 62 évre nőtt az öregégi nyugdíjazá nyugdíjcökkenté nélküli igénybevételének korhatára. A ponto kéztetéi vizonyokról (amilyen például az egyéni táradalombiztoítái vagyon nagyága) nincenek adataink, de a gazdaági aktivitát dekomponáló zámítá azt mutatja (3. ábra), hogy az aktivitái arány növekedéének 1999 é 2004 közötti egyik fő hajtóereje az öregégi nyugdíj zigorítáának hatáa lehetett (Kátay Nobili [2009]). Bár a dekompozíció zámítá erre nem vonatkozik, a korhatár emeléének azimmetriku voltából azt gondolhatjuk, amit az aktivitá kezdeti növekedéének vizgálata i megerőít (Cere-Gergely [2009]): a hatá erőebb a nők, mint a férfiak eetében. A korhatáremelé mellett jelentő az ikolázottág zintjének trendzerű emelkedééből fakadó aktivitánövekedé i, ami az időebbek eetében i jelentkezik. Ez a hatá ugyanakkor a vizgált időzakban kiebb, mint a nyugdíjé. Úgy tűnik tehát, hogy az időebbek foglalkoztatái arányának növekedée a fiatalok zempontjából exogén tényezőre vezethető vizza. A fiatalok adott időzaki foglalkoztatái aránya zempontjából mindkét hatá predetermináltnak tekinthető, ezért nem valózínű a fordított okági kapcolat, amelyben a fiatalok cökkenő foglalkoztatái aránya okozta volna az időebbek megnövekedett foglalkoztatái arányát. Az idő fiatal kizorítá létezééhez nemcak a fordított, de a harmadik mögötte ok döntő, a látzólago kapcolat jelentőégét i ki kell zárnunk ilyen például az egyre tovább tartó így a fiatalok foglalkoztatái rátáját trendzerűen cökkentő

5 Kizorítják-e az időebb munkavállalók a fiatalokat ábra Az aktivitái ráta változáának komponenekre bontáa (telje munkavállalái korú népeég) 1,5 1,0 0,5 0,0 0,5 1,0 1,5 2, Aktivitái ráta változáa Tranzferek hatáa Özetételhatá Öregégi nyugdíj hatáa Ikolázottág hatáa Forrá: Cere-Gergely Kátay Szörfi [2012] zámítáa Kátay Nobili [2009] nyomán. rézvétel a nappali oktatában. Bár az Európai Unió nyugati rézében a felőoktatái rendzer expanziója már lezajlott, Magyarorzágon ez a folyamat éppen abban az időzakban bontakozott ki, amikor a kizorítára utaló jeleket megfigyeljük. Ez a változá bekövetkezhetett az időek exogén módon megnövekedő aktivitáától, illetve foglalkoztatáától függetlenül; vagy annak következtében, ha a fiatalok a növekvő verenyhátrányaikra reagálva maradnak az ikolarendzerben. Az előbbi eetben az időorok alapján teljeen téveen hozzuk özefüggébe az időek é fiatalok foglalkoztatái arányának ellentéte irányú változáát. Ezt a helyzetet árnyalja az a lehetőég, hogy az ikolai rézvételt maga a munkapiaci feltételek rozabbodáa váltja ki ebben az eetben az özefüggé mégem látzólago. Mivel a közvetkeztetéek zempontjából az a kedvezőtlen, ha a munkapiaci hatának egyáltalán ninc úlya a változában, erő próbának tekinthető, ha éppen ezt a helyzetet feltételezve vizgáljuk meg az özefüggé robuztuágát. Tegyük fel, hogy egyetlen, az oktatái rendzerben ez idő alatt maradt fiatalra em hatott nyomó erőként az időebbek megnövekedett munkapiaci rézvétele, tehát

6 842 Cere-Gergely Zombor az ikolai rézvételt cak független folyamatok növelték meg. Ha a foglalkoztatottak arányához hozzáadjuk az ikoláok arányát, éppen ezt a zélő helyzetet vizgálhatjuk (ezt mutatja a 2. ábra zimulált időora). A korrigált időor alapján azt figyelhetjük meg, hogy jelentően gyengülve ugyan, de a jelenég ebben a zélőége eetben i megmarad. Az okági vizonyokat az időoro modelleknél közvetlenebbül megragadó eljárát vizonylag kevé tanulmány alkalmaz. Skan [2005] a ritka példák egyike: a korcoporto hatáokat általánoítva, a helyi munkapiacokon vizgálja az egye korcoportok foglalkoztatái aránya közötti kölcönhatát. A helyi munkapiaci eélyekre reagáló migráció torzító hatáát kizűrve, eredményei azt mutatják, hogy a fiatalok é az időebbek közötti kizorítá létező jelenég. Bár ez az eljárá jóval kifinomultabb, mint azoké, amelyek nemzetgazdaági zinten aggregált adatokon alapulnak, továbbra em nyújt válazt arra, milyen mechanizmu okozhatja a kölcönhatát. Grant Hamermeh [1981] közvetlenül a munkakerelet elméletére épülő módzere jelentően eltér az eddigiektől. A zerzők a heterogén munkaerő iránti vállalati kerelet tandard modelljét haználják keretnek, amelyben a különféle erőforráok helyetteíthetők a termelé orán, é ennek mértékét különböző rugalmaágokkal lehet megmérni. A termeléi függvény elő deriváltjaira alapozott helyetteítéi rugalmaág a munkatípuok közötti helyetteítő vagy kiegézítő vizonyt mutatja meg, a máodik deriváltra alapozott komplementaritái rugalmaág pedig azt, hogy egy adott munkaerő határtermékét növeli-e a máik munkaerőből felhaznált mennyiég. Kiegézítő vizony eetében azt tapaztaljuk, hogy ha valamely tényező iránti kerelet megnő (például akkor, ha annak ára lecökken), akkor a máik iránt i nő a kerelet. A máodik eetben a kapcolat közvetettebb: a megnövekedett kereletű munkatípu bővülée termelékenyebbé tezi az egyébként változatlan munkatíput, ami nagyobb kibocátát tez lehetővé, é végül indokolja utóbbi zámának zinten tartáát vagy növeléét. A zerzők az utóbbi, komplementaritái rugalmaág nagyágát mérték aggregált adatok egítégével. Azt találták, hogy a fiatal férfiak é az időebb nők között ninc komplementer kapcolat, így az egyik coport foglalkoztatáának növekedée a máik cökkenéét valózínűíti. Az alkalmazkodá termézeteen nem cak mennyiégi lehet, a foglalkoztatái okkra bérek i reagálhatnak. Éppen ezért ahhoz, hogy egy hatát egyértelműen foglalkoztatái hatáként könyvelheünk el, külő információval kell rendelkezni a bérek alakulááról, például merevégéről. A közzféra működée több zempontból i eltér a verenyzféráétól, ami a munkatípuok felhaználáának méréére i hatáal van. A közzférában a termelé folyamata vagy akár eredménye korántem olyan világo, mint a verenyzféra eetében, ezért modellezée a mai napig általánoan nem megoldott. A közzféra munkakereletének modellezéére létrehozott elemzéi keretek Ehrenberg [1973] klaziku modelljétől amelyben a ma már tankönyvekből imert módon vezeti le a hazonmaximalizáló állami zerv tatiku munkakereletét Bergtröm Dahlberg Mörk [2004] a mediánzavazó vielkedéére épülő munkájáig terjednek. A következőkben imertetjük Holtz-Eakin Roen [1990] által megfogalmazott, bizonytalanág mellett felírt, dinamiku munkakereleti modellt, amely a megzokott

7 Kizorítják-e az időebb munkavállalók a fiatalokat hazonmaximalizálái modellre épít, de dinamiku zerkezete lehetővé tezi a korzerű ökonometriai ezközök alkalmazáát. Az állami é a verenyzféra zeparábili, é cak az előbbit vizgáljuk. A modell zereplői önkormányzatok, amelyek az alábbi, időben zeparábili, intertemporáli haznoágfüggvényt maximalizálják: E t = θ U( Gt + ), = 0 ahol θ = 1/(1 + π) az időpreferenciát jelző dizkonttényező, U egy közelebbről nem pecifikált haznoágfüggvény, G t + pedig a zolgáltatóegyég (t + )-edik időzaki kibocátáának mérőzáma. Ez utóbbit a verenyzféra vállalataihoz haonló termeléi függvény formájában határozhatjuk meg: G t = f(f t, ΔF t, P t, ΔP t, ) g(k t, ΔK t, ), ahol F t a telje állában foglalkoztatottak, P t a félállában foglalkoztatottak záma, K t pedig a felhaznált tőke mennyiége a t-edik időzakban. A felhaznált termeléi tényezők differenciáinak zerepeltetée az alkalmazkodá költégét hivatott megjeleníteni. A zereplők jelenértékre zámítolt dinamiku költégvetéi korlátját a következő egyenlet határozza meg: p NAt 1 + D ( Rt + + At + Ft + wt + Pt + qt + K t + )= 0, = 0 ahol D = 1/(1 + r) az időben állandó kamattényező, R t + az intézmény által, A t + pedig a központilag NAt 1 + Dbiztoított ( Rt + p + Aköltégkeret, t + Ft + wt + Pa t + rézmunkaidő qt + K t + )= dolgozóknak 0, fizetendő bér, q = 0 t + K t + pedig a tőkeköltég. A feladatot dinamiku programozáal megoldva, megkapjuk a két munkatípu Euler-egyenletét. Ezek zerint a munkatényezők optimáli időbeli pályája a béreknek a kamatlábbal é a dizkontrátával korrigált várható változáától függ [Holtz-Eakin Roen [1990] 5 6. o. (2.4b) egyenlet]. Ennek é a termeléi függvény által implicit módon meghatározott özefüggéek felhaználáával adódik, hogy az egye munkatípuok adott időzaki optimáli felhaználáa mindkét munkatípu mennyiégének legfeljebb három, valamint a mindkettőhöz tartozó bérek legfeljebb két időzaknyi kéleltetett értékétől függnek. Feltéve, hogy a két egyenletből álló rendzer megoldható, a két munkakerelet az (1) é a (2) lineári közelítéel a következőképpen írható fel: 3 F P F F P P Pt = α+ ρ Ft + ρ Pt + β wt + β wt + µ t, (1) 3 2 F P F F = α + ρ F + ρ P + β w t 3 t 3 t 2 F t 2 P P + β w + µ. (2) A dinamiku munkaerő-gazdálkodá egyzerű modelljéből a kizorítái határa vonatkozóan i egyzerű következtetéek adódnak. A megzokott kereleti vizonyok alapján azt várjuk, hogy aját árának növekedée eetén mindkét munkatípu kerelete cökken. Az alkalmazkodá laúága miatt a kéleltetett kerelet eetében 2 t t

8 844 Cere-Gergely Zombor t pozitív, egynél kiebb, időben nem növekvő együtthatót várunk. A két munkatípu között kizorítá feltételezhető, ha az egyikből kereett mennyiég nő a máik árának 3 növekedéekor, 3 illetve ha 2 a kerelet korábbi 2 nagy mértéke kiebb jelenbeli mértékkel 3 3 F P F F P P F P = α+ függ ρ Ftöze, + azaz ρ Pha t az + (1) egyenletben β wt + a β wegyütthatók t + µ t, becült értékei Ppozitívak, t = α + a ρ Ft + ρ P együtthatóké pedig negatívak, é ugyanez a helyzet a (2) egyenletben i. A vereny- é a közzféra az alkalmazkodának több olyan, a munkakerelet fenti egyzerű mikroökonómiai modelljében meg nem jelenő módjában é ajátágában eltér, ami az alkalmazkodát előegítheti, é a kizorítái hatát megzüntetheti vagy mérékelheti. Ilyen például a munkahelyi előmenetel é a munkahelyek közötti mobilitá. Ha egy lokáli (földrajzilag elérhető vagy a munkavállaló zámára má módon behatárolt) munkapiacon a munkahelyek közötti váltáok gyakoriak, akkor a nemzetgazdaáginál alaconyabb zinten jelentkező foglalkoztatái okkok hatáa mérékelhető az érintett munkahelyekről a kevébé érintettekre váltáával. Ha ezzel zemben a munkahelyen, cégen belüli előmenetel a dominán, é a pecifiku felhalmozott tudá jelentő, akkor ennek az alkalmazkodái formának a tere zűkül, a okk cökkentheti a foglalkoztatá zintjét. A verenyzféra é a közzféra munkapiacát é zemélyzeti gyakorlatát az egye időzakok é egye orzágok eetében má é má, de általában érzékelhető különbégek jellemzik. Az időebb munkavállalók érdekeit Magyarorzágon zektoremlegeen az úgynevezett védett kor intézményén kereztül védi a munka törvénykönyve. Rende felmondáal a nyugdíjkorhatár elérée előtti öt éven belül cak különöen indokolt eetben (például nagyfokú gondatlanág, hanyagág) züntetheti meg, valamint ebben az életkorban háromhavi bérrel nő a végkielégíté özege, ha mégi felmondára kerülne or. 2 A haonlóágok mellett azonban jelentő különbégek i megfigyelhetők a verenyé a közzféra között. Míg a verenyzférában jogilag cak a minimálbér zab határt a bérek alakuláának, a közzférában az ennél jóval merevebb bértábla határozza meg az életkortól i függő béreket. Bár a verenyzférában em tapaztaltunk kimondott fizetécökkenéeket, é a közzférában i elhagyhatók az alapfizetét megnövelő prémiumok, a közzféra zabályai keveebb lehetőéget engednek a bérek alkalmazkodáára. A közzférában a meghatározó zabályozái forma a bértömeg-gazdálkodá, aminek keretében a finanzírozá ninc közvetlenül tekintettel a létzámra. Az ilyen módon gazdálkodó munkaadók zámára a védett kor intézménye miatt a munkaerő pótláának elhalaztáa optimáli válaz lehet az exogén módon megnövekedő foglalkoztatái zintre. Mindezzel özefüggében a közzféra foglalkoztatáának dinamikája eltér attól, amit a verenyzférában tapaztalunk. Elek Szabó [2013] tól kezdődő adatorokat haználva, azt találta, hogy a közzférából mindig i cekély volt a verenyzféra felé a kiáramlá, ami még inkább vizazorult, a 2003 utáni növekvő kilépéi rátát a közzférából az inaktivitába é munkanélküliégbe való növekvő kilépé okozta, a verenyzférába való távozá valózínűége az időzakban inkább cökkent (607. o.). E különbégekből következik, hogy mivel a közzférában 2 Az idézett zabályokat a 89. é 95. paragrafu fekteti le a 2012 júniuáig hatályo munkatörvénykönyvben (a védelem kéőbb i megmaradt).

9 Kizorítják-e az időebb munkavállalók a fiatalokat a karrierek inkább egy munkáltatón belül haladnak előre, a kínálati okkokhoz való mennyiégi alkalmazkodá meghatározó módja a felvétel vizafogáa vagy a minimáli védelmet élvező fiatalok elbocátáa lehet. A közzférában tehát nehezebben találjuk meg a kizorítá nyomát, ha azonban mutatkozik ilyen, akkor azt komolyabban vehetjük, mint a verenyzférában vagy a gazdaág egézében. Ezek alapján akár úgy i tűnhet, hogy a kizorítá jelenléte magától értetődő, de mégem az. Ninc ugyani ponto képünk azoknak az alkalmazkodái folyamatoknak a rézleteiről, amelyek az időek megnövekedett foglalkoztatáának hatáát kiegyenlíthetik, pedig éppen ezek eredményeként jelentkezhet rövidebb távon a kizorítá. Továbblépni cak tapaztalati úton tudunk. Eddig általánoágban volt zó munkatípuokról, nem pedig konkrétan a vizgálatunkban nagy jelentőégű időebb é fiatalabb munkavállalókról. Bár a két zélő életkori coport elkülönítée foglalkoztatápolitikai zempontból érthető, a munkakereletben nem feltétlenül tekinthető jól értelmezhető alapegyégnek. Ennek fő oka az, hogy e coportok fonto imérvek mindenekelőtt az ikolai végzettég é a munkatapaztalat zerint nem homogének. Az időebbek nagyobb tapaztalatúak i egyben, azonban a fiatalok munkatapaztalata nem mindig kici. A két meghatározá között különöen az eltérő ikolai végzettégek eetében nagy a különbég: a fiatalok általánoan haznált meghatározáába, a éveek coportjába i beletartozó 24 éve korban egy fri diplomának jellemzően alig van vagy egyáltalán ninc munkatapaztalata. Az ugyanebbe a korcoportba tartozó zakmunká végzettégű fiatal kora ellenére már tapaztalt meter lehet, mondjuk, hat év gyakorlattal. Ha őt az életkori beorolá alapján egy kalap alá vezük az előbbi tapaztalatlan dolgozóval, hibát követünk el, ami a vizgált határa nem érzékeny egyedekkel bővítve a kockázati coportot, helytelenül mérékelheti a kapott hatát. Mivel a közzférában dolgozók átlago ikolai végzettége lényegeen magaabb, mint a verenyzférában dolgozóké, jelentő különbég mutatkozhat a cupán időebb é fiatalabb típut megkülönböztető becléek eredményei között. Ha a tapaztalat zerepe nagy, é nem vezük figyelembe, akkor könnyen előfordulhat, hogy az életkori különbégek cak az ikolai végzettégekben mutatkozó különbégeket mutatják meg, ami torzítja az eredményeket. Annak érdekében, hogy a kapott eredmények könnyen özehaonlíthatók legyenek, de az eltérő tapaztalat okozta torzítát i kezeljük, a becléeket életkori é tapaztalati coportokat haználva i elvégezzük. Adatok A kizorítái hatá vizgálatához hozú időorokra van zükég, é mivel a makrozinten fonto, ide kapcolódó mikroökonómiai fogalmak identifikációja igen bizonytalan (Cere-Gergely [2009]) lehetőég zerint mikroadatokra. Ehhez a vizgálathoz két, az MTA KRTK KTI adatbankjában megtiztított é harmonizált adatforrát haználtuk, a KSH munkaerő-felméréét é a Nemzeti Munkaügyi Hivatal Bértarifa-adatbáziát.

10 846 Cere-Gergely Zombor A KSH munkaerő-felmérée Magyarorzág egyetlen olyan lakoági adatfelvétele, amely a 90-e évektől kezdve lényegében azono zerkezetben é nagy (negyedévenként mintegy 80 ezer fő) elemzámmal kézült. A munkaerő-felmérében az egyének demográfiai adatai mellett rézlete információt találunk a munkapiaci tátuukról, valamint állákereé eetén a kereé formáiról. Vizgálatunkban a foglalkoztatáal kapcolato é demográfiai adatokat haználjuk. A munkaerő-felmérében a közzférában dolgozónak tekintettük azt, aki állami munkáltatónál dolgozik. A felméré valamivel több, mint 3,8 millió (15 74 éve) dolgozót becül 2011-ben, az intézményi tatiztika alapján pedig közel 2,7 millióan voltak foglalkoztatottak, ebből 734 ezer fő, az öze foglalkoztatott mintegy negyede a közzférában. A munkaerő-felméré vizaadja a KSH intézményi tatiztika arányait: 2007-ben a foglalkoztatottak 26 zázaléka dolgozott a közzférában. Ez a kör zűkíthető úgy, hogy cak azokat az ágazatokat vezük figyelembe, amelyek jellegzeteen kormányzati (központi állami vagy önkormányzati) tevékenyégekhez kapcolódnak. Ilyenek a közigazgatá é kötelező táradalombiztoítá, az oktatá, illetve az egézégügy é zociáli ellátá. A meghatározát így zűkítve az öze dolgozó 23 zázalékához jutunk. A KSH munkaerő-felmérée azonban cak vizonyítái alap, a vizgálat alapját a Foglalkoztatái Hivatal Bértarifa-felvétele adja. A Bértarifa-felvételben 1992 óta minden évben a közzféra mintegy félmillió munkavállalójáról rendelkezünk egyéni adattal, ami igen nagy arányú, de nem telje körű megfigyelét jelent. Az adatok három nagy foglalkozái coportot fednek le: a köztiztvielőket, a bírákat é ügyézeket, valamint a közalkalmazottakat. Noha a munkahelyek zámbavétele telje körű, a munkavállalóké cak a központi könyveléű intézményeknél az, a kiebbekben véletlen mintát veznek. A munkahely azonoítója ezzel özhangban időben állandó, a munkavállalóé azonban nem ebből következik, hogy az előbbiek paneladatbáziba zervezhetők, az utóbbiak nem. Az 1998 óta átlagoan mintegy 11,5 ezer munkahelynek minden évben körülbelül 5 zázaléka válik ki az adatbáziból, é körülbelül ugyanennyi jön létre (az 1998-a év kivétel, amikor a munkahelyek záma jelentően megnőtt). Erről a folyamatról azonban ninc olyan jól dokumentált képünk, mint a verenyzféra eetében. Az egyéni adatokat önállóan i felhaználjuk, de a munkahelyek időbeli folyamatainak követée érdekében az egyéni adatokból a munkahelyek zintjére aggregált adatokat i képzünk. Az így kapott munkahelyi zintű adatbáziunkban megtalálható a három korcoportba tartozó munkavállalók záma é aránya, a hozzájuk rendelhető átlago bér, az új belépők záma, a három évnél keveebb (ki tapaztalatúak) é a 40 évnél több (nagy tapaztalatúak) potenciáli tapaztalattal rendelkezők aránya, valamint bére i. A 2. ábrán már láttuk a telje nemzetgazdaágban foglalkoztatott korcoportok arányának változáát. Cak a közzférában foglalkoztatottak korzerkezetének alakuláát a 4. ábra mutatja be a Bértarifa-felvétel é a KSH munkaerő-felméréének adatai alapján. Bár kiebb mértékben, de itt i megfigyelhető az arányok időbeli megváltozáa. Az időzak végére az időebb dolgozók aránya mindkét haznált adatforrá zerint jelentően meghaladta a fiatalabbakét, noha a Bértarifa-felvétel zerint az előnyt már 1998 körül é vizonylag gyoran, a munkaerő-felméré zerint pedig cak 2000-ben é fokozatoabban zerezték meg, é az olló i nagyobbra nyílt a Bértarifa-felvétel zerint.

11 Kizorítják-e az időebb munkavállalók a fiatalokat ábra Az egye korcoportokba tartozók aránya a Bértarifa-felvétel é a KSH munkaerőfelméréének adataiban 1,0 0,9 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3 0,2 0, munkaerő-felméré bértarifa munkaerő-felméré bértarifa munkaerő-felméré bértarifa Forrá: aját zámítá a Bértarifa-felvétel é a KSH munkaerő-felméréének egyedi adatai alapján. A korzerkezet változáa a munkahelyek zintjén i tetten érhető. A közzféra mintabeli munkahelyein az átlagéletkor 2007-ben 44,7 év, az életkor zóráa 11,5 év volt. Ugyanezek az értékek 1997-ben 40,6 é 9,6. Egy egyzerű regrezióban cak a munkahely azonoágára kontrollálva (azaz: cak munkahelyi zintű fix hatáokat haználva), a variancia közel 40 zázalékát tudjuk megmagyarázni a minta egézében. Ez arra utal, hogy a kor zerinti variabilitá egy jelentő réze a munkahelyek közötti különbégekkel magyarázható. Ezzel együtt az azono munkahelyeken belül i történnek lényege változáok: az időebb é fiatalabb munkavállalók zámának változáa között tabilan 0,07 körüli korreláció mérhető. Az 1. táblázat mutatja az egye korcoportok foglalkoztatáon belüli é a különféle tapaztalati coportokat foglalkoztató munkahelyek özeen belüli arányát, valamint az időebb é fiatalabb munkavállalók zámának változáa közötti korreláció értékeit. Ebből egy további tendencia i megfigyelhető: tíz év leforgáa után a munkahelyek körülbelül 30 zázalékában foglalkoztattak éveeket, míg korábban, 1997-ben ennek kétzereében. Az éveeket i foglalkoztató munkahelyek aránya ezzel párhuzamoan nem ilyen mértékben, de folyamatoan é jelentően nőtt.

12 848 Cere-Gergely Zombor 1. táblázat A fiatalabb é az időebb korcoport létzám- é előfordulái aránya, valamint létzámarányuk egy é öt évközzel vett változáa közötti korreláció a közzféra munkahelyein Év A Az Van legalább egy Van legalább egy Korreláció a éveek aránya éve munkavállaló (zázalék) egy évköz öt évköz ,8 5,2 60,1 61,8 0, ,5 9,4 52,6 65,8 0,07 0, ,8 13,5 43,0 76,2 0,04 0, ,7 17,7 29,7 80,8 0,07 0,07 a Korreláció az időebb é fiatalabb munkavállalók zámának változáa között. Mivel a vizgálat nem terjed ki a népeég nem dolgozó rézére, a munkanélküliégnek a foglalkoztatái hatáokat árnyaló változáait nem figyeljük meg, ez pedig félrevezető lehet. Ha a fiatalok aránya cökken, de a rájuk nehezedő munkapiaci nyomá nem nő, akkor nehezen védhető az az állítá, hogy a folyamatokat az időek kizorító hatáa irányítja. Feltételezve, hogy a munkapiaci nyomá megjelenik a bérekben i (például a belépő bérek relatív emeléének elmaradáával), a munkanélküliéghez haonló információt nyerhetünk ezek alakuláából i. Az 5. ábra tanúága alapján az időebbek átlagbére cökkent a vizgált időzakban, a fiataloké azonban nőtt. Míg az előbbi konzizten a növekvő foglalkoztatottág bérletörő hatáával, az utóbbi okkal inkább az adott munkatípu hiányára enged következtetni, mint arra, hogy feleleg állna belőle rendelkezére. Ez a megfigyelé további vizgálat nélkül i a kizorítái hatá ellen zól. 5. ábra A közzférában foglalkoztatott éveek é éveek bérének alakuláa az öze foglalkoztatott béréhez képet (adott évi átlagbérek zázaléko aránya) 1,6 1, ,2 1,0 0,8 0,6 0, Forrá: aját zámítá a Bértarifa-felvétel egyéni adataiból.

13 Kizorítják-e az időebb munkavállalók a fiatalokat A foglalkoztatá korcoporto megozláának változáa a béreknek nemcak a zintjére, de az elozláára i hatáal lehet. A 6. ábra a három vizgált korcoport eetében külön a férfiakra é a nőkre mutatja be a bérek elozláát 1997-ben é ben. Főként a nők eetében zembetűnő a változá: 10 év orán a fiatal nők bérelozláa kétmóduzúvá vált, ahol az aló móduz az (úgy tűnik: effektív) minimálbér környékén alakul, a felő pedig valamivel feljebb. Haonló állapot a férfiaknál i megfigyelhető, é bár az ellentétek nagyobbak lettek, ott a kezdő elozlá i már ehhez haonlított. A középkorúaknál jelentő változá ninc, míg az időebbeknél zintén megfigyelhetjük egy máodik, alóbb móduz kialakuláát. A bérek ilyen változáa nem mond ellent annak, hogy a fiatalok munkapiaci eélyei romlottak, noha magában hordoz több külő változát i, mint amilyen például a minimálbér emelkedée. 6. ábra Férfiak é nők bérelozláa a közzférában 1997-ben é 2007-ben korcoportok zerint (a bruttó bér logaritmua) 1997 Férfiak Nők 1,5 2,0 1,0 1,5 1,0 0,5 0, A kereet logaritmua A kereet logaritmua Férfiak 2007 Nők 1,5 2,0 1,0 1,5 1,0 0,5 0, A kereet logaritmua A kereet logaritmua éve éve éve Forrá: aját zámítáok a Bértarifa-felvétel egyedi adatai alapján.

14 850 Cere-Gergely Zombor Má eredményre jutunk, ha a fiatal kort leceréljük a potenciáli munkatapaztalatra (a 7. ábra a 6. ábrához haonló zerkezetű becült elozláokat mutatja). Ekkor az alaconyabb móduz okkal kiebb, ami arra utal, hogy a jelenég kimondottan a fiatal korral, azon kereztül pedig feltehetően a képzettég hiányával lehet kapcolatban. Ezt a feltevét jól mutatja a 7. ábra, amely a kereetek elozláát nem kor-, hanem tapaztalati coportonként mutatja meg. Ebben az eetben nem alakul ki aló móduz, amit az indokol, hogy ez a zámbavétel relatíve megnöveli a képzettebbek é lecökkenti a képzetlenek arányát a dolgozók között. 7. ábra Férfiak é nők bérelozláa a közzférában 1997-ben é 2007-ben munkatapaztalat zerint (a bruttó bér logaritmua) 1997 Férfiak Nők 2,0 2,0 1,5 1,5 1,0 1,0 0,5 0, A kereet logaritmua A kereet logaritmua Férfiak 2007 Nők 1,5 2,5 2,0 1,0 1,5 0,5 1,0 0, A kereet logaritmua A kereet logaritmua Négy évnél keveebb munkatapaztalat Négy évnél több munkatapaztalat é 55 évenél fiatalabb 55 évenél időebb A fiatalabbak bérelozláának enyhe polarizálódáa é az időebbek bérének alakuláa i a korcoportok zerkezetének átalakuláát ejteti. Valóban, az időebb

15 Kizorítják-e az időebb munkavállalók a fiatalokat foglalkoztatottak között az egyetemet nem végzettek aránya az 1998-a 50 zázalékról 2006-ra 40 zázalék alá cökkent, míg az egyetemet végzettek aránya 60 zázalékra nőtt. Ez nem véletlen: a képzettebbek a korhatáremelé előtt i hajlamoak voltak tovább dolgozni, többek között jobb munkapiaci kilátáaik miatt (Cere- Gergely [2007]), a korhatáremelé így a képzetleneket inkább érintette. Ezzel zemben a fiataloknál ellentéte folyamat zajlik: a diplomáok 1996-ban megfigyelhető 20 zázalék alatti aránya a vizgált 10 év orán közel 40 zázalékra emelkedik. Ha ezzel párhuzamoan megvizgáljuk a fiatalok relatív bérét, azt találjuk, hogy átlago relatív béremelkedét nemcak a diplomáok arányának növekedée okozta, hanem az i, hogy mind a diplomáok, mind a nem diplomáok bére ez alatt az idő alatt növekedett. Ez a növekedé imét inkább a fiatalok alkuereje javulááról, mint romlááról tanúkodik. 3 Becléi eljáráok Korábban imertettem Holtz-Eakin Roen [1990] a települéi önkormányzatok munkakereletére felírt egyzerű dinamiku modelljét, amely a becléeim alapjaként zolgált. Ebben az eetben a döntéhozók nem önkormányzatok, hanem központilag meghatározott erőforráal gazdálkodó központi intézmények leznek. Némi interpretáció nehézéget itt a tőkefelhaználá é annak ára jelenthet, hizen míg az önkormányzatoknak van kötvénykibocátái lehetőégük, az állami intézményeknek külön-külön ninc. Ezt a fogalmat itt éppen ezért általánoítva értelmezhetjük, olyan forráként, aminek valamiféle ára van. Az intézmények eetében ez az ár okzor inkább politikai, mint piaci termézetű lehet. Szükég van továbbá a modell kettőről három munkatípura való kiterjeztéére i. Jelentő különbéget cak az jelenthet, hogy mit tételezünk fel a kereett munkamennyiégeket meghatározó egyenletrendzerre nézve: kerehetünk az (1) é a (2) egyenletekhez haonló megoldáokat, vagy megállhatunk, é vehetjük adottnak a zámunkra kevébé érdeke legjobb munkavállalái korú népeégből igényelt munka mennyiégét én itt az utóbbi megoldát válaztottam. Az eredeti modellhez képet további eltéré, hogy az időek é fiatalok problémájára alkalmazva azt, nem a kéleltetéek zámának teztelée a cél, így ezt adottnak vettem. Helyette a figyelmem a két termeléi tényező zeparabilitáának vizgálatára irányult, arra tehát, hogy az egyik tényező kereletének egyenletében zignifikán hatát gyakorol-e a máik tényező kéleltetett mennyiége é ára. Alapul véve tehát az elméletből következő kéleltetéeket, az (1) é a (2) egyenletből a (3) beclő egyenlethez jutottam: y y y o o p p y y o o eit = ρ0 eit + ρ eit + ρ0 eit + β wit + β wit + fi + τt + εit, (3) yy y y y o o y po po y y y p yp y y yo o y y o p o po o poy p y y y o o o o e0 it eit= ahol ρ0 eit, e it+, rendre e it = ρ0 e a it ρ foglalkoztatott 0eit e + it= ρ0 + e it w ρ+ it0 eρit+ eβfiatalok it + w β+ it ρw 0+ it é e itit időebbek + β+ f i wρ+ β0 iteτ wit t+ it záma, ε fit + i, β τw tβ+ it, wε itit, pedig + f i waz + itτelő t+ εfit i, = 1 = 1 = 1 = ρ + ρ + ρ + β + β + + τt + ε kettőhöz tartozó bér az i indexzel jelölt munkahelyen a t indexzel jelölt időpontban. Az egyenletben a feltétele kerelet zellemében (lád erről például Browning

16 852 Cere-Gergely Zombor 3 Meghir [1991], 2 Pollak [1969]) 2 a középkorú munkavállalóknak cak az egyidejű lét- o o p p y y o o + ρ eitzáma, + ρ0 eit zerepel + β w[p it (prime + age) β witt it a + legjobb fi + τtmunkavállalái + εit, korú munkavállalókra utal]. A kereett mennyiéget meghatározza még egy időben állandó, az adott munkahelyre jellemző tényező, f, é időbeli hatáok i, amiket τ t jelenít meg. A kizorítái 3 3hatát jelző 3eredménynek 2 tekinthetjük 22 azt, ha 2 az időek foglalkoztatáához tartozó y y o yo y p p o o y yp p oy oy o o eit e it + = ρ ρebecült 0ite it + + ρértéke 0 eit + ρ enegatív it β + wρit 0vagy eit + a béréhez β witit tartozó + f i + βτ tw+ együtthatóé itε it, + fi + τpozitív. t + εit, Ahogy Holtz = 1= Eakin Roen 1 [1990] eetében i, = 1az 1 egyenlet dinamiku jellege miatt a becléhez az érintett gazdálkodó zervezetre kiterjedő paneladatorra van zükég, valamint az egyenlet differenciált formájának intrumentáli becléére például Arellano Bond [1991] módzerével. Tehát (3 ) a megbecült egyenlet: y y o o it it it 0 it wit + wit + it y y y o o p p e = α + ρ e + ρ e + ρ e + β β ε,, (3 ) y y y ahol Δ az időbeli különbég operátora úgy, hogy eit = eit eit 1. A (3 ) egyenletben a foglalkoztatái zint változáát becüljük meg, amely két y y y folyamat, a be- é a kilépéek eredőjeként alakul ki: eit = rit lit. Az adatok ajátága miatt a belépéekről nemcak a létzámok változáán kereztül, de közvetlenül i van információnk. Mivel a munkaerő- felvétel lelaítáa könnyebben zabályozható, mint az elbocátá, ezért az időebbek foglalkoztatáának erőödéére a laítá könnyebben reagáló folyamat, érdeme annak hatáát itt önállóan i megbecülni. A becléhez a (3 ) egyenlettel azono függvényformát haználtunk: 3 y y y o o p p y y o o rit = ρ eit + ρ eit + ρ0 eit + β wit + β wit + fi+ τt+ εit, (4) = 0 y y y o o p p y y o o ahol a bal oldalon rit = a belépő ρ fiatalok eit + záma ρ eit áll. + Bár ρ0 a kizorítái eit + β hatát wit + a korábbival β wit + fi+ τt+ ε megegyezően azonoíthatjuk, az együtthatók tartalma eltér = 0a korábbiakból, = 0 hizen a magyarázó változóknak az elbocátában játzott zerepe itt nem jelenik meg. Abban az eetben, ha az előző egyenletben zignifikán eredményt kapunk, itt vizont nem, arra következtethetünk, hogy az alkalmazkodának fonto módja az elbocátá. Mivel az egyenlet jobb oldalán nem a bal oldali változó differenciája zerepel, ezt az egyenletet egyzerű fixhatá-modellel becültük meg. Ahogy erről korábban már zó volt, az életkor zerepe a munkakerelet eetében megkérdőjelezhető, helyette lehetége, hogy a munkatípuokat a munkapiaci tapaztalat egítégével érdeme megkülönböztetni. Ennek megfelelően a (3) é (4) egyenletet úgy i megbecültük, hogy a fiatal, időebb é a középkorú munkavállalók helyett ki, nagy é közepe tapaztalattal rendelkezőket zerepeltettünk, megtartva a fogalmak korábban bevezetett meghatározáát. Ha munkanélküliég effektív nyomáként jelenik meg a munkapiacon, é ha a piac zerkezete erre lehetőéget ad, akkor a romló piaci körülmények a bérek cökkenéét vagy növekedéének lauláát okozhatják. Mivel Magyarorzágon a mobilitá mértéke vizafogott, a kizorítá a béreken kereztül i megjelenhet. Ezt egy tandard Mincer-féle béregyenlettel, annak kibővítéeként modelleztük. A bértömeggazdálkodából é a munkatípuok közötti korlátozott, de lehetége átváltából az 2 = 0 2 2

17 t it Kizorítják-e az időebb munkavállalók a fiatalokat következik, hogy a munkahelyeken az időebb koroztály arányának megnövekedéével má alkalmazkodá híján a fiatalok bére, a fiatal kor bérhozama lecökken. A vizgált özefüggé a következő: y1 y y2 2 y o1 w = α+ βx + γ a + γ a + δ a + δ a + δ a ijt jt jt jt jt it jt it o jt it + δ o 2 2 o y y o o a + γ + γ + f + τ + o o2 2 o y y o o + δ a + γ it + γ it + fi + τ + ε, (5) jt it t it ahol w ijt az i-edik vállalat j-edik fiatal dolgozójának bére logaritmuban a t-edik időpontban, X jt az egyéni jellemzőket jelöli, amilyen például a nem vagy az ikolai végzettég, de idekerülnek a munkahelyre é a helyi munkapiacra jellemző tényezők i, amilyen például az ágazat vagy a helyi munkanélküliég nagyága. A munkatapaztalat hatáát a jt é annak négyzete méri. A fiatal é az időebb munkaválla y1 y1 y y y2 y2 2y y o1 o1 o o o2 o2 o2 o y y y o o o jt w= ijt = α+ α+ βxβjt Xlók + jt + γarányát aγjta+ jt + γ aγmunkahelyen jta+ δ+ δajtait jt+ it δ+ a δfoglalkoztatottak ajtait jt+ it δ+ δajtait jt+ it δ+ között δajtait jtrendre + it + γ γit + it é + γ γit mutatja. + it + f + f + τ Ebben τ+ + ε ε az egyenletben a kizorítá hatáát az életkor é az időebb koroztály arányának interakciójához tartozó együttható negatív értéke tükrözi. Ilyen eetben az életkor bérhozama kiebb ahhoz képet, mintha keveebb időebb munkavállaló lenne a munkahelyen. Ezt az egyenletet egyzerű OLS eljáráal becültük, amelyben zerepelnek munkahelyi zintű fix hatáok. A béreket vizgáló egyenlet több tekintetben i eltér a korábbiaktól. Ez az egyenlet nem munkahelyi, hanem egyéni zintű. Nemcak a fiatalokra vonatkozik, hanem minden munkavállalóra, így egyúttal kimutatja azt i, ha az időebbek megnövekedett aránya az időebbek bérére hatát gyakorol, é azt i, hogy a fiatalok arányának milyen a hatáa. jt it it it i i t t it, it, i t Becléi eredmények A kizorítái hatá lehetőégét korábban nemzetgazdaági zintre aggregált adatokkal vizgáltuk, é mivel jelenlétét legtöbbzör ilyen adatokon becülik meg, az özzehaonlíthatóág kedvéért előként mi i ezt tezük. A regreziók a Gruber Wie [2010] zereplő orzágtanulmányokban haználthoz haonlók. Bal oldalukon a fiatalok foglalkoztatái majd munkanélküliégi rátája, jobb oldalon pedig az időebbek foglalkoztatái rátája é egyéb kontrollváltozók találhatók, mint amilyen a GDP vagy a legjobb munkavállalái korú emberek foglalkoztatái rátája. A 2. táblázatban bemutatott eredmények megerőítik azt, amit a nyer adatokra ránézve i ejthettünk: az egyenletben tabilan negatív együtthatókat becülünk az időek foglalkoztatái rátájára, a 1,2 é 0,8 közötti tartományban mozogó értékkel. Az együttható beclée az 1. alappecifikáció mellett akkor i megőrzi zig ni fikan ciáját, ha az oktatái expanzió hatáát kizűrendő, bevonjuk a nappali oktatában rézt vevők arányát (3. pecifikáció), zintek helyett differenciákat vizgálunk (4. pecifikáció), vagy egyidejűég helyett kéleltetét tezünk fel (2. pecifikáció). A helyzet ezekben az eetekben haonló, ha a függő változó nem a foglalkoztatá aránya, hanem a munkanélküliég: az özefüggé megmarad, az időebbek foglalkoztatáának együtthatója ekkor pozitív. Megváltozik azonban az eredmény, ha

18 854 Cere-Gergely Zombor a konjunktúraciklut a GDP volumenindexével közelítjük (akár a feldolgozóipar arányával vagy anélkül). Ilyenkor az időebbek foglalkoztatáának hatáa imét zignifikán, de előjele megváltozik, a fiatalok foglalkoztatáát inkább erőíteni látzik. Az aggregált adatok alapján tehát nem tudunk robuztu következtetéeket levonni az adott körülmények között. 2. táblázat Az időebbek foglalkoztatái helyzetének hatáa a fiatalok munkapiaci eélyeire (regrezió eredmények aggregált adatok alapján) A) Függő változó: a éveek foglalkoztatái rátája Foglalkoztatái ráta 2,325*** (0,682) 1,127*** (0,159) Foglalkoztatái ráta, kéleltetett 1, (0,752) 0,588** (0,203) Nappali tagozato tanulók aránya, Foglalkoztatái ráta, differencia Nappali tagozato tanulók aránya, GDP-volumenindex Feldolgozóipar aránya Kontan pecifikáció (zint) (zint) (zint) (különbég) (zint) (zint) 1,128** (0,459) 1,154* (0,501) 2,220*** (0,592) 0,837*** (0,195) 0,301* (0,143) 0,965** (0,404) 1,572** (0,646) 0,982** (0,320) 0,285 (0,200) 0,00538 (0,00640) 0,0798 (0,599) 0,00259 (0,00285) 0,585*** (0,167) 0,494 (0,571) 0,00537* (0,00272) 0,0179* (0,00810) 0,349* (0,177) T R 2 0,933 0,948 0,955 0,567 0,865 0,913 Zárójelben a tandard hibák. *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.

19 Kizorítják-e az időebb munkavállalók a fiatalokat B) Függő változó: a éveek munkanélküliégi rátája Foglalkoztatái ráta pecifikáció (zint) (zint) (zint) (különbég) (zint) (zint) 3,398** (1,171) 0,797** (0,272) Foglalkoztatái ráta, kéleltetett Nappali tagozato tanulók aránya, Foglalkoztatái ráta, differencia Nappali tagozato tanulók aránya, GDP-volumenindex Feldolgozóipar aránya Kontan 2,427** (0,787) 0,677 (0,930) 0,594** (0,251) 0,510 (0,620) 3,226** (1,036) 0,321 (0,341) 0,494* (0,251) 2,158** (0,707) 2,114** (0,862) 1,240** (0,427) 0,483 (0,267) 0,0211** (0,00854) 0,847 (0,945) 0,00433 (0,00449) 0,109 (0,263) 1,431 (1,033) 0,00715 (0,00493) 0,0182 (0,0147) 0,130 (0,321) T R 2 0,468 0,750 0,628 0,562 0,102 0,234 Zárójelben a tandard hibák. *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1. A következőkben az aggregált adatokat elhagyva, a (3) egyenlet alapján a foglalkoztatá, a (4) egyenlet alapján a fiatalok felvétele, a (5) egyenlet alapján pedig a bérek alakuláa alapján vizgáljuk a kizorítái hatát. A foglalkoztatá zintje é változáa, a belépők záma A foglalkoztatá zintjét a (3) egyenletnek megfelelően dinamiku panelmodellként becültük meg. Mivel az egyenlet intézménypecifiku fix hatát tartalmaz, differenciálá után a bal oldali változó kéleltetett differenciája a jobb oldalon endogén lez,

20 856 Cere-Gergely Zombor így valamilyen intrumentáli változó beclét kell alkalmazni. A probléma kezeléére Arellano Bond [1991] módzerét haználtuk, a modellből fakadó ortogonalitái feltételek teljeégét kihaználva. Az egyenletben minden változó a munkahelyek zintjén értelmezett (a foglalkoztatottak záma mellett ilyen a bér i). A fiatal foglalkoztattak munkahelyeken belüli zámára vonatkozó becléi eredményeket a 3. táblázat mutatja be különböző pecifikációkban. Az elő két ozlopban közölt eredmények életkori (1. é 2. pecifikáció), míg a máodik két ozlopban tapaztalati coportok zerint kézültek (3. é 4. pecifikáció). A táblázatban az elő orokban a fiatalabb/ki tapaztalatú, majd az időebb/nagy tapaztalatú foglalkoztatottak kéleltetett zámához tartozó becült együtthatók jelennek meg azerint, hogy a kélelteté hány időzako. A magyarázó változók következő blokkjában a bér logaritmuának kéleltetett értékei zerepelnek, haonló bontában é jelöléel. Az eetzám minden eetben kiebb, mint az öze munkahely záma, é a tapaztalat zerint meghatározott coportok eetében jelentően kiebb a kor zerint meghatározottnál i. Ennek az az oka, hogy azok a munkahelyek, amelyekben ninc valamelyik kor- vagy tapaztalati coportból, nem zerepelnek a beclében, mivel bérük nulla lenne. A táblázat nem tartalmazza azt a triviáli eetet, amikor minden változó azono időzakban, zintben zerepel a beclében. Egy ilyen pecifikációban az időebbek zámához tartozó együttható negatív, jelezve, hogy adott keretek között átváltá van a két munkatípu között. Az időebbek bérének együtthatójára kapott beclé i negatív, bár nem zignifikán. Ez utóbbi közvetett bizonyítékot jelent arra, hogy a két munkatípu között helyetteítő kapcolat van. Az eredmények alapján a fiatalok foglalkoztatáában cekély perziztencia mutatkozik: az egy évvel korábbi állomány minden egy fője további kéleltetéek nélkül 0,2 fő jelenbeli foglalkoztatáát jelzi előre, de zignifikán hatáú a bal oldali változó 3 időzaknyi kéleltetée i. A munkakerelet árérzékenyégével konzizten a fiatalok 1 időzakkal kéleltetett bérének együtthatójára kapott negatív beclé. A 2 időzakkal kéleltetett változóra kapott pozitív beclé i zignifikán, ez azonban már nem konzizten a kerelet negatív árrugalmaágával. Az eredmények az időebbek foglalkoztatáának egyértelműen zignifikán, negatív hatáát mutatják. A foglalkoztatái hatá a fiataloknál tapaztaltnál nagyobb, é minden eeten negatív előjelű: 1 időzako kéleltetéel egy új időebb ember foglalkoztatáa mintegy 0,4 fővel cökkenti a foglalkoztatott fiatalok zámát. A hatá nagyága a további kéleltetéeknél méréklődik, zignifikanciája azonban megmarad. A tapaztalati coportokra becült eredmények (3. é 4. pecifikáció) előjelüket é zignifikanciájukat tekintve az előbbiekhez haonlók, mérékelt perziztencia mellett itt i az időebbek zámának é bérének negatív hatáát látjuk. A hatá ugyanakkor főként egéz rövid távon a korcoportok eetében mértnél jelentően kiebb az időebbek záma é nagyobb a bérek eetében. A béreknél a hatáok tabilitáa é konziztenciája i zembezökő, azok mindkét coportra é mindkét kéleltetére zignifikának é negatívak. A korábbinak mintegy negyedére cökkent eetzám mellett i tabilabb eredmények arra engednek következtetni, hogy a kizorítá vizgálatához a kor helyett munkatapaztalat alapján lehet releván coportokat képezni.

21 Kizorítják-e az időebb munkavállalók a fiatalokat táblázat A fiatal korcoportban foglalkoztatottak zámára ható tényezők regrezió beclée, dinamiku panelmodell [(3) egyenlet, Arellano Bond [1991] módzerével becülve] A foglalkoztatottak záma 1 időzaknyi kélelteté 2 időzaknyi kélelteté 3 időzaknyi kélelteté 1 időzaknyi kélelteté 2 időzaknyi kélelteté 3 időzaknyi kélelteté A bér logaritmua 1 időzaknyi kélelteté 2 időzaknyi kélelteté 1 időzaknyi kélelteté 2 időzaknyi kélelteté Kontan ,253*** (0,0712) 0,0270 (0,0518) 0,0822*** (0,0318) 0,399*** (0,132) 0,0408** (0,0188) 0,156*** (0,0273) Fiatalabbak Időebbek Középkorú 0,0537*** (0,0164) 0,811* (0,476) 0,775* (0,422) 0,952*** (0,348) 1,144*** (0,218) 3,962 (5,512) Fiatalabbak Időebbek 0,212*** (0,0792) 0, (0,0696) 0,113*** (0,0310) 0,403*** (0,137) 0,0754*** (0,0274) 0,169*** (0,0304) 0,361 (0,615) 0,942* (0,500) 0,911*** (0,339) 0,838*** (0,2520) 5,184 (6,187) pecifikáció Ki tapaztalatúak 0,264*** (0,0665) 0,00492 (0,0300) 0,0494** (0,0246) 0,261*** (0,0692) 0,00370 (0,0302) 0,0495** (0,0246) Nagy tapaztalatúak 0,0126*** (0,0043) 0,0475** (0,0216) 0,0151 (0,0137) 0,0130* (0,0076) 0,0446* (0,0241) 0,0183 (0,0129) Közepe tapaztalatú 0,00115 (0,00213) Ki tapaztalatúak 0,551*** (0,183) 1,025*** (0,191) 0,577*** (0,181) 1,044*** (0,197) Nagy tapaztalatúak 1,229*** (0,302) 0,862*** (0,183) 42,98*** (4,206) 1,242*** (0,307) 0,873*** (0,182) 43,56*** (4,483) N Panelegyégek záma Zárójelben a megfigyeléek klazterezettégét figyelembe véve zámított tandard hibák. *** p < 0,01, ** p < 0,05, * p < 0,1.