Kutatási beszámoló OFA K-2008/F-8341. Torzítanak-e a diplomások bérelőnyére vonatkozó adatok?

Kutatási beszámoló OFA K-2008/F-8341 Torzítanak-e a diplomások bérelőnyére vonatkozó adatok? A szürke- és feketegazdaság bérstatisztikára gyakorolt torzító hatásainak elemzése Budapest 2010. március 31. Szerkesztette és a kutatást vezette Köllő János A tanulmányokat írták Benedek Dóra Elek Péter Kapitány Zsuzsa Kiss Áron Köllő János Molnár György Szabó Péter András Közreműködött Bajnai Blanka Bálint Mónika Szabó Zsuzsanna

Vezetői összefoglaló Nemzetközi összehasonlításban a diplomával rendelkezők kereseti illetve jövedelmi előnye magasnak számít Magyarországon. Ennek egyik oka lehet, hogy a diplomások és a nemdiplomások körében eltérő a teljes vagy részleges jövedelemeltitkolás mértéke, ami ha megfigyelhetnénk - módosítaná a statisztikákat. A kötet tanulmányai a rejtett jövedelmeket közvetett úton figyelembe véve vizsgálják a diplomások érettségizettekkel szembeni kereseti illetve jövedelmi előnyét. A kutatás több potenciális torzító tényezőre terjed ki: a kérdőíves felvételekben megfigyelt, de az adóhatóságnak be nem vallott munkára, a részleges keresetbejelentésre, valamint egyfelől a fogyasztás és a jövedelem közötti, másfelől a bevallott jövedelem és az elégedettség közötti feketemunkáról árulkodó diszparitásra. A részkutatások alapján, összességében megállapítható, hogy a rejtett munkát és jövedelmet figyelembe nem vevő (többnyire a Bértarifa-felvételen alapuló) kutatások nem túl-, hanem alulbecslik a diplomához kapcsolódó kereseti illetve jövedelmi előnyt. A MEF-ben megfigyelt, de a nyugdíjbiztosítónak be nem jelentett munka, továbbá a Bértarifa-felvételben meg nem figyelt keresetek figyelmen kívül hagyása valóban torzítja a diplomások bérelőnyére vonatkozó becsléseket. Ez a torzítás azonban igen kis mértékű, és a figyelembe vett forgatókönyvek többségében nem kisebb, hanem nagyobb valóságos diplomás bérelőnyre enged következtetni. Bizonyos, szélsőséges paraméter-együttállások esetén elképzelhető, hogy a Bértarifa-felvétel adatai túlbecslik a valós diplomás bérelőnyt, de a torzítás becsült mértéke nem haladja meg az 1-4 százalékpontot. A szürkebérezést (részleges jövedelemeltagadást) vizsgáló tanulmány szerint a viszonylag kisszámú minimálbéren bejelentett diplomás az átlagosnál nagyobb eséllyel keres a bejelentett bérénél többet, és a zsebbe kapott összeg nagyságrendje is meghaladja a nem-diplomások által kapottat. A valódi bérekben enyhén nagyobb a diplomások bérelőnye, mint a bejelentett bérekre felírt regressziókban, azaz a minimálbéres csalás jelensége miatt a diplomások szokásosan számított bérelőnye alulbecsült. A torzítás 6,5-9,5 százalék a nyolc általánost végzettekhez viszonyított bérelőny, és 2,5-4,5 százalék az érettségizettekhez viszonyított bérelőny esetén. A jövedelem és a fogyasztás egybevetésén alapuló elemzés szerint a közvetlenül nem mért bevételek növelik a diplomások és nem diplomások közötti jövedelmi távolságot. A számítások szerint míg a diplomások jövedelmük 23-41%-át titkolják el, addig az annál alacsonyabb végzettségű háztartásfővel rendelkező háztartások a 8-13%-át. Vagyis a jövedelemeltitkolás nagyobb a diplomások körében, a valós jövedelmi előnyük magasabb, mint az az alapadatokból látszik. Hasonló következtetés vonható le az elégedettség szintjét a bevallott jövedelemre kontrolláló becsléssorozatból is. A kiinduló hipotézis mely szerint a nem mért jövedelmek

miatt a diplomások jövedelmi előnye kisebb annál, mint amit a Bértarifa-felvételen, HKF-en, Tárki-Monitoron és hasonló forrásokon alapuló kutatások sugallnak - nem igazolható, sőt nagy valószínűséggel éppen az ellenkezője áll fenn.

Tartalom 1. Összefoglalás (Köllő János) 5 2. Diplomás kereseti előny és rejtett gazdaság Magyarországon (Kiss Áron) 16 Milyen eszközei vannak a bérelőnyök vizsgálatának, milyen eredmények születtek eddig a témában? 3. A kérdőíves felvételekben megfigyelt, de be nem jelentett munkából eredő torzítás (Köllő János) Mennyire elterjedt a be nem jelentett, de a KSH által megfigyelt munka a diplomások és a nem diplomások körében? Mekkora a valódi diplomás-nem diplomás bérkülönbség, ha figyelembe vesszük a feketemunka arányát és a Bértarifa-felvételbe való bekerülés esélykülönbségeit? 32 4 A szürkebérezés torzító hatása (Elek Péter, Szabó Péter András) 70 Milyen mértékben torzítja a szürkefoglalkoztatás jelenléte a hivatalos statisztika (Bértarifa-felvétel) diplomás nem diplomás béradatait? A munkavállalók igazi bérének mikroszintű becslése a bértarifa felvétel alapján, a double hurdle ökonometriai technika segítségével 5. A diplomások valós jövedelmi előnye fogyasztási és jövedelmi adatok alapján (Benedek Dóra, Szabó Péter András) Igazolható-e a KSH Háztartási Költségvetési Felvétele alapján, hogy a nem diplomásoknál gyakoribb a jövedelemadatokkal összhangban nem álló, rejtett jövedelmekre utaló, magas fogyasztás? 6. Elégedettségvizsgálat alternatív módszer a méretlen jövedelem azonosítására (Molnár György, Kapitány Zsuzsa) Az egyes társadalmi csoportok esetében tapasztalható elégedettség szintje összhangban van-e az adatfelvétel során kimutatott jövedelmükkel, a jövedelemre, aktivitásra, a foglalkoztatottak esetében a foglalkozási formára, az egészségi állapotra, a háztartás stabilitását, valamint különböző, a társadalmi beágyazottságot mérő változókra kontrollálva? 92 109

1. ÖSSZEFOGLALÁS Köllő János A gazdasági rendszerváltás közepe-vége óta a magyar diplomások majdnem kétszer annyit keresnek, mint az érettségizettek. 2007-ben például a diplomások havi bruttó átlagkeresete 315 eft, az érettségizetteké 169 eft volt, ami 86 százalékos (a szakirodalomban elterjedtebb mércével számolva: 62 logaritmus pontos) nyers bérelőnyt jelentett. Nettó keresetben mérve 74 százalékos (55 log pontos) nyers előnyt mutattak a Bértarifa-felvétel adatai. Nemzetközi összehasonlításban a diplomával rendelkezők bérelőnye magasnak számít Magyarországon. Ennek egyik oka lehet azonban, hogy a diplomások és a nem-diplomások körében eltérő a teljes vagy részleges jövedelemeltitkolás mértéke, ami ha figyelembe tudnánk venni - módosítaná a bérstatisztikákat. Kötetünk tanulmányai a jövedelem-eltitkolás legfontosabb formáiból eredő torzítás feltárására tesznek kísérletet. Az alábbiakban röviden összefoglaljuk az egyes résztanulmányokban feltett kérdéseket, az alkalmazott kutatási módszereket és a főbb eredményeket. Az összefoglaló sem az adatokkal kapcsolatos technikai részletekre, sem a hivatkozott szakirodalomi eredményekre nem tér ki. 1. 1. A be nem jelentett, de a kérdőíves felvételekben megfigyelt munka hatása A részkutatás célja Kutatási jelentésünk 3. fejezetében 1 megvizsgáljuk a hivatalos szerveknek be nem jelentett, de a kérdőíves felvételekben megfigyelt munka iskolázottság szerinti különbségeit. Ezt követően a bejelentett és be nem jelentett szolgálati időre, a Bértarifa-felvételbe való bekerülés valószínűségére és az ott megfigyelt bérekre vonatkozó adatok felhasználásával, továbbá a meg nem figyelt bérekre és bérarányokra vonatkozó, különböző feltevések alapján kísérletet teszünk a diplomások valódi bérelőnyének megbecslésére. A kutatás módszere Az iskolázottság kereseti hozamára vonatkozó hazai becslések szinte kivétel nélkül a Bértarifa-felvétel adatait használták és használják. Ez alapvetően három okból torzíthatja a kérdésről alkotott képet. Az alkalmazásban állók körén belül iskolázottsági fokozatonként eltérhet a Bértarifafelvételbe való bekerülés esélye, amit a továbbiakban p T -vel jelölünk. 1 A 3. fejezetben egy cím alá vonva mutatjuk be a kutatási terv két, 3. és 4. számú, szorosan összefüggő résztanulmányait.

Ugyancsak eltérhet a nyugdíjbiztosítónak bejelentett munka aránya az összes fizetett munkán belül, a Bértarifa-felvétel által lefedett körben és azon kívül is (0 S T 1 és 0 S NT 1). Végül, különbözhetnek azok a bérek, amelyeket a Bértarifa-felvétel által lefedett körben végzett bejelentett és be nem jelentett munkára (rendre w T, z T ), illetve az e körön kívüli bejelentett és be nem jelentett munkára (w NT, z NT ) fizetnek. Egy-egy iskolázottsági csoport várható valódi bére a fentiek figyelembe vételével az alábbi súlyozott átlaggal közelíthető: ( 1) wˆ = p s w + p (1 s ) z + (1 p ) s w + (1 p )(1 s T T T T T T T NT NT T T ) z NT A várható kereset ( ŵ ) kiszámításához szükséges adatok egy része rendelkezésre áll, vagy megbecsülhető, más részével kapcsolatban csak feltételezésekkel élhetünk. A Bértarifa-felvételből ismert w T, továbbá a Munkaerő-felmérésben kis hibával azonosítható a Bértarifa-felvétel célsokasága (a foglalkozási viszonyra, a vállatméretre és az ágazatra vonatkozó információk alapján), így p T -re is adható becslés. A számításokban kulcsszerepet játszó st és s NT értékeket egy speciális adatfelvételből merítjük. Magyarországon első ízben egyéni szinten vizsgáljuk, hogy a KSH Munkaerőfelmérése (MEF) szerint állásban lévő nem nyugdíjas munkavállalók közül hányan és milyen ledolgozott munkaidővel jelennek meg a nyugdíjbiztosító nyilvántartásában. Erre a KSH-nak és az ONYF-nek egy, a Nyugdíj- és Idősügyi Kerekasztal által kezdeményezett közös kutatása teremtett lehetőséget. A KSH-ONYF felvétel adatbázisából e kutatás keretében épített speciális panelben ugyanis megvizsgálható, hogy a saját közlésük szerint egy meghatározott munkáltatónál folyamatosan állásban lévő nem nyugdíjas egyének szerezteke 100 százalékos jogosultságot a munkaviszonyuk egy-egy évében a nyugdíjbiztosítóhoz beérkezett dokumentumok szerint, ahogy ilyen esetben várnánk. Az 1965-ig visszanyúló és 2006-ig terjedő megfigyelések szerint a bejelentett munkavégzés aránya ebben a stabil munkaviszonyban álló népességben sem haladta meg a 87-89 százalékot, és nagy számban találtunk olyanokat, akik egy vagy több évben egyáltalán nem végeztek bejelentett munkát. 2 A feketemunka után zsebbe fizetett bérekről (z T, z NT ) semmit sem tudunk, és a Bértarifafelvétel célsokaságán kívüli bérekről (w NT ) is kevés adat áll rendelkezésre, továbbá számolni kell azzal is, hogy a kisvállalati körben a bejelentett munkavállalók is zsebbe kapják a fizetésük egy részét. Ezért ŵ -t úgy becsüljük meg, hogy különféle feltevésekkel élünk 2 A bértorzítás szempontjából nem mindegy, hogy a nyugdíjbiztosítónál be nem jelentett napok mögött alapvetően fizetetlen munkaszünetek állnak-e (a biztosítotti jogviszonyt megszakító, de a munkavállaló és a munkáltató közötti kapcsolatot fenntartó szezonális kimaradások, ideiglenes elbocsátások), vagy fizetett, de az adóelkerülés szándékával be nem jelentett munkaidő. Eredményeink alapján valószínűsíthető, hogy a bejelentés elmulasztása, az adókerülés a munkaszüneteknél sokkal fontosabb szerepet játszik, a hiányzó szolgálati idő mintegy 85-90 százalékát magyarázza.

egyfelől w NT -nek w T -hez, másfelől pedig z T -nek és z NT -nek a hivatalos bérekhez viszonyított arányáról. Az (A) verzióban elfogadjuk a kisvállalati nettó bérek relatív nagyságáról rendelkezésünkre álló becslést (mely szerint 2006-ban w NT =0.67w T ). A (B) verzióban feltesszük, hogy a kisvállalatok és a Tarifa-célsokaság közötti nettóbér különbség látszólagos, azt teljes mértékben a szürkebérezés okozza, valójában w NT =w T. Mindkét verzióban számolunk azzal a lehetőséggel, hogy a fekete munkára fizetett nettó bér kisebb vagy nagyobb is lehet a fehér munkán megkereshető nettó bérnél. A meg nem figyelt z T, z NT bérekről feltesszük, hogy azok a megfigyelt béreknek rendre 80, 100, illetve 120 százalékára rúgnak. Az (A) verzióban tehát z T =αw T és z NT = αz NT = 0.67αw T, a (B) verzióban pedig z T = z NT =αw T, ahol α (0.8, 1, 1.2). A meg nem figyelt, vagy gyanúnk szerint hibásan mért bérekre tett feltevések természetesen nagyon erősek, de éppen azért dolgozunk ilyen széles határokkal és szélsőséges feltevésekkel, mert célunk az eredmények robosztusságának ellenőrzése: annak megállapítása, hogy azok mennyire érzékenyek az adatokkal alá nem támasztható feltételezések változtatására. Eredmények A diplomások összességét tekintve azt látjuk, hogy a Bértarifa-felvétel adatai az alkalmazott kiegészítő feltevésektől függően - minimális torzítással, híven tükrözik, vagy kismértékben alábecslik az alternatív kereseti lehetőségek figyelembe vételével kalkulált diplomás bérelőnyt. A megfigyelt béradatok a főiskolát végzettek kereseti előnyét csak abban az esetben becslik túl, ha a kisvállalatok bérhátránya látszólagos, nagyrészt (a szimulációban: teljes mértékben) a szürkebérezésnek tulajdonítható, és a fekete munkán elérhető nettó kereset jelentősen (a szimulációkban: 20 százalékkal) meghaladja a fehér munkára fizetett nettó bért. (B változat, α=1.2). A torzítás mértéke azonban ebben az esetben sem haladja meg az 1-1.5 százalékos mértéket. Az egyetemi diplomásoknál a fenti forgatókönyv érvényessége esetén valamivel nagyobb, 1-4 százalékpontos torzítással kell számolnunk. Az A verzió érvényessége esetén a becsült valódi diplomás bérelőny 2-8 százalékos mértékben nagyobb a Bértarifa-felvételben kimutatottnál a 0-8 osztályt végzettekhez képest, valamint a főiskolai diplomásokhoz viszonyítva, és bizonyos paraméter-együttállásoknál a megfigyeltnél 1-1.5 százalékponttal magasabb az érettségizettekhez képest. Összefoglalóan: a Bértarifa-felvétel adatai az elképzelhető forgatókönyvek igen kis részében, és ott is csak jelentéktelen mértékben a főiskolát végzetteknél 1-1.5 százalékponttal, az egyetemi diplomásoknál 2-4 százalékponttal becsülhetik túl a diplomások érettségizettekhez viszonyított kereseti előnyét.

1. 2. A szürkebérezés torzító hatása A részkutatás célja Anekdotikus információk és tudományos kutatások is megerősítik, hogy az alacsony bevallott keresettel rendelkező dolgozók közül sokan fizetésük egy részét zsebbe kapják. A 2007 előtti években amikor a minimálbéresek aránya még 8% körül volt a teljes munkaidős alkalmazottak körében a zsebbe fizetést a minimálbéren történő bejelentéssel ( fiktív minimálbéresek) kapcsolta össze a szakmai közvélemény. Azóta a minimálbéresek aránya elsősorban a szabályozási változások, pl. a kétszeres minimálbér utáni járulékfizetési szabály bevezetése miatt 2-3% körülire csökkent, de az adóeltitkolás mozgatórugói érdemben nem változtak. Ezért a 2007-2008-as évek vizsgálata helyett először azt az egyszerűbb kérdést érdemes elemezni, hogy a 2007 előtti időszakban (amikor a szürkén bérezettek jelentős része még minimálbéren volt bejelentve) mennyi volt a fiktív minimálbéresek tényleges (bejelentett + zsebbe kapott) bére, és hogy az így kimutatott zsebbe fizetés mennyiben torzítja a szokásos, Mincer-regressziókból kapott diplomás bérelőnyt. A kutatás módszere A fiktív minimálbéresek tényleges bérének becsléséhez az ún. double-hurdle (kettős-korlát) ökonometriai technikát használjuk, amely segítségével a béreloszlás minimálbéren felüli részének és a munkavállalók egyéni jellemzőinek ismeretében meg tudjuk becsülni, hogy milyen valószínűséggel és mennyivel van a minimálbéren bejelentett alkalmazottak valódi bére a minimálbér felett. A módszer előnye, hogy egységes keretben, egy adatbázis felhasználásával ad becslést a béreltitkolás nagyságára egyéni szinten. Tudomásunk szerint ilyen célra ezt a becslési eljárást még nem használták. Jelölje y a termelékenység alapján kialakuló (logaritmikus) bért, amelyet az egyéni jellemzők határoznak meg (y = Xβ + u). Ez két ok miatt különbözhet a megfigyelt (y*) bértől: a munkavállaló termelékenység alapú bére minimálbér alatt lenne, ám ekkor a minimálbért kapja; vagy pedig a munkavállaló csal, és feltételezésünk szerint ekkor is a minimálbért figyeljük meg nála. A csalást szintén a munkavállaló bizonyos egyéni jellemzői határozzák meg (D = Zγ + v). Ekkor a megfigyelt bérre a következőt írhatjuk fel (m a minimálbér logaritmusa): * (2) y = y ha Xβ + u > m és Zγ + v > 0 * (3) y = m egyébként. Az egyenletekben u és v normális eloszlású valószínűségi változók ρ korrelációval, u szórása σ, v szórása pedig egységnyi.

A modell maximum likelihood módszerrel becsülhető, azonban a becslőfüggvény (hasonlóan más nemlineáris modellekhez) csak akkor ad konzisztens eredményt, ha az eloszlások jól specifikáltak, azaz a hibatagok tényleg normális valószínűségi változók. A gyakorlatban ezért majdnem minden esetben transzformálni kell az eredeti adatokat a normális eloszlás elérése érdekében. Esetünkben a szokásos transzformációk (pl. Box-Cox) nem alkalmasak, mert egy elég speciális jelenség, a közvetlenül minimálbér feletti bérek torlódása okozza a logaritmikus bérek nem normális eloszlását. Ezért nem a szokásos transzformációk egyikét, hanem egy ehhez a problémához jobban illő transzformációt alkalmazunk. Továbbá részletesen vizsgáljuk a becsült paraméterek érzékenységét az alkalmazott feltevésekre, például elemezzük a modell olyan kibővítését, ahol a minimálbér feletti bejelentett béreknél is lehetséges csalás. A fiktív minimálbéresek igazi bérének ismeretében szokásos Mincer-féle regressziók becsülhetők a bértarifa felvételből, és megállapítható a diplomások zsebbe fizetésre is kontrollált valóságos bérelőnye. Eredmények Az Állami Foglalkoztatási Szolgálat bértarifa felvételének egyéni szintű adatai alapján 2003 és 2006 között a versenyszféra teljes munkaidőben dolgozó alkalmazottai közül mintegy 12-15% dolgozott a minimálbér környékén. Végzettségi csoportok szerint jelentős eltérések voltak: 2003-ban a legfeljebb szakmunkás bizonyítvánnyal rendelkezők 13-18%-át foglalkoztatták minimálbéren, míg a diplomásoknál ugyanez az arány 5-10% volt. Az Országos Nyugdíjbiztosítási Főigazgatóság jogviszony adatbázisa is azt mutatja, hogy a magasabb végzettséghez kötött foglalkozások között kevésbé volt elterjedt a minimálbéres alkalmazás. A minimálbéreseken belül az aluljelentők (csalók) arányát az ún. kettős korlát (double-hurdle) ökonometriai technikával becsüljük meg az ÁFSZ bértarifa felvétel adatainak felhasználásával. Becslésünk szerint 2003-ban a minimálbéren bejelentettek 45-65%-a fizetésének egy részét zsebbe kapta. A minimálbéresek közötti csalás valószínűsége és a zsebbe kapott bér nagysága pozitív kapcsolatban áll az iskolai végzettséggel. Például 2003- ban a minimálbéresek csalási aránya a felsőfokú végzettségűek körében megközelítette a 100%-ot, az általános iskolát végzettek között viszont jóval 40% alatt maradt, továbbá 2003- ban a diplomás minimálbéresek átlagos becsült bére 230 ezer Ft körül volt, az érettségizetteké 100 ezer Ft alatt maradt, míg a legfeljebb általános iskolát végzetteké alig haladta meg a 60 ezer Ft-ot. Tehát a diplomások körében kevesebb számú minimálbéres van, de ők jóval többet keresnek, mint az alacsonyabb végzettségűek. A két hatás eredője pedig az, hogy a valódi csalási szelekcióval kontrollált béregyenlet enyhén nagyobb diplomás bérelőnyt mutat ki, mint a bejelentett bérekre felírt szokásos OLS-regressziók, azaz a minimálbéres csalás jelensége miatt a diplomások szokásosan számított bérelőnye alulbecsült. A torzítás 2003-ban 6,5-9,5 százalékpont volt a nyolc általánost végzettekhez viszonyított bérelőny, és 2,5-4,5 százalékpont az érettségizettekhez viszonyított bérelőny esetén.

A tanulmányban megvizsgáljuk azt is, hogy mire következtethetünk a különböző végzettségi csoportok csalási valószínűségéről a 2006-os szabályozási változások utáni jelenségek alapján. 2006 után a minimálbéresek aránya a korábbi évek töredékére csökkent, többek között azért, mert az eddig minimálbéreseket nagy arányban a kétszeres minimálbéren jelentették be. A kétszeres minimálbéresek összetétele arra utal, hogy közöttük nagyobb arányban vannak korábban csaló minimálbéresek. Így az a tény is alátámasztja a diplomások körében a csalás jelentősen nagyobb elterjedtségét, hogy a diplomás minimálbéresek sokkal nagyobb valószínűséggel váltak kétszeres minimálbéressé, mint a nem diplomások. 1. 3. A diplomások valós jövedelmi előnye fogyasztási és jövedelmi adatok alapján A részkutatás célja A jövedelemeltitkolás mérésének egy lehetséges, mikroadatokon alapuló módszere, hogy önbevalláson alapuló adatbázison a háztartások kiadásait (leggyakrabban az élelmiszerkiadásokat) és jövedelmeit felhasználva az élelmiszerkereslet Engel-görbéje alapján becslik az egyes háztartások (relatív) jövedelemeltitkolását. A módszer feltételezi, hogy van olyan csoport a társadalomban, amely bevallja a teljes jövedelmét, és ehhez a referenciacsoporthoz hasonlítja más társadalmi csoportok bevallott jövedelmét. A leggyakrabban használt referenciacsoport az alkalmazottak a vállalkozókhoz képest, de a módszer egyszerűen alkalmazható a diplomás nem diplomás viszonylatban is. Ebben az esetben tehát azt tudjuk vizsgálni, hogy a nem diplomások relatíve mennyivel több jövedelmet titkolnak el a diplomásokhoz képest. A kutatás módszere A módszer alapja, hogy feltételezzük, hogy minden háztartás pontosan vallja be az élelmiszerfogyasztását, ezen kívül feltesszük, hogy a háztartásoknak van egy olyan csoportja (közalkalmazottak) 3, akik pontosan vallják be a jövedelmüket is. Továbbá feltételezzük, hogy az élelmiszerfogyasztás szerkezete nem függ a jövedelem forrásától, csak a jövedelem szintjétől, tehát a két csoport fogyasztási keresletet leíró Engel-görbéje egymással párhuzamos, vagyis a fogyasztás jövedelem-rugalmassága azonos a két csoportra. Amennyiben a két csoport egy-egy hasonló tagja azonos c* szintet fogyaszt, de más jövedelem mellett, akkor a jövedelmek közötti eltérés a jövedelemeltitkolás mértékét mutatja meg. Vagyis ha azt találjuk, hogy a c* fogyasztáshoz a valós y k jövedelemszint tartozik valamely közalkalmazottnál, míg az eltitkolók között ehhez a c* szinthez y e jövedelmet találunk, akkor az eltitkolás mértéke a két jövedelemszint közti különbség: y k -y e lesz. 3 A nemzetközi irodalomban általában a vállalkozókat és az alkalmazottakat hasonlítják össze, azonban előzetes számításaink szerint a magyar adatokon nincs jelentős különbség a vállalkozók és az alkalmazottak között, feltehetően azért, mert az alkalmazottak körében is elterjedt a jövedelemeltitkolás. Ezért olyan referenciacsoportot kerestünk, ahol jóval kisebb a valószínűsége a jövedelmek eltitkolásának (közalkalmazottak egészségügyi dolgozók nélkül).

Tehát a közalkalmazottak (jövedelmüket nem eltitkolók) körében a valós rendelkezésre álló ' jövedelem ( Y i ) megegyezik a bevallott rendelkezésre álló jövedelemmel ( Y i ), de a jövedelmüket eltitkolók körében a bevallott jövedelem alacsonyabb: (1) Y = ahol k 1 i ky i' i, i k i a háztartásra jellemző jövedelemeltitkolást leíró változó, amelynek értéke annál nagyobb, minél nagyobb arányú az eltitkolt jövedelem. A háztartások fogyasztása a jövedelem függvénye, azonban nem az azonnali, hanem a permanens jövedelem a meghatározó, mivel a háztartások fogyasztásukat simítják, kiküszöbölve ezzel az azonnali jövedelemben bekövetkező kilengéseket. (2) ln C = αx + βlny p + ε i i i i p Ahol Yi az i háztartás permanens jövedelme, X i a fogyasztást befolyásoló háztartási jellemzők vektora, ε i pedig egy véletlen hibatag. Mivel az adatforrásokban nincs megfigyelés a permanens jövedelemre vonatkozóan, fel kell használnunk a megfigyelt és a permanens jövedelem közötti összefüggést. (3) Y = py p i i i (1) és (3)-at logaritmálva és (2)-be behelyettesítve kapjuk, hogy ' (4) ln C X lny ( ln p ln k) = α + β β + ε i i i i Ha (4)-et közösen becsüljük az eltitkoló és nem-eltitkoló csoportok tagjaira, akkor a becslési egyenletünk a következő lesz c = αx + βy + γe + ε (5) i i i i i ahol i jelöli a háztartást, c i az élelmiszerfogyasztás logaritmusa, y i a megfigyelt rendelkezésre álló jövedelem logaritmusa, X i a fogyasztást befolyásoló háztartási jellemzők vektora, E pedig egy dummy változó, amelynek értéke 1, ha a háztartás abba a csoportba tartozik, amelynél feltesszük, hogy van jövedelemeltitkolás és 0, ha feltesszük, hogy a valós jövedelmét vallja be. ε i a véletlen hibatag. Az Engel görbék párhuzamossága mellett az (1) egyenletben γ paraméter a mutatja a két Engel görbe közötti távolságot. Ha γ > 0, akkor val óban jövedelemeltitkolást látunk, az eltitkolás mértékét pedig γ / β a dja. Mivel a fogyasztás és a jövedelem logaritmálva jelenik

meg (5)-ben, a jövedelmét eltitkoló csoport tagjainak bevallott jövedelmét a k = exp( γ / β ) szorzóval kell szorozni, hogy megkapjuk a valós jövedelmet. Amennyiben a jövedelem endogén, instrumentálni kell. Az instrumentálással kapcsolatban felmerül a gyakori probléma, hogy olyan instrumentumokat kell találnunk, amelyek a jövedelemmel jól korreláltak, az egyenlet bal oldalával, a fogyasztással, azonban nem. Az (5) egyenlet becsléséből származó eredmények a háztartások rendelkezésre álló jövedelmére vonatkoznak, mi azonban a valós bruttó adóköteles jövedelemre vagyunk kíváncsiak, ezért a becsült valós rendelkezésre álló jövedelmet módosítani kell a következők szerint. Feltételezzük, hogy az eltitkolás minden háztartásnál az adóköteles jövedelemrészből származik, és az adómentes tételek (pl. nyugdíj, családi pótlék 4 ) bevallott nagysága megegyezik a valóságossal. Így első lépésben a becsült valós rendelkezésre álló jövedelemből visszaszámoljuk a becsült valós nettó adóköteles jövedelmet az alábbi összefüggésből. (6) y = y + y, n t a m n ahol y a a nettó adóköteles jövedelem, y t a teljes rendelkezésre álló jövedelem és y m az adómentes jövedelem. Az (5) egyenlet becslésének eredményeként kapunk egy becsült valós rendelkezésre álló jövedelmet y t, amit felhasználva kapjuk a becsült valós nettó jövedelmet. (7) n y = y y a t m Ebből azonban még tovább kell számolnunk a valós bruttó jövedelmet egy implicit adókulcs segítségével, ezért második lépésként megállapítjuk a bruttó jövedelem kalkulálásához szükséges implicit kulcsokat. Az implicit adókulcsoknál igyekeztünk az adórendszer progresszivitásából származó hatásokat is figyelembe venni, ezért nem egyetlen adókulcsot használunk. A bevallott adatokból a rendelkezésre álló jövedelem decilisenként számítottuk ki, hogy mekkora a bruttó és a nettó jövedelem átlagos aránya b d /n d, ahol d=1,,10, az egyes deciliseket jelöli. Utolsó lépéséként megnéztük, hogy a becsült valós nettó jövedelem alapján a háztartás melyik jövedelmi sávba esne, és az erre a tizedre vonatkozó b d /n d aránnyal szorozva kaptuk meg a becsült valós bruttó jövedelmet. (8) y b = ya nd b n d a 4 Elemzésünkben 2006-os adatokat használunk (lásd később), ebben az évben ezek a tételek adómentesek voltak.

Ezt a becsült valós bruttó jövedelmet hasonlítottuk össze a diplomás és nem diplomás háztartások esetén, és így számítottuk a valós bérelőnyt. Eredmények Számításaink szerint míg a diplomások jövedelmük 23-41 százalékát titkolják el, addig az annál alacsonyabb végzettségű háztartásfővel rendelkező háztartások a 8-13 százalékát. Vagyis becslésünk szerint a jövedelemeltitkolás nagyobb a diplomások körében, ezért a valós jövedelmi előnyük is magasabb, mint az az alapadatokból látszik. A bevallott adatokból készített számításaink szerint a diplomások előnye az érettségivel rendelkezőkhöz képest a 2006-os adatokon mintegy 73 százalék, ami némiképp magasabb az OECD által számítottnál. Ha a diplomásokat nem csak a középiskolát végzettekhez hasonlítjuk, hanem minden náluk alacsonyabb végzettségűhöz, akkor a számított bérelőny 79 százalék. Amennyiben a jövedelem-előnyt az általunk becsült valós jövedelmek alapján számítjuk, az magasabb lesz, mind az érettségizettekkel mind az összes alacsonyabb végzettségűvel szemben, akár 20 százalékkal. Azt érettségizettekkel szembeni jövedelmi előny így, specifikációtól függően, 87 százalékos is lehet, míg az összes alacsonyabb végzettségűvel szemben közel kétszeresre (93 százalékra) nőhet. Összefoglalóan: a jövedelem és a fogyasztás egybevetésén alapuló elemzés szerint a közvetlenül nem mért bevételek növelik a diplomások és nem diplomások közötti jövedelmi távolságot. 1. 4. Elégedettségvizsgálat alternatív módszer a méretlen jövedelem azonosítására A részkutatás célja A résztanulmány a fekete jövedelemnek azt a típusát próbálja azonosítani, amely a tisztán statisztikai célú adatfelvételekben, felmérésekben is rejtve marad. A fekete jövedelemnek ezt a részét méretlen jövedelemnek nevezzük. A tanulmány a méretlen jövedelem terjedelmének becslésére semmilyen formában nem vállalkozik. Annak meghatározására tesz kísérletet, hogy különböző társadalmi csoportok konkrétan különböző iskolai végzettségűek esetében milyen a méretlen és a mért jövedelem hányadosának viszonya. Vajon ez a hányados a diplomások vagy a nem diplomások körében nagyobb-e? A kutatás módszere Módszerünk melyet tudomásunk szerint a rejtett jövedelmek vizsgálatára még nem alkalmaztak közvetett, segédeszközként a megkérdezetteknek az életükkel való elégedettsége/elégedetlensége mértékét használjuk. Ez a mutató melyet szubjektív jóllétnek 5 is neveznek sokak számára minden bizonnyal nagyon puhának és bizonytalannak tűnik. A későbbiekben számos irodalmi hivatkozással bemutatjuk, hogy a látszat ellenére nem ez a 5 A jóllét szó két l betűjével a jóléthez képest a wellbeing és a welfare közötti különbséget fejezzük ki.

helyzet, nagyon jól működő mutatóról van szó. A szubjektív jóllét esetében a jövedelemmel ellentétben a válaszadónak semmilyen indoka nincs arra nézve, hogy megmásítsa a valóságot és éppen ez a tulajdonsága teszi lehetővé, hogy alkalmazásával komoly következtetésekre jussunk. A kutatások a szubjektív jóllétet többnyire igen egyszerűen, a következő kérdéssel mérik: Mindent egybevetve, jelenleg mennyire elégedett, vagy elégedetlen az élete alakulásával? (Ennek szűkebb változata, ha nem az élet, hanem csupán az anyagi helyzet alakulására vonatkozik a kérdés.) A válaszokat szokásos módon 1-től 5-ig, vagy 0-tól 10-ig terjedő skálán lehet megadni. Alacsonyabb jövedelmi szint mellett az elégedettség viszonylag gyorsan emelkedik a jövedelem függvényében, a jövedelem növekedésével azonban ez a hatás elhalványul. Az elégedettségre még számos tényező hat: munkaerő-piaci helyzet, családi helyzet, iskolai végzettség, egészségi állapot, és így tovább. A jövedelem és az elégedettség között konstans ρ rugalmasságot feltételezve, a következő stilizált összefüggést írhatjuk fel (az egyszerűség kedvéért ennek során az elégedettséget is folytonos függvényként kezeljük, az egyes személyekre utaló i indexet elhagyjuk): 1 ρ y 1 (9) h = α + β j + + x j γ ε, ha ρ 1, illetve 1 ρ j (10 h = α log y + β j x j + γ + ε, ha ρ = 1, ahol j h az elégedettség, y a jövedelem, az x j változók az elégedettségre ható egyéb tényezők, α, β, és γ paraméterek, ε hibatag. Így pl. ρ = 1 esetén két személy marginális hasznosságainak hányadosa éppen jövedelmeik hányadosának a reciproka: kétszeres jövedelem esetén a jövedelem további marginális növekedése fele olyan mértékben hat az elégedettségre. Egy ilyen típusú összefüggés fennállása lehetőséget ad arra, hogy megvizsgáljuk: az egyes társadalmi csoportok esetében tapasztalható elégedettség szintje összhangban van-e az adatfelvétel során kimutatott jövedelmükkel. Gondolatmenetünk lényege a következő. Feltesszük, hogy a nem diplomások, például az érettségizettek körében magasabb a méretlen/mért jövedelem arány, mint a diplomásoknál, azaz a diplomások tényleges bérelőnye az érettségizettekkel szemben a mértnél kisebb. Tekintettel arra, hogy a magasabb jövedelem nagyobb szubjektív jólléttel jár együtt, ebből az következne, hogy a diplomások és érettségizettek közötti elégedettségi különbség kisebb annál, mint ami a mért jövedelem alapján adódna. A kérdés persze bonyolult, hiszen a diplomás lét nem csupán a többletjövedelem miatt lehet többlet elégedettség forrása. A diploma számos más jellegű előnyt is jelent: nagyobb elhelyezkedési esélyt, kellemesebb és egészségesebb munkakörülményeket, kiterjedt szociális

kapcsolatokat, állandó informáltságot, továbbtanulási lehetőséget. Így a diploma megléte a jövedelemtől függetlenül is pozitívan hat a diplomások általános elégedettségére. Elemzésünk során az itt említett tényezőket is igyekszünk figyelembe venni. A tanulmányban a Változó Életkörülmények Adatfelvétel adatait használjuk. Eredmények Amennyiben az érettségizetteknek viszonylag magas a méretlen jövedelmük, úgy az elégedettségnek a mért adatokon alapuló becslése során az ő esetükben meg nem magyarázott többlet elégedettségnek kellene jelentkeznie. Ilyen többlet elégedettséget nem találtunk, sőt éppen az ellenkezője a helyzet: a magasabb iskolai végzettségűek esetében tapasztalhatunk többlet elégedettséget, mégpedig az iskolai végzettség előre haladtával egyre nagyobb mértékben. Ennek az is magyarázata lehet, hogy a magasabb iskolai végzettség egyéb tényezőkön keresztül hat az elégedettségre. Szisztematikusan megvizsgáltunk számos ilyen tényezőt. Megállapítottuk, hogy az egészségi állapot magyarázó változóként történő bevonásának hatására megszűnik az alapfokú végzettségűek és a szakmunkások közötti elégedettségi különbség. A társadalmi beágyazottságot, kapcsolatrendszert mérő változók bevonásának hatására pedig az érettségizettek és a szakmunkások közötti elégedettség különbség szűnik meg. Más szavakkal ez azt jelenti, hogy ha kontrollálunk a jövedelemre, aktivitásra, a foglalkoztatottak esetében a foglalkozási formára, az egészségi állapotra, a háztartás stabilitását, valamint különböző, a társadalmi beágyazottságot mérő változókra, akkor az elégedettségre nézve az alapfokú, a szakmunkás és az érettségivel rendelkező középfokú végzettség közötti különbségnek egyáltalán nincs hatása. Megmarad és egyáltalán nem elhanyagolható mértékű azonban a főiskolai és egyetemi végzettségnek az elégedettséget növelő hatása. Ez egyértelműen arra utal, hogy az ő esetükben még további olyan tényezők vannak, amelyek növelik elégedettségüket. Nagy valószínűséggel ezek közé tartozik a relatíve nagyobb méretlen jövedelem is. Összefoglalóan: a kiinduló hipotézis mely szerint a nem mért jövedelmek miatt a diplomások jövedelmi előnye kisebb annál, mint amit a Bértarifa-felvételen, HKF-en, Tárki- Monitoron és hasonló forrásokon alapuló kutatások sugallnak - nem igazolható, sőt nagy valószínűséggel éppen az ellenkezője áll fenn.

2. DIPLOMÁS KERESETI ELŐNY ÉS REJTETT GAZDASÁG MAGYARORSZÁGON Kiss Áron Ez az irodalomösszefoglaló a kutatás hátteréül szolgáló nemzetközi és magyar szakirodalmat mutatja be. Az összefoglaló két fő része a kutatás által összekötött két szakirodalmi területet mutatja be. Elsőként azzal a nemzetközi és magyar irodalommal foglalkozik, amely a munkavállalók bérét magyarázza olyan egyéni változókkal, mint a képzettség és a szakmai tapasztalat. Ezután azon kutatások előzményeit írja le, amelyek lehetővé teszik az informális foglalkoztatás bevonását a bérek magyarázatával foglalkozó kutatásba. 2. 1. A diplomás bérelőny mérésének irodalma Az alapvető módszertani eszköz: a béregyenlet avagy Mincer-egyenlet. Az iskolázottság és a bérek összefüggését a humántőke-elmélet kidolgozói kezdték vizsgálni. Mincer (1974) klasszikus munkáját számos tanulmány és alkalmazás követte. Az irodalom különböző irányainak újabb fejlődését többek között Card (1999), Katz és Autor (1999), Psacharopoulos és Patrinos (2004), Heckman és szerzőtársai (2006) és Belzil (2007) tekintik át. A Mincer-egyenletként is ismert összefüggés leggyakrabban alkalmazott alakja a az egyének logaritmizált bérét az iskolázottsággal, a munkatapsztalat éveivel és a munkatapasztalat éveinek négyzetével hozza összefüggésbe. A kapott becslés alkalmas arra, hogy megmutassa, azonos munkatapasztalattal rendelkező egyének közül hány százalékkal magasabb a bére annak, aki magasabb iskolázottsággal rendelkezik (ahol az iskolázottság mértéke jelenthet egy pótlólagos iskolában töltött évet, de a különböző iskolai fokozatok hatása elkülönítve is vizsgálható). Azon kívül, hogy kimutatja az iskolázottság hatását a bérekre, a Mincer-egyenletet számos más kérdés vizsgálatára is felhasználták. Így vizsgálható volt vele a nemek közötti bérkülönbség, illetve annak függése a munkatapasztalattól, de a fejlődő országok oktatási befektetéseinek megtérülése is. Az iskolázottság Mincer-egyenletben becsült együtthatóját a szakirodalom nem elhanyagolható része az oktatás megtérülési rátájaként említi. Ez a szóhasználat a humántőke-elmélet azon nézetére utal vissza, amely szerint az oktatás befektetéshez hasonló: azzal, hogy az egyén egy évvel többet tölt iskolában, lemond arról a lehetőségről, hogy ez alatt az év alatt munkájával pénzt keressen; befektetése annyiban térül meg, hogy később magasabb bérre számíthat. Az egyén saját oktatásába való befektetésének is, mint minden más befektetésnek, is meg lehet becsülni a belső megtérülési rátáját (internal rate of return, IRR), vagyis azt a piaci kamatlábat, amely mellett a befektetést (ebben az esetben a munkapiacra való belépés késleltetését) még éppen érdemes eszközölni. Korai tanulmányok megmutatták, hogy bizonyos szigorú feltételezések mellett az iskolázottság Minceregyenletben becsült együtthatója pontosan megegyezik egy pótlólagos évi iskolázottság belső

megtérülési rátájával. Az újabb irodalom részletesen megmutatta, hogy ezek a feltételek általában nem teljesülnek (Heckman és szerzőtársai, 2006), így a becsült együttható megtérülési rátaként való értelmezése nem megalapozott. (Bár ilyen megtérülési ráták számíthatók a becsült együtthatóból.) A jelen kutatásban a szigorú értelemben vett megtérülési rátákkal nem foglalkozunk; A Mincer-egyenlet együtthatóit abban a nemvitatható értelemben értelmezzük, hogy azok az iskolázottabb munkaerő felárát becsülik meg. A diplomások bérelőnye a nemzetközi szakirodalomban A diplomás bérelőny mértékét a szakirodalom az 1990-es években kezdte aktívan kutatni, először az Egyesült Államokban. A kutatások motivációját a jövedelmek 80-as években jelentősen megnövekedett egyenlőtlensége adta. A szakirodalom ezen ágának eredményeit Katz és Autor (1999) cikke tekinti át. Véleményük szerint a terület kutatói között szinte teljes konszenzus alakult ki hat alapvető stilizált tény elfogadásában, ha nem is ezek magyarázatában. Ezek a tények a következők: 6 1. A bérek diszperziója (szóródása) jelentősen megnőtt a hetvenes és kilencvenes évek között mind a férfiak, mind a nők esetében. 2. A képzettség, munkakör és kor (munkatapasztalat) szerinti bérkülönbségek nőttek. A diplomások bérelőnye drámaian nőtt a nyolcvanas években. A nemek közötti bérkülönbség azonban csökkent átlagosan éppúgy, mint az egyes kor- és képzettségi csoportokon belül. 3. A bérek diszperziója (szóródása) az egyes demográfiai és képzettségi csoportokon belül is nőtt. 4. A keresztmetszeti adatokban megfigyelhető nagyobb béregyenlőtlenséget nem ellensúlyozta az időben megfigyelhető nagyobb bérmobilitás. A keresetek szóródásának mind a permanens, mind pedig az átmeneti komponense hasonló mértékben nőtt. 5. Mivel a bérstruktúra fent leírt változásai egy olyan időszakban játszódtak le, amelyet viszonylag lassú bérnövekedés jellemzett, az alacsonyan képzett és alacsony bérű munkavállalók reáljövedelme a kilencvenes években alacsonyabb volt mint a két évtizeddel korábban hozzájuk hasonló munkavállalóké. 6. A béregyenlőtlenség nagyban hozzájárult a családi jövedelemben és fogyasztásban megfigyelhető egyenlőtlenség növekedéséhez. A részletesebb vizsgálat kimutatta, hogy a diplomások bérelőnye az Egyesült Államokban a hatvanas években nőtt, a hatvenes években csökkent, majd a nyolcvanas években ismét nőtt, ezúttal drámai mértékben. Míg a diplomások bérelőnye a középiskolát befejezettekhez képest 1960 körül mintegy 50 százalékos volt, a nyolcvanas évek végére elérte a 70 százalékot (Katz és Autor, 1999, 8. ábra). Újabb számítások a nyolcvanas évekbeli tendencia folytatását mutatják. Strauss és de la Maisonneuve (2007) némileg eltérő módszertannal 1994 és 2005 között átlagosan csaknem 90 százalékos különbséget talált a diplomás és érettségizett 6 A stilizált tények az Egyesült Államok adataira vonatkoznak. A más országokban megfigyelhető folyamatokról az alábbiakban lesz szó.

munkavállalók között (az időszak első felében 80% körüli, a második felében 90% feletti értékekkel). A bérstruktúra e változásait a szakirodalom keresleti, kínálati és intézményes hatások kontextusában kísérelte meg értelmezni. A munkakínálati oldalt a különböző képzettséggel rendelkező munkavállalók száma határozza meg; a munkakeresleti oldalt az, hogy milyen munkavállalókat szeretnének a vállalatok foglalkoztatni. A diplomások bérelőnyének növekedése egy olyan időszakban valósult meg, amikor az újabb generációk egyre nagyobb aránya vett részt felsőfokú oktatásban, és a diplomások aránya a munkavállalók között évrőlévre nőtt. Ez a kereslet és kínálat törvényei alapján csak úgy lehetséges, ha ugyanakkor a diplomások iránti (relatív) kereslet jelentősen is megnőtt; különben a diplomások relatív bősége a relatív bérük csökkenését kellett volna, hogy maga után vonja. A szakirodalomban Katz és Murphy (1992) tanulmánya jelent egy korai és nagyhatású kísérletet annak meghatározásában, hogy mennyit lehet a diplomás bérelőny időbeli változásából egyszerű keresleti és kínálati megfontolásokkal megmagyarázni. A kulcs a hetvenes és nyolcvanas évek eltérő tendenciáihoz szerintük az, hogy a hetvenes években a felsőoktatási rendszer nagy terjeszkedése játszódott le. Ebben az időszakban igen nagy arányban nőtt a diplomások aránya a népességben. A diplomások arányának növekedése a nyolcvanas években lelassult. Ez az összefüggés a legjobban az alábbi becsült statisztikai összefüggés világítja meg legjobban: 7 (1) log( w / w ) = 0,709 log( N / N ) + 0,033* idő konst. ; R 2 = 0, 52 ct ht ct ht + Az egyenletben (w ct / w ht ) a diplomások érettségizettekkel szembeni bérelőnyét jelöli t évben, (N ct / N ht ) pedig ugyanabban az évben a diplomások érettségizettekhez viszonyított arányát az összes munkavállaló között (a c index a diplomások (college), a h index az érettségizettek (high-school) változóit jelöli). Mivel a releváns nagyságok logaritmizálva kerülnek be az egyenletbe, a becsült együtthatót rugalmasságként értelmezhetjük: ha a diplomások érettségizettekhez viszonyított aránya egy százalékponttal nő, a diplomások bérelőnye kb. 0,7 százalékponttal csökken. Ugyanakkor az adatokban egy másik folyamat is megfigyelhető: a diplomások bérelőnye változatlan munkaerő-összetétel mellett mintegy 3 százalékponttal emelkedett volna évente. A becsült összefüggés meg tudja magyarázni, miért csökkent a diplomások bérelőnye a hetvenes években a legnagyobb feldőoktatási expanzió idején, de egyben el tud számolni a bérelőny hosszabb távú növekedésével is. Más országok adatain végzett kutatások nagyjából megerősítik az Egyesült Államok adataiból leszűrt stilizált tényeket. 8 A rendelkezésre álló idősorok alapján más országokban is ki lehetett mutatni a diplomás munkakínálat negatív hatását diplomások bérelőnyére: így Kanadában (Freeman és Needels 1993; Murphy, Riddell és Romer 1998), Nagy-Britanniában (Schmitt 1995), Svédországban (Edin és Holmlund 1995), Hollandiában (Teulings 1995) és Dél- Koreában (Kim és Topel 1995). Ez az eredmény egybevág azzal az általános megfigyeléssel, 7 Újraközölte Katz és Autor (1999, 23. egyenlet). 8 Az OECD országokban bért diplomás bérelőnyről még a magyar adatok bemutatása után lesz szó.

hogy a hetvenes években az OECD országokban a diplomás bérelőny csökkenése játszódott le. Azokban az országokban, ahol ez a tendencia a nyolcvanas években visszájára fordult (így USA, Nagy-Britannia) ezzel egyidejűleg a felsőoktatási rendszer expanziójának lassulása volt megfigyelhető. Azokban az országokban viszont, ahol a képzettséggal járó bérprémiumok nem emelkedtek a nyolcvanas években (így Franciaország, Németország, Hollandia) a felsőoktatási rendszer expanziója nem lassult le a megelőző évtizedhez képest (ld. Freeman és Katz 1994; OECD 1993). A magasabban képzett munkaerő iránti kereslet erőteljes és évtizedeken átívelő növekedésének magyarázatát számos elmélet kisérelte meg. A szakirodalomban vizsgált legfontosabb három hipotézis a következő: (1) a fogyasztók kereslete olyan áruk és szolgáltatások felé fordult, amelyeknek előállítása magasabb képzettséget igényel ( deindusztrializáció ); (2) a nemzetközi kereskedelem kiszélesedésének hatására az alacsonyabb képzettséget igénylő munkakörök inkább a fejlődő országokba vándorolnak ( globalizáció ); valamint (3) az utóbbi évtizedek szervezeti és technológiai változásai (pl. bonyolult gépek, számítástechnika és telekommunikációs eszközök alkalmazása) értékelte fel elsősorban a képzettebb munkaerőt ( skill-biased technological change ). E tanulmány elsősorban nem a diplomás bérelőny okaival foglalkozik, így a egyes magyarázatok ellen és mellett felhozott érveket nem mutathatjuk be részletesen. A szakirodalomban mind a deindusztrializáció, mind a globalizáció mint domináns magyarázat ellen felhoztak jelentős (bár leginkább indirekt) bizonyítékokat, míg a képzettségnek kedvező technológiai változás mellett szólnak empirikus érvek (ld. Katz és Autor 1999, 5. rész). A tisztán kereslet-kínálati magyarázatok mellett azonban intézményi tényezők is vizsgálat tárgyává váltak a bérstruktúra változásainak magyarázatában. Card (1996) vizsgálata szerint a szakszervezeti tagság nagyobb pozitív hatással van az alacsonyan képzett munkavállalók bérére, mint a magasan képzettekére. Így elképzelhető, hogy az alacsonyan képzett munkavállalók korábbi évtizedekben megfigyelhető nagyobb arányú szakszervezeti tagsága hozzájárult a hatvanas-hetvenes évek bérkompressziójához és az alacsonyabb diplomás bérelőnyhöz. Freeman (1993), Card (1998) és DiNardo, Fortin és Lemieux (1996) közvetlenül kísérelte meg megbecsülni a szakszervezeti tagság nyolcvanas években megfigyelt csökkenésének hatását a bérek szóródására. Számításaik szerint ez a folyamat a férfiak béregyenlőtlenségek nyolcvanas évekbeli növekedésének mintegy 10-20 százalékát magyarázhatja. DiNardo, Fortin és Lemieux (1996) a minimálbér bérdiszperzióra gyakorolt hatását is igyekezett megbecsülni. Számításaik az 1979 és 1988 közötti időszakra vonatkoznak, amely alatt az USA szövetségi szinten előírt minimálbére nem változott, és így reál-értelemben fokozatosan elértéktelenedett. Számításaik szerint a minimálbér elértéktelenedése mintegy egynegyedét magyarázhatja annak a növekedésnek, amely egy évtized alatt a bérek statisztikai szórásában bekövetkezett, de a medián bérszint alatti szóródásnak akár nagy része is visszavezethető lehet a minimálbérre. Hasonló eredményekről számolt be Lee (1998), aki az Egyesült Államok tagállamainak minimálbér-szabályozása közti különbségeket használta ki a hatás méréséhez.

A magyar szakirodalom Magyarországon Varga (1995) és Kertesi és Köllő (1997) végezték el az első béregyenletbecsléseket, azaz életkort, régiót és egyéb tényezőket tartalmazó regressziós elemzéseket a bérek magyarázatára. A hazai irodalom első hulláma elsősorban a humántőke (és azon belül is az oktatás) rendszerváltás után bekövetkező átértékelődését vizsgálta, és a magasan képzett munkaerő felértékelődését találta (lásd pl. Kertesi és Köllő (1999, 2001), Kézdi (2002 és 2004)). A diplomások középfokú végzettségűekkel szembeni bérelőnye a felsőoktatás expanziójából eredő esetleges túloktatás körül kialakult vita kapcsán ismét reflektorfénybe került (Polónyi és Tímár (2001), Galasi (2004a, 2004b, 2006), Kertesi és Köllő (2006a, 2006b)). Az irodalom nagyrészt egyetért abban, hogy a diplomások bérelőnye a kétezres évtized közepéig növekedést mutatott, ha némileg lassuló ütemben is. Így tehát a felsőoktatás expanziója ellenére sem csökkent a diplomák átlagos értéke. Kertesi és Köllő (2006b) az 1998 és 2005 közötti évek bértarifa-adatain vizsgálja a diplomások bérelőnyét. Becsléseik szerint a diplomások érettségizettekkel szembeni bérelőnye a vizsgált időszak folyamán jelentősen nőtt: a férfi munkavállalók körében 72 százalékról 98 százalékra; a női munkavállalók körében 43 százalékról 71 százalékra. A két nem átlagában ez azt jelenti, hogy a diplomások bérelőnye 56 százalékról 83 százalékra nőtt. Magyarország nemzetközi összehasonlításban A hazai irodalomban talált bérelőny nemzetközi összehasonlításban igan magasnak számít, de összhangban van a nemzetközi összehasonlító tanulmányok eredményével. Egy az OECD által készített tanulmány (Strauss és de la Maisonneuve 2007) a magyar diplomások középfokú végzettségűekkel szembeni bérelőnyét a magasabbak közé helyezi a vizsgált 21 ország között. A tanulmány az országok közötti összehasonlíthatóság érdekében nemzetközileg gyűjtött és összhangba hozott háztartási felvételeket használ az 1991 és 2005 közötti időszak minden olyan évére, amikor egy adott országra az adatok elérhetőek. Magyarországra a 1992 és 1997 közötti évekre rendelkeznek adatokkal. Számításaik szerint hat év átlagában a diplomások bérelőnye a férfiak esetében 57,3%, míg a nőkében 56,2% (4. táblázat). Ehhez hasonló (50-60% közötti) diplomás bérelőnyt mértek Ausztria, Franciaország, Írország, Lengyelország és Luxemburg esetében. A magyarországinál jóval magasabb bérelőnyt (70-90%-os) csak Nagy-Britannia, az Egyesült Államok és Portugália esetében becsültek. A többi kilenc országban a diplomások bérelőnye 25-45% között volt. (Megemlíthető, hogy ezek a magyarországi becslések, bár eltérő adatbázisból nyerték őket, összhangban vannak a Kertesi és Köllő (2006a, 2006b) által azonos időszakra kapott eredményekkel.) A becslések országok közötti összehasonlíthatósága természetesen akkor sem nehézségektől mentes, ha az összemérhető adatok és módszerek használata a szerzők explicit célja volt.