bér, kereslet tükör

Országok listájaHungaryMiskolci EgyetemGazdaságtudományi KarGazdálkodásiMunkaerőpiacJegyzetekbér, kereslet tükör

KÖZELKÉP
BÉREK, KERESETEK, JÖVEDELMEK

Szerkesztette Galasi Péter Kézdi Gábor

közelkép

Bevezet. Írta: Galasi Péter és Kézdi Gábor 1. Horváth Hedvig ­ Hudomiet Péter ­ Kézdi Gábor: Bérek és béren kívüli juttatások 2. Krösi Gábor: Vállalatok közti bérkülönbségek dinamikája 3. Telegdy Álmos: A közalkalmazotti béremelések hatásai a köz- és magánszféra közötti bérkülönbségekre 4. Szabó Péter András: Regionális kereseti és bérköltségkülönbségek 5. Kertesi Gábor ­ Köll János: A diplomások keresete 1992­2005-ben 6. Varga Júlia: A közoktatásban foglalkoztatottak keresetének és összetételének változása 7. Csillag Márton: ,,Ni munka" és nemek szerinti kereseti különbségek a kés szocializmustól napjainkig 8. Galasi Péter: Pályakezd diplomások keresetének alakulása ­ az iskolázottság, a képzettség, valamint a túlképzés­alulképzés szerepe Hivatkozások

30

bevezet

BEVEZET
A Munkaerpiaci tükör legels, 2000. évi kötetének Közelkép cím része a magyarországi béralakulást a rendszerváltástól az ezredfordulóig tekintette át (Köll, szerk., 2000). A fejezet a magyar szakirodalomban lényegében elsként vállalkozott arra, hogy a rendszerváltást követ legfontosabb változásokkal foglalkozó kutatási eredményeket csokorba gyjtse, és alkalmas formában elrendezve, a szakmai közönség elé tárja. Mint a fejezet bevezetje is megjegyzi, a témák sokfélesége eleve kizárta, ,,hogy egy (vagy néhány) fogas kérdés köré szervezett, egységes elméleti keretben mozgó m születhessen" (uo. 38. o.), a viszonylag szkös kutatói források miatt az egyes résztémákról csupán egy-egy tanulmány születhetett, ezért sem lehetett szó esetlegesen egymással verseng magyarázatkísérletekrl. Az akkori Közelkép azonban széles kör áttekintést nyújtott a reálbérek és kereseti egyenltlenségek alakulásáról, a bérmeghatározás intézményeiben bekövetkezett változásokról, elemezte a fbb munkaercsoportok (nk és férfiak, iskolázottsági, életkori csoportok) között kialakult bérkülönbségeket, a regionális kereseti és bérköltségkülönbségeket, valamint a gazdasági szektorok béreinek alakulását (ezen belül kitért a tulajdoni szektorokra, valamint a versenyszféra és a költségvetési szektor eltér fejldési pályájára), részletesen áttekintette a kereseti és a jövedelmi egyenltlenségek alakulását, végül a magyar bérszínvonal Európához történ felzárkózási esélyeit taglalta. Öt év múltán idszervé vált az újabb kutatások bemutatása, s az elmúlt idszakban született eredmények közre adása. A figyelmes olvasó észreveheti, hogy ez a Közelkép részben azonos témákat tárgyal, mint a 2000. évi, ugyanakkor mind a megközelítés módja, mind a szerzk személye változott. Egyetlen tanulmány kivételével (regionális kereset és bérköltség) az akkori és a jelenlegi kötet tanulmányainak eredményei közvetlenül nehezen hasonlíthatók össze, amiben részben a kutatók megváltozott érdekldése játszhat szerepet, részben pedig a magyar gazdaságban végbement újabb fejlemények, amelyek a korábbiaktól eltér jelenségekre irányították a kutatók figyelmét. E rész els tanulmányában Horváth Hedvig, Hudomiet Péter és Kézdi Gábor a béreken és pénzbeli jutalmakon felüli juttatások szerepét vizsgálja a teljes

31

közelkép

munkajövedelmen belül. A hazai szakirodalom nem sokat foglalkozott ezzel a kérdéssel, aminek oka elssorban a megfelel adatok hiánya. A szerzk egy kisméret, de egyedülállóan részletes hazai háztartási felmérés, a Tárki-monitor segítségével két, egymással szorosan összefügg kérdésre keresik a választ. 1. Kik miért és milyen típusú juttatásokat kapnak ma Magyarországon? Az eredmények azt mutatják, hogy magasabb juttatások magasabb alapkeresettel járnak, és így a béren felüli juttatások nélkül mért egyenltlenség alulbecsüli a ténylegest. 2. Hogyan befolyásolják a teljes munkajövedelmet (amely a béren felüli juttatásokat is tartalmazza) azok a tényezk (nem, iskolai végzettség stb.), amelyeknek a szkebben értelmezett keresetekre gyakorolt hatását már számos tanulmány elemezte? Az eredmények azt mutatják, hogy a szkebb keresetek elemzésébl levont következtetések alapveten megállják a helyüket a tágabban értelmezett munkajövedelem esetén is, az iskolai végzettség paramétere azonban valamennyivel magasabb a teljes (a béren felüli juttatásokat is tartalmazó) munkajövedelem esetén. Krösi Gábor a vállalatok közti bérkülönbségek dinamikáját elemzi. Azokat a tényezket mutatja be, amelyek a vállalatok közti bérkülönbségek alakulását lényegesen meghatározták az elmúlt évtizedben, illetve amelyek a nemzetközi irodalom szerint befolyásolhatták volna a bérek alakulását, de Magyarországon nem volt érdemi szerepük. A becslések alapján kirajzolódó általános kép azt mutatja, hogy a termelékenység hozamán való osztozkodás a magyar vállalatok bérstratégiájának kiemelkeden a legfontosabb, az egyetlen igazán lényegi mérhet eleme, bár ezt jelentsen befolyásolják az ágazatok különbségei; részben a technológiai különbségekhez kapcsolódó munkaszervezési különbségek, részben a piaci verseny ágazatonként esetleg lényegesen eltér környezete. A hozamosztozkodás jóval intenzívebb a fejlett piacgazdaságokban megfigyelteknél, bár idben erteljesen csökkent. Ugyanakkor a többi vizsgált tényez közvetlen hatása szinte elhanyagolható. A magyar versenyszféra vállalataiban megfigyelhet intenzív hozamosztozkodás els látásra paradoxnak tnik, mert ezt az irodalom általában az ers szakszervezettel folytatott béralku következményének tekinti, a magyar vállalatok többségében azonban meglehetsen gyengék a szakszervezetek. A magyarországi intenzív hozamosztozkodást a piacgazdasági átmenet egészen sajátos körülményei magyarázzák. Telegdy Álmos a közszférában dolgozók béremelésének hatását vizsgálja a vállalati dolgozók béreire. A tanulmány a közszféra és a magánszféra közötti bérkülönbségeket elemzi a 2000 és 2004 közötti idszakban, amelynek a közepén, 2002-ben a közalkalmazottak béreit jócskán megemelték. Ennek következtében a közszférában az átlagbér reálértékben 35 százalékkal ntt, s 15 százalékkal lett magasabb, mint a versenyszférában. Végzettség és foglalkozási csoportok szerint elemezve az átlagbéreket, a különbségek igen nagyok. Az alacsony végzettségek, valamint a szakképzetlen munkakörökben dolgozók

32

bevezet

­ magánszférához viszonyított ­ bérelnye volt a legnagyobb az elemzett idszak minden évében. E csoportokhoz tartozók 2004-ben a közszférában 15 százalékkal többet kerestek, mint a versenyszférában. A fiskolát vagy egyetemet végzettek átlagbére 25 százalékkal volt kisebb a közszférában. A relatív bérek regressziós becslése azonban azt mutatja, hogy a közszféra bérei szinte minden végzettségi és foglalkozási kategóriában nagyobbak 2004-ben, mint a versenyszféra bérei. Ez csak az egyetemet vagy fiskolát végzettek esetében nincs így, de ebben a kategóriában is csak 3,7 százalék a bérkülönbség. Ezek szerint a kormányzat nemcsak hogy sikeresen kiegyenlítette a köz- és a versenyszféra béreit, de még prémiumot is fizet a dolgozók többségének. Mindennek nyilvánvalóan jelents következményei vannak a hazai munkaerpiacra. Szabó Péter András a regionális kereseti és bérköltség-különbségek 1998 és 2004 közötti alakulását veszi szemügyre a Foglalkoztatási Hivatal bértarifafelvételeinek felhasználásával. A szerz megállapítja, hogy az adott idszakban az országon belüli regionális kereseti és bérköltségkülönbségek mérsékeltnek tekinthetk. A településtípusok esetében egyedül Budapest esetében mutatható ki 15­20 százalékos bérkülönbség, azonban ez is 5 százalék alá esik a vállalati termelékenység és a munkanélküliség figyelembe vételével. A regionális eltéréseket vizsgálva azt találja, hogy a legszegényebb régiók bérelnye a leggazdagabbakhoz viszonyítva sem haladja meg az 5 százalékot az idszak végére. Az elemzés alapján a szerz azt a következtetést vonja le, hogy a regionális bérkülönbségek jelentsége nem meghatározó a vállalatok telephelyválasztásában: néhány százalékos különbség ugyanis önmagában bizonyára nem készteti a vállalatokat telephelyük megváltoztatására. Ugyanakkor az elmaradottabb térségekben a viszonylag jelents kínálat következtében alacsonyabbak lehetnek a toborzási és szrési költségek, ami miatt mégis kifizetdvé válhat a vidéken való cégalapítás (Köll, 2003). Emiatt a vidékfejlesztés szempontjából nem elegend a bérköltségben meglév ,,nyers" különbségekre figyelni, hanem azokra az üzleti élet szempontjából fontos tényezkre is figyelmet kell fordítani, amelyek a vállalati termelékenységet, munkanélküliséget és az egyéb, béreket befolyásoló jellemzk regionális megoszlását meghatározzák. Kertesi Gábor és Köll János tanulmánya a diplomák piaci értékét vizsgálja. A magyar felsoktatásnak a kilencvenes években végbement hirtelen bvülése sokakban aggodalmat keltett Vajon az expanzió nem vezet-e tömeges ,,túlképzéshez", azaz növekv munkanélküliséghez a fiatal diplomások ­ vagy az általuk kiszorított csoportok: az idsebb diplomások és az érettségizettek ­ körében és/vagy a diploma piaci értékének süllyedéséhez? A tanulmány részletes, koréves és korcsoportos bontású foglalkoztatási és béradatok segítségével vizsgálja az esetleges túlképzés tüneteit 1995 és 2004 között. A foglalkozási csoportok szintjén is elvégzett elemzés arra utal, hogy 2000-ig óriási mértékben ntt az újonnan szerzett fiskolai és egyetemi diplomák piaci értéke, ezt követen azonban a növekedés lelassult, majd a pályakezd

33

közelkép

diplomások kereseti elnye csökkent. Ugyanakkor az adatok nem igazolják sem a diplomás munkanélküliséggel, sem a kiszorítási hatásokkal kapcsolatos aggodalmakat. Varga Júlia tanulmányának témája a közoktatásban foglalkoztatottak öszszetételének és keresetének változása. A nemzetgazdaság rendelkezésére álló munkaer-állomány színvonalának egyik fontos tényezje a tanárok minsége, ami jelentsen befolyásolja a tanulók teljesítményét. A jó képesség és megfelelen képzett tanárok közoktatásba való vonzása és ott tartása a fejlett országok egy részében is egyre nagyobb nehézségekbe ütközik, mivel a tanári pálya relatív kereseti helyzete az elmúlt 20­30 évben romlott. A tanulmány a közoktatásban foglalkoztatottak összetételének és keresetének 1992­2004 közötti változását vizsgálja. Bemutatja, hogyan változott az oktatásban foglalkoztatottak kereseti helyzete 1992 és 2002 között, majd 2004-ig, az alapbéremelést követen. Áttekinti, hogy a közoktatásban foglalkoztatottak öszszetételének változása miként hatott a közoktatási szektor relatív kereseti pozíciójára, és hogyan alakult a pedagógusok összetétele a közoktatási szektor kereseti helyzetének változása következtében: milyen csoportok hagyták el a közoktatást, és kik maradtak. A tanulmány legfontosabb eredménye alapján olyan önszelekciós mechanizmusok figyelhetk meg, amelyek révén a kevésbé jó képességek választják a (fiskolai szint) pedagógusképzést, és a kevésbé jó képességek választják a tanári pályát. Csillag Márton a férfi­ni kereseti különbségek alakulását vizsgálja az 1986 és 2002 közötti idszakban különös tekintettel a foglalkozási és vállalati szint szegregációra. A magánszektor közepes és nagyvállalati mintáin vizsgálódva, a férfiak és a nk keresetei közötti különbségeket meghatározó tényezkben jelents eltérések mutatkoznak a szocialista és a jelenlegi idszak között. Mindenekeltt azt találjuk, hogy miközben a foglalkozási szegregációban enyhe csökkenést figyelhetünk meg, a vállalati szint szegregáció érzékelheten emelkedett. Másodszor, a szocialista idszakban a foglalkozások elniesedése jelents negatív hatást gyakorolt a munkavállalók béreire, és a szegregációnak ez a formája a nemek szerinti keresetei különbségek közel harminc százalékát magyarázta. Az átmenetet követ idszakban egyfell a foglalkozási szegregáció negatív hatása mintegy felére csökkent, másfell növekedett a vállalati szint szegregáció szerepe: a vállalatok által foglalkoztatott nk arányának növekedése szignifikánsan csökkenti a nk bérét, a férfiak bérét viszont nem befolyásolja. A Közelképet Galasi Péter tanulmánya zárja a pályakezd diplomások keresetének elemzésével. A szerz a Fiatal diplomások életpálya-vizsgálata (Fidév) kutatás adatainak felhasználásával a felsoktatásban 1998-ban diplomát szerzett fiatalok 1999. szi és 2004. eleji, valamint az 1999-ben végzettek 2000. szi és 2004. eleji kereseteit vizsgálta meg. Azt látjuk, hogy a pályakezd foglalkoztatottak induláskor is magas nettó havi keresete dinamikusan emelke-

34

bevezet

dett. Az 1998-ban végzettek reálkeresete 86, az 1999-ben végzettek 72 százalékkal volt magasabb a második idpontban. A kereseti kvintilisben mért relatív jövedelmi pozíciók között ugyanakkor jelents áramlásokat lehetett megfigyelni. A két idpont között mind a fiskolát, mind az egyetemet végzettek jelents reálkereset-emelkedést értek el, a keresetek dinamikája azonban a két kohorsz két iskolai végzettségi csoportjában különbözött egymástól. Az els megfigyelés idpontjában a tudományterületek közötti kereseti különbségek mutatkoztak jelentsnek. Alacsony volt a természettudományi, a bölcsész és az egészségügyi tudományterületen végzettek induló keresete ­ s ez mind a két kohorszra fennállt. A második megfigyelés idpontjára ezek a különbségek mérsékldtek, ami olyan módon ment végbe, hogy az alacsony induló kereset szakképzettségekkel rendelkez munkavállalók keresete sokkal dinamikusabban emelkedett, mint azoknak a munkavállalóknak a keresetei, akiknek a szakképzettsége magas induló keresettel járt együtt, azaz akiknél az els megfigyelés idpontjában a relatív kereslet a legnagyobb volt vagy/és az állami keresetszabályozás a legkevésbé éreztette hatását.

35

közelkép

1. BÉREK ÉS BÉREN KÍVÜLI JUTTATÁSOK Horváth Hedvig ­ Hudomiet Péter ­ Kézdi Gábor
E tanulmány a béreken és pénzbeli jutalmakon felüli juttatások szerepét vizsgálja a teljes munkajövedelmen belül. Ezek közé az úgynevezett béren kívüli juttatások közé tartozik a gépkocsi- és mobiltelefon-használat, a reprezentációs költségek fedezése, az étkezési hozzájárulás, a ruhapénz vagy a közlekedési hozzájárulás. A hazai szakirodalom nem sokat foglalkozott ezzel a kérdéssel, aminek oka részben a megfelel adatok hiánya, részben talán az a vélekedés, hogy ezek a juttatások közgazdasági szempontból nem jelentsek. Egy kisméret, de egyedülállóan részletes hazai háztartási felmérés, a Tárki Monitorvizsgálata segítségével vizsgáljuk a béren kívüli juttatásokat. Két, egymással szorosan összefügg kérdésre keressük a választ. Az els az, hogy kik miért és milyen típusú juttatásokat kapnak ma Magyarországon. A kérdés fontos lehet a jövedelemegyenltlenségek szempontjából. Elvileg lehetséges, hogy magasabb béren kívüli juttatások általában alacsonyabb alapkeresettel és jutalmakkal járnak, és ekkor az utóbbiak által mért kereseti egyenltlenségek túlbecsülik a teljes munkajövedelemben mérhet egyenltlenséget. Ilyen eset elfordulhat, ha bizonyos munkakörök esetén a béren kívüli juttatások valamilyen, a munka javadalmazásán kívüli oknál fogva magasabbak, mint más munkakörökben, és a bérek egyenlítik ki az ilyen juttatásokban jelentkez különbségeket. Természetesen elvileg ennek a fordítottja is elfordulhat (magasabb béren kívüli juttatások magasabb alapkeresettel és jutalmakkal járnak), és ekkor a béren kívüli juttatások nélkül mért egyenltlenség alulbecsüli a ténylegest. Ez utóbbi eset a várható például akkor, ha a béren kívüli juttatások a munkáltatók számára alacsonyabb költséggel járnak, mint a bérek, de a teljes javadalmazást nem alkothatják. Az eredményeink egyértelmen ez utóbbi esetrl tanúskodnak. A béren kívüli juttatások, bár átlagosan valószínleg nem túl jelentsek az alapbérhez és a jutalmakhoz képest, szoros pozitív kapcsolatban állnak azokkal. A második kérdés az, hogy miként befolyásolják a teljes munkajövedelmet (amely a béren kívüli juttatásokat is tartalmazza) azok a tényezk (nem, iskolai végzettség stb.), amelyeknek a szkebben értelmezett keresetekre gyakorolt hatását oly sok tanulmány elemezte. Ez a kérdés els ránézésre meg-

36

bérek és béren kívüli juttatások

lehetsen technikai jelleg, és azt vizsgálja, hogy vajon a szkebb keresetek elemzésébl levont következtetések megállják-e a helyüket a tágabban értelmezett munkajövedelem esetén is. Eredményeink alapján igen: a standard Mincer-típusú regressziók paraméterei nagyon hasonlók a két esetben. Az iskolai végzettség paramétere azonban valamennyivel magasabb a teljes munkajövedelem esetén.

Béren kívüli juttatások
A Tárki 1998 óta nagyjából kétévente készíti el a háztartás-monitor keresztmetszeti háztartásvizsgálatát. A 2003-ban 2335 háztartással készült sikeres interjú.1 A dolgozatunk szempontjából az adatbázis legfontosabb érdeme, hogy az alapkereseten2 felül a munkából származó jövedelem többi komponenseire is rákérdezett. Tanulmányunk központi kérdését jelent béren kívüli juttatások mellett van információ a borravalóról-hálapénzrl, a számlára felvett, valamint a másodállásokból származó jövedelmekrl is. Hátránya viszont a kisebb minta és az önbevalláson alapuló adatgyjtés, amelyek ronthatják az adatok megbízhatóságát. Az 1.1. táblázatban egyszer leíró statisztikákat találhatunk a különböz beosztásban dolgozók különböz jövedelemfajtákban való részesedésérl és a teljes, nettó munkajövedelmük összetételérl. A béren kívüli juttatásokról pénzösszeg-intervallumonként (30 ezer forint alatt, 30­60 ezer forint stb.) áll rendelkezésre információ. A leíró statisztikákhoz egyszeren az egyes egyénekhez az intervallumok osztályközepeinek megfelel pénzösszeget rendeltük hozzá, de a részletesebb elemzés során figyelembe vettük az intervallumkódolást. Elemzésünk szempontjából a legfontosabb megállapítás az, hogy a magyar munkavállalók túlnyomó része kap valamilyen nem pénzbeli juttatást. A számlás jövedelem a középvezetk esetében a legelterjedtebb, míg a borravaló/hálapénz az alsó vezetk körében. Másodállása jellemzen a felsvezetknek van. Mindezek azonban a Tárki-monitor alapján nem játszanak kiemelten fontos szerepet a teljes munkajövedelemben. A fizikai dolgozók teljes munkajövedelme gyakorlatilag megegyezik az alapkeresetükkel. A béren kívüli juttatások pedig a fels- és a középvezetk, valamint az egyéb szellemi munkát végzk esetében szerepelnek nagyobb súllyal. A láthatóan leglényegesebb nem pénzbeli juttatásokon kívül a felsvezetk teljes munkajövedelmében számottevk a másodállásból származó jövedelmek, a középvezetk számára a számlára felvett jövedelmek, az egyéb szellemi foglalkozásúak, szolgáltatók, kereskedk csoportjában pedig a borravalók, valamint szintén a számlára, költségtérítésként kapott keresetek is. Természetesen lehetséges, hogy a válaszok pontosabbak az alapkereset és a jutalmak esetén, mint a többi komponens esetében, és ezért azok arányát a Tárki-monitor alulbecsüli. Tanulmányunk keretében azonban nincs módunk ezt ellenrizni.

1 Az adatfelvételrl részletesebben lásd: http://www.tarki.hu/research/monitor/index. html. 2 A bértarifa-felvétellel való öszszehasonlíthatóság kedvéért az alapkeresetben szerepeltettük a jutalmak és prémiumok átlagos havi összegét is.

37

közelkép 1.1. táblázat: Az alkalmazottak részesedése a különféle jövedelemfajtákban (A) és ennek aránya a teljes munkajövedelmen belül (B), 2003 (N = 1752) Borravaló/ hálapénz Számlára felvett jövedelem Másodállás Nem pénzbeli juttatások Alapkereset 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 90,3 88,4 91,2 93,4 88,4 95,8 98,1 95,9 93,1

Alkalmazott beosztása

A) Hány százalékuk részesedik az adott jövedelemfajtából? Fels vezet 0,0 6,3 13,5 79,7 Középvezet 7,3 10,9 3,9 81,3 Alsóvezet 14,8 2,9 8,8 72,6 Beosztott értelmiségi 2,8 9,7 7,5 77,9 Egyéb szellemi 6,2 4,8 2,7 74,6 Szakmunkás 6,4 1,6 1,9 61,4 Mezgazdasági munkás 0,0 0,0 0,0 57,5 Betanított/segédmunkás 3,8 1,6 0,8 66,4 Összesen 5,5 3,7 3,1 66,4 B) Az adott jövedelemtípus átlagosan hány százaléka a teljes munkajövedelemnek? Fels vezet 0,0 0,4 4,3 4,9 Középvezet 0,1 5,0 2,1 4,4 Alsóvezet 0,9 0,1 3,4 4,4 Beosztott értelmiségi 0,0 1,2 1,9 3,5 Egyéb szellemi 1,1 4,9 1,0 4,6 Szakmunkás 0,5 0,3 0,6 2,8 Mezgazdasági munkás 0,0 0,0 0,0 2,0 Betanított/segédmunkás 0,7 0,6 0,5 2,4 Összesen 0,5 1,6 1,3 3,5
Forrás: Tárki-monitor, 2003.

3 Hasonló valószínségi modelleket futtattunk a többi munkajövedelem-komponensre (számlás, illetve különmunkából származó jövedelem, borravaló/ hálapénz), esetükben a regreszsziók azonban alig szolgáltak szignifikáns eredményekkel. Hasonlóan kevés információt szolgáltattak az ilyen juttatások nagyságát is figyelembe vev sarokmegoldás-regressziók (tobit modellek).

Bár összegek nincsenek hozzárendelve, a felmérés rákérdez a juttatások típusaira. Az 1. függelék F1.1. táblázata tartalmazza ezeket munkakör szerint. Közülük az étkezési hozzájárulás a leggyakoribb forma, minden foglalkoztatási csoportban 50 és 70 százalék között mozog az ebben részesülk aránya. Viszonylag homogén módon oszlik el a ruhapénz (10­36 százalék), illetve a mezgazdasági munkásokat nem nézve a közlekedési hozzájárulás is (11­25 százalék). A gépkocsihasználat inkább a szellemi foglalkozásúakhoz köthet, de a szakmunkások kisebb hányada is részesül ebben. A következkben a béren kívüli juttatások valószínségét vizsgáljuk meg kicsit szisztematikusabb módon, probit valószínségi modellek segítségével.3 A modelleket kétféleképpen becsültük. Az els változatban a Mincer-típusú regressziók alapvet magyarázó változói (nem, potenciális munkapiaci tapasztalat, iskolai végzettség, tulajdon, régió, a lakóhely településtípusa) mellett a kereset (alapbér plusz jutalmak) logaritmusát, a vezet beosztást, a fizikai munkakört, valamint a vállalatban eltöltött évek számát is bevontuk a modellbe. Ennek a modellnek három f kérdése van: a) a kereset pozitívan vagy negatívan korrelál-e az adott juttatás valószínségével, b) a beosztás, munkakör, vállalatban töltött id a kereseten felül szignifikáns-e, c) a Mincer-típu-

38

bérek és béren kívüli juttatások

sú változók szignifikánsak-e a keresetre kontrollálva. A második modellben csak a Mincer-típusú regressziók magyarázó változóit szerepeltettük, hogy lássuk, vajon a Mincer-típusú regressziókhoz hasonlóan mozognak-e együtt a jobb oldali változók az adott juttatással. Az 1.2. táblázat csak a fontosabb eredményeket tartalmazza, ahol az átlagos parciális hatásokat tüntettük fel, amelyek a valószínségekre gyakorolt átlagos hatást jelentik a magyarázó változók különböz megfigyelési értékei esetén.
1.2. táblázat: A különböz béren kívüli juttatásokból való részesülést magyarázó modellek. A valószínségre gyakorolt átlagos parciális hatások, 2003* Elszámolhat-e gépkocsihasználatot? Megnevezés 1. modell 2. modell Elszámolhat-e mobiltelefonhasználatot? 1. 2. modell modell (0,030) 0,043 ­0,044 ­0,002 0,010 0,021 0,057 0,064 (­0,005) (0,007) Elszámolhat-e Elszámolhat-e étkezési hozzáruhapénzt? járulást? 1. 2. 1. 2. modell modell modell modell 0,106 0,113 (­0,051) ­0,094 ­0,096 ­0,114 0,004 (0,000) (0,004) 0,026 (0,003) 0,023 ­0,227 ­0,259 ­0,181 ­0,207 0,223 0,250 (­0,052) (­0,024) Elszámolhat-e közlekedési hozzájárulást? 1. modell 0,104 (­0,050) (­0,048) (0,001) (­0,001) ­0,083 0,067 2. modell

Log(kereset) 0,053 Vezet 0,038 Fizikai ­0,039 Hány éve a cégnél (­0,000) Elvégzett iskola (évek) (0,003) 0,016 Magáncég 0,049 0,048 Külföldi cég ­0,027 (­0,009)

0,013 ­0,101 0,096

* Probit modellek, a táblázatban az átlagos parciális hatások vannak feltüntetve. A zárójelben szerepl paraméterek nem szignifikánsak 5 százalékon. Forrás: Tárki-monitor, 2003.

A kereset pozitív szignifikáns összefüggésben van a juttatások valószínségével, kivéve a mobiltelefon-használatot. A szkebb modellekben az iskolai végzettség valamennyi juttatás esetében pozitív, szignifikáns, és nagyságrendjében sem elhanyagolható ­ bár a gépkocsihasználat és a közlekedési hozzájárulás esetében jóval gyengébb. Ez az összefüggés azonban eltnik (a mobiltelefon esetén csak nagymértékben lecsökken), ha a keresetre is ellenrzünk. Az F1. táblázatból azt is láthatjuk, hogy bár a potenciális munkapiaci tapasztalat nem magyaráz szignifikánsan, a nk számára nemcsak a bérkereseteket, de a nem pénzbeli juttatásokat tekintve is hátrány a nemük. Ezek az eredmények azt mutatják, hogy a béren kívüli juttatások a keresetet kiegészít, azzal nagymértékben együttmozgó tételek. Ha figyelmen kívül hagyjuk ket, alulbecsüljük az egyenltlenségeket. Ezt a megállapítást színesíti két összefüggés. A beosztás, a munkakör és kisebb mértékben a vállalatban töltött id a mért kereseten felül is összefügg a béren kívüli juttatások valószínségével. Ez tükrözheti a személyzeti politika sajátosságait, de fakadhat egyszeren abból is, hogy a mért kereset mellett a valós hosszú távú (,,permanens") keresetet ezek a változók is prediktálhatják. Ez utóbbi esetben ugyanis az, hogy a mért kereset mellett szignifikánsak, nem feltétlenül jelenti azt, hogy a valós hosszú távú kereset mellett is azok lenné-

39

közelkép

nek. A másik érdekes összefüggés a munkáltató tulajdonformájával kapcsolatos. A hazai tulajdonú magánvállalatok kevésbé adnak étkezési és közlekedési hozzájárulást, mint akár az állami intézmények, akár a külföldi vállalatok. Ennek hátterében egyszeren az állhat, hogy a magyar magánvállalatok kevésbé élnek a jogszabály által megengedett juttatási lehetségekkel. Az állami intézmények ezen túl inkább adnak ruhapénzt, de kevésbé adnak gépkocsit és mobil telefont. Mint azt azonban láttuk az 1.1. táblázatban, a béren kívüli juttatások szerepe nem túl nagy a teljes munkajövedelemben. Az egyes tételek valószínségét vizsgáló elemzések után ezért a juttatások összegét tekintjük. F kérdésünk az, hogy ha valaki kap valamilyen béren kívüli juttatást, mennyit kap. Emellett azt is megvizsgáljuk, hogy mi befolyásolja, hogy valaki egyáltalán kap-e bármilyen béren kívüli juttatást. Mindkét kérdés a természetbeni juttatások összességére vonatkozik, hiszen a Tárki-monitor felmérése csak összevontan kérdez rá a juttatások összegére. A második kérdést probit modellben vizsgáljuk. A modell arra a kérdésre ad választ, hogy a magyarázó változók hogyan függnek össze a juttatások valószínségével. Az els kérdést egy rendezett (ordered) probit segítésével vizsgáljuk, mivel a monitorfelmérésben az a kérdés szerepel, hogy milyen értékintervallumhoz tartozik a béren kívüli juttatások pénzben kifejezett összege (0­30 ezer forint, 30­60 ezer forint stb.). Ez utóbbi modellt intervallumregressziónak is nevezik, hiszen olyan rendezett probitról van szó, ahol ismertek a kategóriahatárok (Wooldridge, 2002, 508. o.). Az eredmények könnyebb értelmezhetsége kedvéért a kategóriahatárok logaritmusát vettük. Az intervallumregresszióból becsült paraméterek így közvetlenül értelmezhetk: arra a kérdésre adnak választ, hogy ha valaki kap béren kívüli juttatásokat, azokat hány százalékkal változtatja az adott magyarázó változó egységnyi változása (ha oksági kapcsolatot tételezünk fel). Mindkét modellt kétféleképpen becsültük, az elbbi elemzéshez hasonlóan: úgy, hogy a jobb oldalon a standard Mincer-típusú bérregressziók magyarázó változói szerepelnek, valamint úgy, hogy azok mellett a kereset, a vezet beosztás dummyja, a fizikai munkakör dummyja, és a vállalatnál eltöltött évek száma is szerepel. A legfontosabb eredményeket az 1.3. táblázat tartalmazza, a teljes modelleket pedig a függelék F1.2. táblázata mutatja. Az 1.3. táblázatban csak az iskolai végzettséget az elvégzett osztályok számában mér modellek eredményei találhatók; a végzettségkategóriákat tartalmazó modellek legfontosabb következtetései ugyanazok. A táblázat nem tartalmazza a regionális és településtípus hatására vonatkozó eredményeket; ezeket a függelék F1.2. táblázata tartalmazza.

40

bérek és béren kívüli juttatások 1.3. táblázat: A béren kívüli juttatásokból való részesülést és annak nagyságát magyarázó modellek, 2003 Kap-e béren kívüli juttatást? (valószínségre gyakorolt átlagos parciális hatások) 1. modell 2. modell 0,132 (­0,023) ­0,117 0,004 ­0,062 (0,010) ­0,149 0,162 Ha kap, összesen mennyi béren kívüli juttatást kap (rugalmasságok) 1. modell 2. modell 1,021 (­0,001) ­0,447 (­0,007) (­0,056) (­0,019) (0,036) (­0,178)

Megnevezés Log(kereset) Vezet Fizikai Hány éve a cégnél N Iskolaid Magáncég Külföldi cég

­0,064 0,037 ­0,187 0,195

(­0,131) 0,128 (­0,019) (0,010)

A zárójelben szerepl paraméterek nem szignifikánsak 5 százalékon. Teljes eredményt lásd az: F1.2. táblázatban. Forrás: Tárki-monitor, 2003.

A nk 7 százalékkal kisebb valószínséggel kapnak juttatásokat, akkor is, ha beosztást, keresetet és a vállalatban eltöltött idt is bevonjuk a modellbe. Az iskolai végzettség pozitív hatása a keresetet bevonva a vizsgálatba ezúttal is eltnik. A magánvállalatok 20 százalékkal (a 2. modellben 16 százalékkal) kisebb valószínséggel adnak béren kívüli juttatásokat, mint az állami intézmények, a magánvállalatok között a külföldi tulajdonban levk azonban ugyanolyan valószínséggel adnak. Másképpen fogalmazva, a hazai tulajdonú magánvállalatok jóval kevésbé adnak juttatásokat dolgozóiknak, mint akár az állami intézmények, akár a külföldi tulajdonú vállalatok. A 2. modell eredményei alapján egy százalékkal magasabb kereset 0,15 százalékkal növeli a juttatások valószínségét. Fizikai dolgozók 13 százalékkal kisebb eséllyel kapnak juttatásokat, és minden, a vállalatban eltöltött 2,5 év egy százalékponttal magasabb juttatás-valószínséggel jár együtt. A juttatások értéke (ha pozitív) nem függ össze a tulajdonviszonyokkal. Az iskolai végzettség a kereseteknél nagyobb mértékben számít (a Mincer-típusú kereseti regressziókban az elvégzett osztályok együtthatója 0,09 ­ lásd késbb), de csak akkor, ha magukat a kereseteket kihagyjuk. Amennyiben azonban a kereseteket és a fizikai munkakört bevonjuk a modellbe, sem a nem, sem az iskolai végzettség nem számít. Egy százalékkal magasabb keresetek egy százalékkal magasabb béren kívüli juttatásokkal járnak együtt. A fizikai dolgozók azonban akkor is csaknem feleannyi juttatást kapnak, ha kapnak egyáltalán valamennyit. Az eredményekbl (a nem, a tulajdonviszonyok és a regionális különbségek mellett) két igen fontos következtetés vonható le. Elször is, a fizikai munkakör jelentsen csökkenti a juttatások valószínségét és a juttatások összegét, akkor is, ha kereset és iskolai végzettség is szerepel kontrollváltozóként. Má-

41

közelkép

sodszor, a keresetek és a béren kívüli juttatások szorosan együtt mozognak: a juttatások, els közelítésben (vagyis az elz következtetést leszámítva) a munka határtermékértékét kiegyenlít komponensét képezik.

Mincer-típusú regressziók keresetekre és teljes munkajövedelemre
A magyarországi kereseteket vizsgáló tanulmányok túlnyomó része a bértarifa-felvételek adatait használja.4 Az els ilyen, nagy hatású tanulmányban Kertesi­Köll (1997a) vizsgálta a keresetek meghatározóit. Jelen kötet Közelkép-fejezetében Galasi Péter tanulmányát leszámítva valamennyi elemzés a bértarifa-felvételen alapul. A bértarifa-felvételek 1986-ban, 1989-ben és 1992 óta minden évben valamennyi költségvetési dolgozó és százezres nagyságrend vállalati dolgozói minta kereseti és demográfiai alapadatait tartalmazzák, a telephely földrajzi elhelyezkedésével és különféle vállalati mutatókkal együtt. A kereseti adatok tartalmazzák az alapmunkabért, valamint az éves szint jutalmakat és prémiumokat. A bértarifa-felvételek rendkívüli értékét nagy méretük mellett a munkáltatói adatokkal (például vállalati mérlegadatok) való összekapcsolhatóságuk adja. Minthogy munkáltatói forrású adatokról van szó, a kereseti adatok jóval pontosabbak, mint a háztartási felvételekbl nyerhet kereseti adatok (Kézdi, 1998). A munkáltatói adatforrás azonban több korlátot is szab. A bértarifafelvételek alapján lehetetlen a családi szint problémák elemzése. Emellett a több munkahellyel rendelkez munkavállalóknak is csak egyetlen munkahelyi adatát ismerjük (illetve külön egyénenként szerepelnek, ha másik munkáltató is szolgáltatott róluk adatot). A bértarifa-felvételek mindezek mellett nem tartalmazzák azokat a keresetkiegészít tételeket, amelyek tanulmányunk tárgyához tartoznak. A következkben a Mincer-típusú regressziók legfontosabb eredményeit hasonlítjuk össze a 2003. évi bértarifa-felvétel és a 2003. évi Tárki-monitor felvétele alapján.5 Elször a felvétel összehasonlítható mintáiban futtatunk standard regressziókat nettó havi keresetekre, a bértarifa-felvételek definíciója alapján. Az így definiált keresetek átlaga a Tárki-monitorban mintegy 15 százalékkal alacsonyabb (ez a különbség megegyez arányú, de kicsit alacsonyabb, mint a Kézdi (1998) által a nyolcvanas évekre mért 20 százalékos bértarifafelvétel és a háztartási kérdív közötti különbség). A 1.4. táblázat azon alapmodellek legfbb eredményei tartalmazza, amelyek mindkét felvétel adatain becsülhetk (a teljes eredményeket a függelék F4. táblázata tartalmazza). A modellek magyarázóereje az ilyenkor szokásos nagyságrend, de a bértarifa-felvétel adataira lefuttatott lineáris modellek R2 értéke rendre alacsonyabb a Tárki-monitorénál. Az együtthatók mindenütt közel vannak az ilyenkor szokásos értékekhez, kivétel talán a potenciális munkapiaci tapasztalatnak a nem szignifikáns voltát a bértarifa-regressziókban. Ha a modell függ válto-

4 A bértarifa-felvételek adatgazdája a Foglalkoztatási Hivatal, és elemzésre alkalmas, évenként harmonizált formába az MTA KTI munkatársai hozták. A munkát Köll János vezette; a végleges harmonizált változatot Bálint Mónika hozta létre. Az eredeti adatállományok a Foglalkoztatási Hivatallal kötött megállapodás alapján kutathatók. A tisztított, harmonizált, kiegészített és újrasúlyozott adatbázis az MTA KTI-vel kötött kutatási megállapodás keretében elemezhet, a Foglalkoztatási Hivatal jóváhagyásával. Lásd az MTA KTI honlapját, www.econ.core.hu. 5 A bértarifa-felvételben a havi nettó kereset a 2003. májusi havi bér plusz a 2002. év végi pénzbeli jutalmak és prémiumok tizenkettede, az szja-kulcsok segítségével nettósítva. A monitorfelvételben a havi nettó kereset a 2002. október és 2003. szeptember közötti átlagos havi nettó kereset, plusz az ugyanezen idszakban kapott jutalmak és prémiumok tizenkettede.

42

bérek és béren kívüli juttatások

zójaként a nettó havi kereset helyett a nettó órabér logaritmusát szerepeltetjük, akkor látványosan csökken, de még mindig szignifikáns marad a nemek közötti egyenltlenség. Más szavakkal: a férfiak többletkeresetét csak részben magyarázza meg az a tény, hogy k átlagosan nagyobb óraszámban foglalkoztatottak. Meglep viszont, hogy az órabér nagyságát magyarázó modellekben rendre magasabb az iskolázottsághoz köthet változók becsült hatása. Ennek egyik oka a köz- és a versenyszféra eltér adottságai lehetnek. A közalkalmazottak ugyanis átlagosan jobban képzettek, de keresetük 2003-ban nem maradt el olyan nagymértékben a versenyszférától (lásd például Telegdy Álmos tanulmányát e Közelkép 3. fejezetében). A közalkalmazottak ugyanakkor rövidebb munkaidben foglalkoztatottak a versenyszférabeli társaiknál.
1.4. táblázat: Teljes munkaids keresk havi nettó keresete (bértarifa és Tárki-monitor, 2003) Megnevezés N Potenciális tapasztalat (Potenciális tapasztalat)2/100 Iskolaid Szakmunkás Érettségi Felsfokú Bértarifa ­0,159 (0,006) (0,002) 0,086 Monitor ­0,162 0,021 ­0,039 0,089 Bértarifa ­0,176 (0,008) (­0,003) 0,128 0,279 0,701 Monitor ­0,186 0,022 ­0,041 0,148 0,35 0,718

Megjegyzések: Lineáris regressziós modellek, amelyek függ változója a nettó havi kereset logaritmusa. A zárójelben szerepl paraméterek nem szignifikánsak 5 százalékon. Robusztus standard hibák. Teljes eredményt lásd az: F1.3. táblázatban.

A számunkra legfontosabb eredmény azonban az, hogy ­ bár a tapasztalat hozama eltér ­ a nemek közötti kereseti különbségek és az iskola hozama azonban szinte ugyanaz a két mintában. Ez rendkívül jelents eredmény, különösen, ha figyelembe vesszük, hogy a két felvétel körülményei mennyire különböznek, és a kereseti adatok átlagosan mennyire eltérnek egymástól.6 Erre az eredményre építve megvizsgálható, hogy miként változnak az eredmények, ha nemcsak a havi kereset, hanem a teljes munkajövedelem szerepel az egyenlet bal oldalán. A teljes munkajövedelembe a havi bér és az éves szint jutalmak, prémiumok mellett szerepel a borravaló, a hálapénz, a számlás kifizetések, a második munkahelyrl származó jövedelmek, valamint a béren kívüli juttatások becsült pénzbeli értéke (ezek közé tartozik a korábbiakkal összhangban a gépkocsihasználat, a kilométerpénz, a mobiltelefon, a reprezentáció, az étkezési hozzájárulás, a ruhapénz, a közlekedési hozzájárulás és az egyéb költségtérítések). A legfontosabb eredményeket az 1.5. táblázat tartalmazza.

6 A regionális különbségek a két adatbázisban viszont jelentsen eltérnek. Ennek egyik fontos oka az lehet, hogy míg a bértarifakérdívben a munkahelyrl, addig a monitorfelvételben a lakhelyrl található csak bejegyzés, és az ingázók miatt e két változó (gondoljunk például Pest megyére) jelentsen eltérhet. A külföldi­hazai különbségek nagyon hasonlók (a Tárki-monitorban kicsit alacsonyabbak), a magán- és állami cégek közötti különbségek azonban jóval kisebbek a Monitorban. A tulajdon definíciója a két felvételben eltér, és a háztartási felvételben valószínleg jóval zajosabb is.

43

közelkép 1.5. táblázat: Havi nettó kereset + jutalmak és havi nettó teljes munkajövedelem (kereset + jutalmak + béren kívüli juttatások) (Mincer-típusú regressziók, Tárki-monitor, 2003) Teljes munkaAlapkereset + jutalmak jövedelem 1. modell ­0,162 0,021 ­0,039 0,089 ­0,165 0,022 ­0,039 0,098 Alapkereset Teljes munka+ jutalmak jövedelem 2. modell ­0,186 0,022 ­0,041 referencia 0,148 0,350 0,717 ­0,193 0,023 ­0,041 referencia 0,161 0,385 0,796

Megnevezés N Potenciális tapasztalat (Potenciális tapasztalat)2/100 Iskolaid Legfeljebb nyolc általános Szakmunkás Érettségi Felsfokú

Megjegyzések: A zárójelben szerepl paraméterek nem szignifikánsak 5 százalékon. Robusztus standard hibák. Teljes eredményt lásd az: F1.4 táblázatban.

A tapasztalat bérhozama a két keresettípusnál azonos, a nemek közötti különbségek kicsit nagyobbak, ami a korábbiakkal összhangban azt jelenti, hogy a férfiak több kereseten felüli juttatásra számíthatnak. A teljes munkajövedelem esetén az iskola keresztmetszeti hozama számotteven magasabb, mint az alapkereset esetén. Az iskolai végzettség paramétere azonban lényegesen ­ mintegy tíz százalékkal ­ magasabb, akár elvégzett osztályok számában mérjük, akár végzettség kategóriában ­ ez utóbbi esetben ráadásul valamennyi kategóriában közel tízszázalékos a különbség. Az F1.4 táblázat adataiból az is látható, hogy a teljes munkajövedelem a hazai magáncégekben arányában kisebb, mint akár a külföldi tulajdonú, akár az állami tulajdonú vállalatokban. A Tárki-monitor adatbázisán futtatott Mincer-típusú keresztmetszeti regressziók eredményei összecsengenek tehát az elz részben futtatott probit modellekével. Azt mutatják, hogy ha az alapkereseten és jutalmakon felül a béren kívüli juttatásokat is tartalmazza a bal oldali változónk, gyakorlatilag azonos eredményeket kapunk, kivéve az iskolai végzettséget, amelynek hatása még ersebb.

Összegzés
A tanulmány elején két kérdést tettünk fel. Az els az volt, hogy kik, miért és milyen típusú kereseten felüli juttatásokat kapnak ma Magyarországon. A problémát a Tárki-monitor 2003. évi adatbázisa alapján több oldalról is megközelítve a következ legfontosabb eredményeket kaptuk. 1. A legelterjedtebb alapkereseten felüli juttatás az étkezési hozzájárulás és a ruhapénz, de beosztástól és munkakörtl függen különböz gyakorisággal más juttatások (például gépkocsi- vagy mobiltelefon-használat) is elfordulnak.

44

bérek és béren kívüli juttatások

2. Mind a béren kívüli juttatásokból való részesedés, mind pedig annak nagysága együtt mozog magával az alapkeresettel, s ebbl következen a teljes munkajövedelmeket tekintve, a jövedelemegyenltlenségek még nagyobbak, mint ahogy a standard kereseti regressziókból következne. 3. A fizikai munkások jelentsen kevesebb béren kívüli juttatásban részesednek, mint a szellemi munkát végzk, még akkor is, ha kontrollálunk a keresetekre. Második kérdésünk az volt, hogy az alapkeresetek elemzésébl levont következtetések megállják-e a helyüket a tágabban értelmezett munkajövedelem esetén is. A Mincer-típusú keresztmetszeti regressziók eredményei összecsengenek a tanulmány els részében futtatott probit modellekével. Azt mutatják, hogy ha az alapkereseten és jutalmakon felül a béren kívüli juttatásokat is tartalmazza a bal oldali változónk, gyakorlatilag azonos eredményeket kapunk, kivéve az iskolai végzettséget, amelynek hatása még ersebb.

1. Függelék
F1.1. táblázat: Az alkalmazottak hányad része részesedik a különféle nem pénzbeli juttatásokban (Tárki-monitor 2003, százalék, N = 1752) Alkalmazott beosztása Fels vezet Középvezet Alsóvezet Beosztott értelmiségi Egyéb szellemi Szakmunkás Mezgazdasági munkás Betanított/segédmunkás Összesen Gépkocsihasználat 38,1 11,9 6,1 3,1 4,5 3,8 0,0 0,0 3,9 Kilométerpénz 21,6 10,0 3,5 3,8 5,6 3,2 12,2 0,1 3,7 Mobiltelefon 38,8 23,2 12,5 7,1 6,3 4,7 3,5 1,3 6,3 RepreÉtkezési Közlekedési Egyéb Ruhapénz zentáció hozzájárulás hozzájárulás költségek 10,7 1,8 0,5 0,5 1,3 0,2 0,0 0,0 0,6 60,9 65,9 66,1 70,5 64,2 52,5 63,0 53,3 58,4 21,7 24,6 17,8 36,2 28,5 15,0 10,0 13,3 19,9 12,4 11,0 16,9 24,6 19,0 17,1 0,0 14,0 16,9 8,4 4,8 1,5 6,5 3,9 1,6 0,0 2,0 2,9

45

közelkép F1.2. táblázat: A béren kívüli juttatások meglétét és nagyságát magyarázó modellek, 2003 Kap-e béren kívüli juttatást? (valószínségre Ha kap, összesen mennyi béren kívüli juttatást gyakorolt átlagos parciális hatások) kap (rugalmasságok) 1. modell 2. modell 3. modell 4. modell 1. modell 2. modell 3. modell 4. modell 0,132 (­0,023) ­0,117 0,004 ­0,062 (­0,002) (0,010) (0,010) 0,137 (­0,022) ­0,132 0,004 ­0,058 (­0,002) (0,012) (0,050) (0,032) (0,062) ­0,215 0,125 0,192 (­0,022) (­0,023) (0,042) (­0,040) ­0,166 0,110 ­0,151 0,162 1626 1,021 (0,001) ­0,447 (­0,007) (­0,056) (0,001) (­0,006) (­0,019) 1,014 (0,015) ­0,345 (­0,007) (­0,042) (­0,002) (0,002) (0,061) (0,233) (0,018) 0,579 0,562 0,416 0,410 0,432 0,390 ­0,511 ­0,573 ­0,860 (0,031) (­0,181) ­7,915 1128

Megnevezés Log(kereset) Vezet Fizikai Hány éve a cégnél N Potenciális tapasztalat (Potenciális tapasztalat)2/100 Iskolaid Szakmunkás Érettségi Felsfokú Közép-Magyarország Közép-Dunántúl Nyugat-Dunántúl Dél-Dunántúl Észak-Magyarország Észak-Alföld Város Megyeszékhely Budapest Magáncég Külföldi cég Konstans Megfigyelések száma

­0,064 (0,004) (0,002) 0,037

­0,070 (0,004) (0,002) 0,087 0,152 0,250 ­0,78 0,159 0,220 (0,000) (­0,009) 0,073 (­0,039) ­0,159 0,130 ­0,185 0,194 1652

(­0,131) (0,017) (­0,040) 0,128

­0,185 (0,014) (­0,032) (0,239) 0,850 1,065 0,840 0,751 0,534 0,544 0,485 0,464 ­0,509 ­0,505 ­0,782 (0,006) (­0,007) 2,423 1135

­0,176 0,160 0,219 (0,002) (­0,008) 0,072 (­0,040) ­0,158 0,128 ­0,187 0,195 1652

­0,214 0,128 0,193 (­0,021) (­0,029) (0,043) (­0,041) ­0,169 0,163 ­0,149 0,163 1626

0,883 0,779 0,558 0,577 0,477 0,470 ­0,482 ­0,473 ­0,756 (­0,019) (0,010) 1,408 1135

0,577 0,560 0,413 0,409 0,419 0,381 ­0,502 ­0,561 ­0,848 (0,036) (­0,178) ­7,604 1128

Megjegyzések. 1­4. számoszlop: probit modellek eredményei, átlagos parciális hatások. 5­8. számoszlop: ismert küszöbérték rendezett probit modellek (intervallum regressziók) paraméterei. A zárójelben szerepl paraméterek nem szignifikánsak 5 százalékon. Forrás: Tárki-monitor, 2003.

F1.3 táblázat: Teljes munkaids keresk havi nettó keresetét, illetve a nettó órabért magyarázó modellek (bértarifa és Tárki-monitor, 2003) Megnevezés N Potenciális tapasztalat (Potenciális tapasztalat)2/100 Iskolaid Szakmunkás Érettségi Felsfokú Közép-Magyarország Közép-Dunántúl Nyugat-Dunántúl Dél-Dunántúl Bértarifa Monitor Bértarifa Monitor nettó havi kereset, teljes munkaidsök ­0,159 (0,006) (0,002) 0,086 ­0,162 0,021 ­0,039 0,089 ­0,176 (0,008) (­0,003) 0,128 0,279 0,701 (0,065) (0,094) (0,051) (0,023) ­0,186 0,022 ­0,041 0,148 0,350 0,718 0,241 0,164 0,133 0,086 Bértarifa ­0,099 (0,012) (­0,009) 0,092 Monitor Bértarifa nettó órabér ­0,110 0,018 ­0,031 0,099 ­0,115 0,014 (­0,014) 0,141 0,293 0,755 (0,019) (0,051) (0,097) (­0,016) Monitor ­0,136 0,019 ­0,035 0,153 0,344 0,802 0,187 0,142 0,118 0,106

(0,065) (0,09) (0,048) (0,021)

0,244 0,165 0,131 0,090

(0,022) (0,05) (0,096) (­0,016)

0,190 0,141 0,114 0,109

46

bérek és béren kívüli juttatások Bértarifa Monitor Bértarifa Monitor nettó havi kereset, teljes munkaidsök (­0,048) ­0,085 0,135 0,08 (0,037) ­0,195 0,221 10,088 121 272 0,32 (0,039) 0,090 (0,077) 0,072 (0,008) ­0,079 0,200 9,823 1417 0,44 (­0,045) ­0,087 (0,123) 0,072 (0,035) ­0,194 0,222 10,839 121 272 0,33 Bértarifa Monitor Bértarifa nettó órabér (0,054) (­0,087) 0,091 ­0,127 (0,069) 0,157 (0,016) 0,055 (­0,017) (0,076) ­0,122 ­0,19 0,213 0,172 4,650 7,109 1512 129 756 0,40 0,28 Monitor (0,052) 0,092 (0,066) (0,013) (­0,017) ­0,107 0,201 5,518 1512 0,42

Megnevezés Észak-Magyarország Észak-Alföld Város Megyeszékhely Budapest Magáncég Külföldi cég Konstans Megfigyelések száma R2

(0,037) (­0,087) 0,091 ­0,123 (0,067) 0,168 0,066 0,063 (0,005) (0,077) ­0,068 ­0,189 0,189 0,173 10,599 6,301 1417 129 756 0,45 0,27

Megjegyzések: Lineáris regressziós modell, amelynek függ változója a különböz keresettípusok logaritmusa. A zárójelben szerepl paraméterek nem szignifikánsak 5 százalékon. Robusztus standard hibák.

F1.4. táblázat: Havi nettó kereset és havi nettó teljes munkajövedelem, Mincer-típusú regressziók eredményei (Tárki Monitor-felvétele, 2003) Nettó havi kereset, teljes munkaidsök teljes teljes alapalapmunkamunkakereset kereset jövedelem jövedelem 1. modell 2. modell ­0,162 0,021 ­0,039 0,089 ­0,165 0,022 ­0,039 0,098 ­0,186 0,022 ­0,041 0,148 0,350 0,718 0,241 0,164 0,133 0,086 (0,037) 0,091 (0,067) 0,066 (0,005) ­0,068 0,189 10,599 1417 0,45 ­0,193 0,023 ­0,041 0,161 0,385 0,796 0,239 0,206 0,142 0,109 (0,037) 0,093 (0,068) (0,033) (­0,004) ­0,063 0,197 10,613 1417 0,45 Nettó órabér teljes teljes alapalapmunkamunkakereset kereset jövedelem jövedelem 1. modell 2. modell ­0,110 0,018 ­0,031 0,099 ­0,113 0,018 ­0,030 0,108 ­0,136 0,019 ­0,035 0,153 0,344 0,802 0,187 0,142 0,118 0,106 (0,052) 0,092 (0,066) (0,013) (­0,017) ­0,107 0,201 5,518 1512 0,42 ­0,141 0,019 ­0,034 0,167 0,378 0,879 0,187 0,179 0,128 0,126 (0,052) 0,095 (0,066) (­0,017) (­0,026) ­0,098 0,212 5,527 1512 0,42

Megnevezés N Potenciális tapasztalat (Potenciális tapasztalat)2/100 Iskolaid Szakmunkás Érettségi Felsfokú Közép-Magyarország Közép-Dunántúl Nyugat-Dunántúl Dél-Dunántúl Észak-Magyarország Észak-Alföld Város Megyeszékhely Budapest Magán cég Külföldi cég Konstans Megfigyelések száma R2

0,244 0,165 0,131 0,090 (0,039) 0,090 (0,077) 0,072 (0,008) ­0,079 0,200 9,823 1417 0,44

0,242 0,207 0,140 0,113 (0,040) 0,093 (0,079) (0,041) (­0,001) ­0,076 0,209 9,757 1417 0,44

0,190 0,141 0,114 0,109 (0,054) 0,091 (0,069) (0,016) (­0,017) ­0,122 0,213 4,650 1512 0,40

0,191 0,178 0,123 0,130 (0,054) 0,094 (0,071) (­0,013) (­0,026) ­0,114 0,224 4,579 1512 0,41

Megjegyzések: Lineáris regressziós modell, melynek függ változója a különböz keresettípusok logaritmusa. A zárójelben szerepl paraméterek nem szignifikánsak 5 százalékon. Robusztus standard hibák.

47

közelkép

2. VÁLLALATOK KÖZTI BÉRKÜLÖNBSÉGEK DINAMIKÁJA Krösi Gábor
A bérek alakulása mind a munkavállaló, mind a munkáltató számára fontos kérdés. Korábban többen vizsgálták az egyének, illetve a foglalkoztatási csoportok közti bérkülönbségeket meghatározó tényezket. Most azt vizsgáljuk, mitl függnek a vállalatok közti különbségek a vállalati átlagbér alakulásában. A vállalat reagál a környezetében bekövetkezett változásokra, és alkalmazkodik az új feltételekhez. A vállalat egy idben, egymással összhangban hozza meg termelési, technológiai, beruházási, foglalkoztatási és bérezési döntéseit, ámbár ezek megvalósulása a különböz küls és vállalaton belüli korlátok következtében idben szétválhat. Például az alapbérváltozások többnyire elre meghatározott, az üzemi tanáccsal egyeztetett idpontokban lépnek életbe. Mégis, a bérek dinamikája értelemszeren kapcsolódik a vállalat életének alakulásához. A vállalati színt bérdöntés alapveten az átlagbérre és annak átlagos vagy maximálisan elfogadható szóródására vonatkozik, míg az emberi tkén alapuló egyéni béregyenletek a munkavállalók közti bérarányok alakulását magyarázzák meg: hogyan értékeli a piac az egyéni képességeket a kiválasztott referenciacsoporthoz képest. A két különböz szint bérmeghatározódás között a piacon természetesen létrejön az összhang: például, ha megváltozik a foglalkoztatás szakma- és képzettségi szerkezete, a vállalati átlagbér szintje is magától értetden módosulhat. A bérszínvonalra vonatkozó döntések értelemszeren a vállalat foglalkoztatási szerkezetének érdemi átalakulása nélküli változásra vonatkoznak. A vállalati bérek dinamikájának alakulását egy, az éves vállalati mérlegbeszámolókon alapuló nagyméret adatbázis alapján vizsgáljuk, ami az 1992­ 2003 közötti idszakot fogja át.7 Az elemzés 1992-ben 2356 vállalat adatát használja. A minta mérete évrl évre n, a 2003. évi elemzésben már 20 076 megfigyelésünk van. A mintába kerülés valószínsége a vállalat méretével n, így a minta a versenyszféra foglalkoztatásának az egyes években 65­77 százalékát fedi le; ez az arány a feldolgozóiparban többnyire a 80 százalékot is jóval meghaladja, de az egyéb ágazatokban is legalább 60 százalék. Krösi (2005) részletesen ismerteti a felhasznált minta jellemzit.

7 Az adatbázis korábbi évekre is tartalmaz megfigyeléseket, ezeket a késleltetett változók, illetve instrumentumok összeállításához használjuk.

48

vállalatok közti bérkülönbségek...

Az egy fre jutó éves átlagbér természetesen ersen szóródik a vállalatok között. Ezek a különbségek jelents részben regionális bérkülönbségekként jelennek meg: például 2003-ban a budapesti székhely vállalatok átlagbére több mint kétszerese a Bács-Kiskun megyei vállalatokénak: 1936 ezer forint, illetve 943 ezer forint volt az éves bér (alapbér, teljesítménybér + prémiumok). A fváros különleges helyzetét mutatja, hogy még a listán második Fejér megye átlaga (1309 ezer forint) sem éri el a mintában átlagos 1315 ezer forint bért. Hasonló különbségeket figyelhetünk meg a vállalat tulajdonosa szerint is: 2003-ban a mintában szerepl hazai magántulajdonú vállalatok éves átlagbére 1134 ezer forint volt, az állami vállalatoké 1782 ezer forint, míg a többségi külföldi tulajdonú cégeké 2082 ezer forint. Ezekhez a különbségekhez képest az ágazatok szerint lényegesen kisebb a bérek szóródása, legalábbis a fágazatokat tekintve. Az ágazati különbségeket vizsgálva, inkább az tnik fel, hogy azokban az ágazatokban lényegesen magasabb az átlagbér, ahol kevés vállalatot találunk a mintában; például a kolaj- és földgázkitermelés, -szolgáltatás öt vállalatának (TEÁOR 11-es ágazat) átlagbére 3184 ezer forint volt 2003-ban, míg a biztosítás (kivéve társadalombiztosítás) (66-os ágazat) 20 vállalatának átlagbére 5436 ezer forint. Ez azt sugallja, hogy a piac szerkezete, például koncentráltsága, befolyásolja a bérek alakulását. De nem ezeket az (önmagukban ugyan érdekes) különbségeket vizsgáljuk, hanem a vállalati bérkülönbségeket meghatározó tényezket, azok súlyát, jelentségét, és idbeli alakulását. A vállalati bérek különbségének alakulásának magyarázatára több, részben egymással is versenyz elméletet találunk az irodalomban; mi egy egységes béregyenletbe foglaltuk az alternatív magyarázó változókat, hogy elemezhessük azok esetleges egymásra hatását is.

A szakirodalom áttekintése
A jelents regionális különbségek egyik lehetséges magyarázata a ,,bérgörbe" hipotézise (Blanchflower­Oswald, 1994), vagyis hogy alapveten a helyi munkanélküliségi ráták eltérése okozza a regionális átlagbérek közti különbségeket. A 2000. évi Munkaerpiaci tükörben Köll megmutatta, hogyan vált egyre fontosabbá a kilencvenes évek els felében a helyi munkanélküliség alakulása a bérmeghatározásban: a regionális munkanélküliség jelents bérhátrányt hozott a versenyszférában az ott foglalkoztatottaknak. A hazai munkaügyi kutatások meglehetsen robusztus eredménye, hogy a versenyszféra munkavállalói közti bérkülönbségek egyik fontos, más megfigyelhet jellemzkkel meg nem magyarázható tényezje a vállalat tulajdoni szerkezete: a külföldi tulajdonú vállalatok azonos feltételek esetén lényegesen magasabb béreket fizetnek. Kertesi­Köll (1997), (2001) és Köll (2000) azt is megmutatták, hogy a tulajdoni szerkezet a béreket befolyásoló más tényezk hatását is befolyásolja: a külföldi vállalatok esetében elssorban a vállalat mérete határozta meg a bérkülönbségeket, míg a hazai tulajdonú cégek eseté-

49

közelkép

8 Több magyarázat is lehetséges arra, hogy a vállalat mérete (például az alkalmazottak számával mérve) pozitív hatással lehet a bérekre (vö. Bayard­Troske [1999]). 9 A külföldi tulajdonú vállalatok nem mindenhol fizetnek a hazaiaknál lényegesen magasabb béreket. Damijan­Kostevc (2002) azt vizsgálta, hogy a külföldi befektetés felgyorsítja-e az átalakuló gazdaságok bérfelzárkózását a befektet országok bérszintjéhez. Eredményeik távolról sem egyértelmek: míg Bulgáriára és Magyarországra k is pozitív kapcsolatot állapítottak meg, Észtországra és Romániára ezzel éppen ellentétes hatást figyeltek meg, míg Szlovéniában nem találtak érdemi bérhatását a külföldi tkebefektetésnek.

ben a termelékenységi különbségek hatása bizonyult fontosabbnak. Külföldi tulajdonú vállalatok viszonylag több bért fizetnek az alacsony bér ágazatokban, így a külföldi tulajdonú cégek között az ágazati bérkülönbségek kisebbek, mint a hazai tulajdonú vállalatok közt; a tulajdon szerinti ágazati bérkülönbségek jelents része ennek tudható be. A vállalatok bérezési döntéseinek vizsgálatakor kiemelked jelentségnek tekintik a Nickell­Wadhani (1990) cikket. Az ebben szerepl modell megmutatja, miként függhetnek az angol vállalatokban fizetett bérek a vállalat eredményességétl és pénzügyi helyzetétl egy dinamikus alkalmazkodási folyamatban, miként osztozkodik a vállalat a hozamon a dolgozókkal a bértárgyalások során. Így a gazdálkodás eredményét leíró pénzügyi változók a vállalati bérkülönbségek fontos magyarázó tényezivé válnak. Nagyon sok empirikus vizsgálat épít az itt leírt gondolatmenetre és modellre annak vizsgálatakor, hogy miként befolyásolják a vállalaton belüli erviszonyok a cégek közötti bérkülönbségeket. A legfontosabb ilyen tényez a vállalat termelékenységének alakulása. A szakszervezetek és a vállalatvezetés béralkujában ez gyakran fontos hivatkozási alap, és a szakszervezetek többnyire el tudják érni, hogy a termelékenységnövekedés hozamának egy részén a vállalat osztozzon a dolgozókkal. Nickell és szerztársai (1994) tanulmány továbbviszi ezt a gondolatmenetet, és bemutatja, hogy a vállalat termékpiaci versenyben elért kedvez pozíciójából származó eredmény is hasonló hozamalku tárgya, így a kedvez piaci pozíciót elért vállalatok magasabb bért fizetnek. Ez a pozitív bérhatás a vállalat méretének is függvénye: nagyvállalatokban ersebbek a szakszervezetek, így inkább rá tudják kényszeríteni a vállalat vezetését az osztozkodásra.8 A domináns piaci pozíció esetén a bérgörbe hatása is gyengébb: a vállalat a dolgozókkal folytatott béralkuban kevesebb energiát fordít arra, hogy érvényesítse a rossz helyi munkapiaci viszonyokból adódó megnövekedett alkuerejét. A külföldi tulajdonú vállalatok esetlegesen eltér bérezési stratégiája nem magyar sajátosság: Dobbelaere (2001) például azt mutatja meg, hogy Bulgáriában a külföldi tulajdonú vállalatok ugyan viszonylag magasabb béreket fizetnek, de ezek függetlenek a vállalat teljesítményétl, vagyis a vállalat nem osztozkodik a dolgozókkal a hozamon, míg az állami vállalatok bérei ersen függnek a gazdálkodás eredményétl.9 Elemzésünk azonban egy fontos tekintetben különbözik a korábbiaktól: a vállalati bérkülönbségek alakulását nem az egyes dolgozók, hanem a vállalat szintjén vizsgáljuk. Annak, hogy a vállalatok bérezési döntéseit meghatározó tényezk hatását közvetlenül a vállalat szintjén elemezzük, hátránya, hogy homogénnek kell tekintenünk a munkát, és elveszítjük a munkavállalók emberi tkéjére vonatkozó információt. Lehetvé válik azonban egy dinamikus modell becslése. Az egyéni bérkülönbségeket humántke-modellel leíró elemzések legfbb hiányossága, hogy statikusak, vagyis figyelmen kívül hagyják az idbeli al-

50

vállalatok közti bérkülönbségek...

kalmazkodási folyamatot. Ez jelents részben a felhasznált adatok jellegzetességeinek következménye. Márpedig az átmeneti gazdaságok egyik legfbb tulajdonsága, hogy a gazdaság szereplit a jól mköd piacgazdaságokban megszokottnál lényegesen nagyobb megrázkódtatások érhetik, és a megváltozott feltételekhez feltétlen alkalmazkodni kell. Az említett cikkek eredményeit, modelljeit több tanulmány is felhasználta az átmeneti gazdaságok vállalati bérstratégiájának vizsgálatára. Különösen Lengyelország bérezési viszonyainak elemzéséhez követték többen is ezt a hagyományt. Grosfeld­Nivet (1997) és (1999) az 1990­1994-es idszakra becsült vállalati béregyenleteket lengyel vállalatok adatai alapján.10 A szerzk azt találták, hogy a vállalatok közötti bérkülönbségek legfontosabb meghatározó tényezje a termelékenység volt, de a tulajdoni viszonyok jelentsen befolyásolják ezt az összefüggést. Ez a hatás azonban aszimmetrikus: a csökken termelékenység nem hat a bérekre, a termelékenységnövekedés hozamán viszont a vállalatok osztoznak dolgozóikkal. A lengyel vállalati bérkülönbségek vizsgálatát Christev­Fitzroy (2002) folytatta az 1994­1997 közötti idszak vizsgálatával egy hasonló vállalati panel alapján. Így lehetségük nyílt arra, hogy alaposabban elemezzék az addigra már elbbre haladt privatizáció hatását a vállalati bérek alakulására. A hozamosztozkodási alkumodellek logikáját követve vizsgálták a termelékenységi különbségek bérhatását, és megersítették a korábbi eredményeket. Az osztozkodás továbbra is aszimmetrikusnak bizonyult, de a negatív hatás is szignifikánssá vált. Az osztozkodás azonban lényegesen másképpen zajlott a privatizált vállalatokban, mint a teljes privatizáció elttiek esetében. Bishop­Mickiewicz (2003) jelentsen kiterjeszti a korábbi lengyel elemzésekben használt magyarázó tényezk körét: több különböz, egymással sem mindig összhangban lev hipotézist is megvizsgálnak annak megállapítására, hogy e folyamatok közül melyek hatnak lényegesen a vállalati bérek különbségeire az 1998­2001 közötti idszakban. A tulajdoni felbontást finomítva, nemcsak az állami és magánvállalatokat különböztették meg, hanem a magánvállalatokon belül szétválasztják a privatizáltakat és az újonnan létrejötteket is. Mégis, a legfontosabbnak a munkapiaci feltételeket leíró változók bizonyultak. A regionális munkanélküliségi ráta különösen ersen befolyásolta a vállalati bérkülönbségeket: a kedveztlen munkapiaci feltételek már rövid távon is ­ a nemzetközi irodalomban szokatlanul ­ nagy negatív hatást gyakorolnak a vállalati bérekre. Ehhez képest viszonylag kisebb a jelentsége az eredményes vállalati gazdálkodás pozitív bérhatásának. Különösen a magánvállalatok esetében kicsi a hajlandóság arra, hogy részesedést adjanak dolgozóiknak a nyereségbl, és ez egyaránt igaz az újonnan alakult és a privatizált cégekre. Ezt leszámítva azonban elhanyagolható a tulajdoni szerkezet bérhatása. Érdekes, hogy Bedi­Cieslik (2002) egy eltér, egyszerbb modellspecifikációban ezzel ellentétes eredményt kap, amit k a hatékonysági bérek

10 Fontos megjegyezni, hogy a lengyel vizsgálatok általában a tzsdén regisztrált vállalatok tzsdei mérlegbeszámolóját használják az elemzés adatbázisául, aminek következtében eredményeiket két okból is torzíthatja a mintaszelekció: egyrészt csak viszonylag nagy vállalatok regisztráltatják magukat a tzsdén, másrészt e vállalatok esetében a tzsdei regisztráció idpontjában már lezajlott az els privatizációs lépés. Eleinte a vállalatok egy része ugyan még többségi állami tulajdonban volt, de már megjelent egy számottev magánbefekteti kör is.

51

közelkép

hipotézisének érvényesüléseként értékelnek. Ez felveti a tulajdoni szerkezet endogenitásának lehetségét: a két hasonló adatbázison alapuló tanulmány esetleg azért jut ellentétes eredményre, mert a regionális munkanélküliség szorosan összefügg a magántke beruházási hajlandóságával.

Hipotézisek
Vizsgálatom felhasználja a fentebb megfogalmazott hipotéziseket és fbb eredményeket a vállalatok bérstratégiáját meghatározó tényezk hatásának mérésére. Így lehetség nyílik a vállalati bérmeghatározás dinamikus folyamatának leírására. Ezzel a vállalat tényleges döntési folyamatának reálisabb képét kaphatjuk, mivel az idközben felmerült információk alapján mindig a múltbeli döntések eredményét módosítják, alkalmazkodva az optimalizálás megváltozott körülményeihez. A modell kiindulópontja, hogy a vállalat a munkapiaci rugalmatlanságok, a tökéletes alkalmazkodás költségei és a vállalaton belüli alkuk következtében eltér az egyensúlyi bértl (ami az alkalmazott munka marginális hozama). Els feltevésünk, hogy a termelékenység hozamát a vállalat bizonyos mértékig megosztja dolgozóival (Nickell­Wadhani, 1990).11 Ezt az osztozkodást befolyásolja a vállalat mérete, amit a foglalkoztatott létszámmal mérünk (Bayard­Troske, 1999). Módosíthatja az osztozkodás eredményét a vállalat termék- és munkapiaci pozíciója: az ers termékpiaci verseny korlátozhatja a vállalat hajlandóságát az alkura, míg a domináns pozíció növelheti azt (Nickell és szerztársai, 1994). A kedvez külpiaci helyzetet12 kihasználó vállalatok esetében is felmerül a hasonló osztozkodás esélye (vö. Abowd­Lemieux, 1993). A vállalat tulajdoni szerkezete is befolyásolhatja az osztozkodás folyamatát, a vállalati bérdinamikát. A jelents regionális munkanélküliség korlátozza a munkavállalók alkuerejét, és így az alacsonyabb bérszint is elfogadható lehet (Blanchflower­Oswald, 1994). Emellett figyelembe vettem a különböz változók lehetséges interakcióit is, például hogy a tulajdon vagy a termelékenység hatása hogyan függ a vállalat méretétl vagy piaci helyzetétl. Így a szokásosnál lényegesen több változót használtam a kiinduló specifikációban, és statisztikai kritériumok alapján választottam ki azokat, amelyek valóban érdemi hatást gyakorolnak a vállalati bérek alakulására. Az általános modellbl különböz korlátozó feltevések vizsgálatán és a lényegtelen tényezk elhagyásán keresztül jutottam el ahhoz a részletesebben elemzett modellhez, amelyben a változók az esetek jelents részében szignifikánsak. Másrészt viszont megvizsgáltam a strukturális törések lehetségét, és azt találtam, hogy mind idben, mind ágazati bontásban szignifikáns különbségek vannak a vállalatok bérstratégiáját leíró paraméterekben, így a paneladatbázist felbontottam évenkénti ágazatmodellekre; vagyis a fontosabb ágazatokra minden évre külön-külön megbecsültem a bérmodellt.

11 A gazdálkodás hozamán való osztozkodás hipotézise összhangban lehet a hatékony bérek hipotézisével is: a magasabb termelékenység eléréséhez jobb emberi tkét kell a fizikai tkéhez társítani, vagyis a magas termelékenység pozitív bérhozama a magasabb humán tke értékelése is lehet, és ennyiben kifejezheti a munka heterogenitását is. Ez azt jelenti, hogy a termelékenységet akkor is endogén magyarázóváltozóként kellene kezelni, ha erre más okunk nem lenne. 12 A vállalat külpiaci helyzetét az export teljes árbevételen belüli arányával mérem.

52

vállalatok közti bérkülönbségek...

Becslési eredmények
Mivel a termelési, foglalkoztatási és bérdöntések ugyanannak az optimalizációs feladatnak a megoldásából adódnak, a bért, létszámot, termelékenységet és a termeléshez valamilyen más módon kapcsolódó változókat (piacrészesedés, exportrészarány és a kapcsolódó interakciók) mindig endogén változóként kezeltem. Az instrumentumok egyrészt a finomabb ágazati bontást jelz változók, másrészt a differenciált változók múltbeli értékei. Tulajdon és méret szerinti bontásban is elvégeztem a becsléseket, hiszen a nemzetközi és az emberitke-modellen alapuló hazai elemzések arra utaltak, hogy ezek is lényeges különbségeket okozhatnak a vállalatok viselkedésében. Ezek a viselkedésbeli különbségek azonban lényegtelennek bizonyultak. A becslések alapján kirajzolódó általános kép, hogy a vállalatok bérstratégiájának különbségei elssorban az ágazati szerkezethez kapcsolódnak. Mivel a magyar gazdaságban ágazati bérmegállapodás (a versenyszférában) eddig legfeljebb kivételként fordult el, ez felteheten az ágazatok eltér technológiai feltételeivel és munkakultúrájával, valamint a felhasznált munka minségével van összefüggésben. Érdekes, hogy az átlagbérekben az ágazatok szerinti bontásban általában lényegesen kisebbek a különbségek, mint a tulajdon vagy a terület szerinti bontásban, mégis ez tükröz érdemi viselkedésbeli különbséget, és nem a másik kett. A modell általában statisztikailag elfogadhatónak bizonyult, ugyanakkor gondot okozott a sok magyarázó változó közötti multikollinearitás. (A kiinduló modellben általában 45 együttható szerepelt.) Miközben a magyarázó változók többsége természetesen nem szignifikáns, esetenként az együtt is lényegtelennek tn változók számotteven megváltoztatták a becsült modell bizonyos tulajdonságait, rontották annak statisztikai jellemzit. A késleltetett változók, különösen az elz évi átlagbér szerepeltetése nagyon fontos része a regressziós modellnek, jelezve a dinamikus alkalmazkodási folyamat fontosságát. Az alkalmazkodás a megváltozott feltételekhez ­ összhangban azzal, amit a Surányi­Krösi (2000) a munkakeresletre mutatott be ­ általában rendkívül gyors, az 1996­2000 közötti, ,,aranykori növekedési" idszakban gyakorlatilag azonnali; ebben az idszakban a modell leegyszersíthet egy differenciaegyenletre, ahol a bérváltozás a termelékenység változásának és egyéb változóknak függvénye. Korábban, illetve 2000 után a körülmények drasztikusabb és kiszámíthatatlanabb változása nehezítette a béralkalmazkodást, de akkor is gyorsan reagáltak a vállalatok. Általában a munkatermelékenység a béregyenletek legfontosabb magyarázó tényezje. A rövid távú együttható szinte mindig szignifikánsan pozitív. A hosszú távú hatás gyakran bizonytalan; alapveten azért, mert az esetek többségében a termelékenység szintje helyett annak változása a megfelel magyarázó változó. A termelékenységi paraméter magas: a termelékenység egy-

53

közelkép

százalékos növekedése ágazatonként és évenként ugyan különböz mértékben, de gyakran akár fél százalékkal is növeli a vállalati átlagbért egyébként változatlan feltételek mellett. Ez lényegesen magasabb a fejlett piacgazdaságra kapott értékeknél (általában 0,2 alatt), viszont jóval kisebb annál, amit a lengyel vállalatokra becsültek [például a Bishop­Mickiewicz (2003) közel 2t]. A feldolgozóipari ágazatok közül általában a talán leginkább élmunkaigényes hagyományos könnyiparban (textil, ruha és cipipar) volt a legmagasabb és idben a legstabilabb az osztozkodás a termelékenységnövekedés hozamán. A jóval tkeigényesebb gépgyártásban és vegyiparban viszonylag alacsonyabb volt a vállalatok készsége a hozamosztozkodásra: az együttható egyes évekre statisztikailag nulla, és általában a többi évben is alacsonyabb, mint a könnyiparban. Megfigyelhet, hogy a könnyipart kivéve, a feldolgozóipari ágazatokban ers ingadozással ugyan, de fokozatosan csökken a vállalatok hajlandósága arra, hogy osztozzanak dolgozóikkal a termelékenység hozamán. A feldolgozóiparon kívüli ágazatokban ez a tendencia kevésbé látszik érvényesülni, de a szolgáltatást kivéve, itt eleve alacsonyabb volt a bér termelékenységrugalmassága, mint a feldolgozóipar átlagában. Érdekes, hogy míg a piaci helyzetet, a verseny intenzitását leíró változók egyenként és együtt általában lényegtelennek bizonyultak, mégis gyakran lényegesen befolyásolták a termelékenységen való osztozkodás intenzitásának becslését. A 2.1. ábra a fbb nemzetgazdasági ágakra, a 2.2. ábra pedig a kiemelt feldolgozóipari ágakra mutatja be a hozamosztozkodás becsült paraméterét. A bal oldali ábra mindkét esetben a lényegtelen változók elhagyása utáni egyenletben becsült hozamosztozkodási együttható alakulását mutatja. A jobb oldali ábra pedig ugyanannak a rövid távú termelékenységrugalmassági együtthatónak a bvebb, piacszerkezetet, versenypiaci környezetet leíró változókat is tartalmazó egyenletbl származó becslése. Jól látható, hogy az egyébként szignifikánsnak semmiképp sem minsíthet változók kihagyása az idszak jelents részében lefelé torzítja a hozamosztozkodás intenzitását. Vagyis a piac koncentráltsága és az intenzív termékpiaci verseny nem közvetlenül hat a bérek alakulására, hanem a vállalat hozamosztozkodási hajlandóságát korlátozza. (Nemzetközi összehasonlításban azonban még ez a lefelé torzított becslés is szokatlanul intenzív hozamosztozkodást jelez.) Kiemelten vizsgáltam a külföldi tulajdon szerepét. A kiinduló modellben sem a tulajdon, sem annak interakciói nem bizonyultak szignifikánsnak. Az egyszersítések után kapott modellben újólag elvégeztem a változó Lagrangemultiplikátor (LM) próbáját annak ellenrzésére, hogy nem hiányzik-e ez az információ a becsült egyenletbl; a külföldi tulajdon hatására kapott becslési eredményeket az 2.1. táblázat összegzi. A külföldi tulajdon bérhatása ugyan majdnem mindig pozitív, amikor szignifikáns, de általában akkor sem okoz néhány százalékosnál nagyobb bérkülönbséget. És az esetek jelents többségében ugyanúgy nem szignifikáns, mint a többi tulajdoni változó, a különb-

54

vállalatok közti bérkülönbségek...

ség csak az, hogy 1997 helyett inkább 1995­1996-ban, vagyis a külföldi befektetket érint legfontosabb privatizációs hullám idején koncentrálódnak elször a szignifikáns együtthatók.
2.1. ábra: Hozamosztozkodás a fbb nemzetgazdasági ágakban a) Rövid távú termelékenységrugalmassági együttható a végs (egyszersített) modellben
Teljes minta 1,0 0,8 0,6 0,4 0,2 0,0 Feldolgozóipar Mezgazdaság

b) Rövid távú termelékenységrugalmassági együttható a kiinduló (bvebb) modellben
Építipar Kereskedelem Szolgáltatás 1,0 0,8 0,6 0,4 0,2 0,0

1992

1994

1996

1998

2000

2002

1992

1994

1996

1998

2000

2002

2.2. ábra: Hozamosztozkodás a feldolgozóiparban a) Rövid távú termelékenységrugalmassági együttható a végs (egyszersített) modellben
Feldolgozóipar 1,0 0,8 0,6 0,4 0,2 0,0 Gépgyártás Vegyipar

b) Rövid távú termelékenységrugalmassági együttható a kiinduló (bvebb) modellben
Élelmiszeripar Könnyipar Egyéb ipar 1,0 0,8 0,6 0,4 0,2 0,0

1992

1994

1996

1998

2000

2002

1992

1994

1996

1998

2000

2002

Az, hogy a külföldi tulajdonú vállalatok lényegesen magasabb bére nem jelenik meg a béregyenletekben, egyrészt azt mutatja, hogy a magasabb bér összhangban van a külföldi tulajdonú vállalatok magasabb termelékenységével, másrészt, ahol a privatizáció esetében ez még nem volt teljesen igaz, ott az akkor kialakult magasabb bér vált a következ év bérmeghatározásának a késlelte-

55

közelkép

tett bérváltozóban megjelen bázisává. Vagyis a dinamikus modell valójában azt méri, okoz-e a tulajdon különbséget a külföldi tulajdonú vállalatok bérstratégiájában. A privatizáció után (például Lengyelországtól eltéren) ezek a vállalatok láthatóan a hazai vállalatokkal megegyez összefüggések alapján határozták meg a béreket, bérezési stratégiájuk nem különült el.
2.1. táblázat: A külföldi tulajdon hatása a bérekre Megnevezés 1992
*

1993 0,00 ­0,04* ­0,02 0,01 0,08 0,00 ­0,08* ­0,08 0,18* 0,02 0,09 ­0,01 0,00 0,00

1994 0,01 0,00 0,02 0,09* 0,08 0,02 ­0,05 0,10 0,04 0,00 ­0,01 0,01 0,01 ­0,06*

1995
**

1996
**

1997 0,03 0,01 0,05* 0,02 0,01 0,00 0,03 0,02 0,10 0,01 ­0,01 0,04** 0,02 0,00
**

1998 ­0,01 ­0,03* ­0,03 ­0,01 0,03 0,01 0,01 0,02 ­0,05 0,01 ­0,01 0,00 0,01 0,00

1999 0,01 ­0,01 ­0,02 0,02 0,05 0,01 0,04 0,04 ­0,02 0,03* 0,02 0,02 ­0,01 0,00

2000 0,01 ­0,01 0,00 ­0,01 0,03 0,03 ­0,04 0,09* 0,08** ­0,01 0,01 0,00 0,02 0,00

2001 0,03 0,01 0,05** 0,03 0,06 0,04* 0,06 ­0,01 0,05 0,06** ­0,02 0,02 0,04** 0,06**
**

2002
**

2003

Megjegyzés: Az együttható értéke azt mutatja, hogy a külföldi tulajdonú vállalatban átlagosan mennyivel különbözik az átlagbér logaritmusa egy egyébként ugyanolyan (ugyanolyan termelékenység, létszámú stb.) hazai vállalatétól. Vagyis ha az együttható értéke 0,01, akkor a külföldi tulajdonú vállalat 1 százalékkal nagyobb bért ad egyébként azonos feltételek esetén. Egy csillag jelöli, ha az együttható 0,05-ös szinten szignifikáns, két csillag pedig, ha 0,01-esen is az.

Teljes minta 0,06 Feldolgozóipar 0,10** Gépgyártás 0,07 Vegyipar ­0,01 Élelmiszeripar 0,08 Könnyipar 0,06 Egyéb ipar ­0,06 Mezgazdaság 0,00 Építipar 0,12 Kereskedelem ­0,04 Szolgáltatás 0,01 Kisvállalat 0,15* Közepes vállalat 0,02 Nagyvállalat 0,07

0,03 0,04 0,02* 0,01 0,01 0,03 0,09* ­0,01 0,07* 0,05 0,05** 0,05* 0,05 0,04 0,05 0,08 0,03 0,04 0,01 0,04* 0,04 0,02 0,04* 0,02 0,03* 0,04** 0,02 0,07**

0,02 0,02** ­0,01 0,00 0,01 0,00 0,02 0,03 0,02 0,05 0,00 ­0,01 0,02 0,01 0,01 0,09** 0,08 ­0,02 0,04** 0,04** ­0,01 0,03 0,02** 0,04** 0,01 ­0,02* ­0,01 0,00

Ez látszólag ellentmondásban van Kertesi­Köll (2001) eredményeivel, ahol viszonylag jelents hatást gyakorolt a tulajdon és a piacszerkezet a bérekre, és ez a hatás nem volt független a termelékenység hozamától sem. Van azonban két fontos különbség: k statikus modellt becsültek, vagyis a bérszintkülönbségeket magyarázták, míg itt sokkal inkább a bérváltozások közti különbségeket modelleztem. A másik fontos különbség, hogy k a mintát a tulajdon szerint bontották, és az emberi tke különböz tulajdonú vállalatokban megfigyelhet értékeléseinek eltéréseit elemezték, de figyelmen kívül hagyták az ágazatok eltér technológiájának hozamokra gyakorolt hatását. Ha a mintát nem bontottam meg ágazatok szerint, és így figyelmen kívül hagytam az ágazatok közti technológiai különbségeket (teljes minta, feldolgozóipar, tulajdon és méret szerinti bontás) sokkal több esetben találtam szignifikáns tulajdoni (és egyéb, például piacszerkezeti) hatásokat. Például a teljes mintára végzett becslésben minden évben szignifikáns a piacszerkezeti változók együttes hatása, mint ahogy a tulajdon is szignifikáns különbséget mutat vagy a várható bérben, vagy a termelékenység hozamában. Vagyis a technológiai különbségek hatásának

56

vállalatok közti bérkülönbségek...

figyelmen kívül hagyásával ugyanolyan lényegesnek látszanak ezek a hatások, mint Kertesi­Köll (2001)-ben. Ezeknek a becsléseknek azonban az ágazatokra jellemz munkapiaci viselkedések közti különbségek figyelmen kívül hagyása miatt nagyon rosszak a statisztikai tulajdonságai; ezek a hatások csak azért válnak szignifikánssá, mert a átveszik a figyelmen kívül hagyott ágazati különbségek hatásának mérését. Elvben elképzelhet, hogy a felhasznált munka minségét leíró humántke-változók kihagyása okoz ilyen torzítást a tulajdon hatás paramétereiben, azonban a változók (elssorban is a termelékenység) együtthatóinak jelents szóródása ezt valószíntlenné teszi: nehezen képzelhet el olyan mechanizmus, amely ilyen sok esetben éppen olyan torzítást hoz a paraméterbecslés során, amely épp nullává teszi a tulajdoni hatást. Így sokkal valószínbbnek tnik, hogy az egyes ágazatokban kialakult egy olyan, többé-kevésbé általánosnak tekinthet vállalati bérstratégia, amely csak ritkán, a nagyobb változások esetében differenciálódik a tulajdoni szerkezet szerint. Másrészt a piacszerkezeti változók és részben a tulajdon megoszlása is lényegesen különbözik az egyes ágazatokra, összefügg az ágazati bontással. Így e változók együtthatói részben felvehették az ágazati strukturális törések hatását, és így szignifikánssá válhattak akkor is, ha a közvetlen hatásuk önmagában lényegtelen. A megyei munkanélküliségi ráta (bérgörbe) együtthatója tendenciaszeren eltér attól, amit Kertesi­Köll (1997b) elre jelzett. A kilencvenes évek els felében valóban szignifikáns negatív hatása volt a helyi munkanélküliségnek a bérekre, ez azonban eltnt a kilencvenes évek közepére. Felteheten a vállalatok gyorsan alkalmazkodtak a kialakult helyzethez, és miután a munkapiaci környezet hatása beépült a bérekbe, a további változást már érdemben nem befolyásolta a munkanélküliség. Becslésünk eredménye ugyanakkor nem mond ellent a stabil és a helyi munkanélküliségi rátával szoros kapcsolatban lev regionális bérkülönbségeknek: legfeljebb ­ mivel a regionális munkanélküliség szerkezetében a kilencvenes évek közepe óta csak nagyon kis változások figyelhetk meg, és a vállalati bérekbe ezek a regionális különbségek akkorra már beépültek ­ késbb már nincs újabb érdemi változás ezekben a bérkülönbségekben. A munkanélküliség szintjének fokozatos csökkenése nem okozott jelents átrendezdést a foglalkoztatási helyzet térbeli szerkezetében, és így annak vállalati bérekre gyakorolt hatásában sem. Az importverseny intenzitása az egyetlen versenynyomást mér változó, amelyik gyakran szignifikánsnak minsült.13 Sajátos, hogy az importverseny intenzívebbé válása ­ ha egyáltalán érdemben befolyásolja alakulásukat ­ az esetek többségében növeli a béreket. Ez ellentétben van például Kramarz (2003) francia vállalatokra kapott eredményével. A két elemzés fontos különbsége, hogy Kramarz a bérek becslésekor figyelembe vehette az alkalmazottak humántke-állományát is. Valószín, hogy a jelents importversennyel küzd vállalatok az átlagnál jobb minség munkaert alkalmazva javítják

13 Egy-egy együttható véletlenszer szignifikanciájának nem lehet érdemi jelentséget tulajdonítani. Például, ha ötszázalékos szignifikanciaszinten vizsgáljuk a statisztikai hipotéziseket, úgy minden huszadik együtthatóbecslést véletlenszeren akkor is nullától különböznek kell találnunk az elvégzett próba alapján, ha az valójában nulla.

57

közelkép

versenypozíciójukat, és a jobb felhasznált munka következtében magasabb az átlagbérük. A vállalatméret (létszám) hatása az ágazati becslésekben általában kicsi. Többnyire, de nem mindig pozitív. Vagyis a nagyvállalatok általában valamivel magasabb átlagbért fizetnek ugyan (gyorsabban növelik béreiket), de ez a különbség marginális, és esetenként meg is fordul. Az idbeli összehasonlítás a termelékenység és a helyi munkanélküliség hatásában mutatott trendet, a többi változó együtthatója sokkal inkább hullámzást, mint valamilyen egyértelmen azonosítható tendenciát jelez. Ez a hullámzás azonban az ágazatok jelents részére meglehetsen ers szinkronitást mutat, és összefüggeni látszik a termelékenység hozamán való osztozkodás hullámzásával is. Úgy tnik, a vállalati bérpolitika érzékenyen reagál a vállalat makrogazdasági környezetének alakulására. Ennek leglátványosabb jele, hogy 2002­2003-ban minden ágazatban szignifikánsan alacsonyabb volt a rövid távú termelékenységi rugalmasság, mint 2001-ben, nyilván nem függetlenül a gazdasági és politikai ciklus alakulásától.

Következtetések
A becslések alapján kirajzolódó általános kép, hogy a termelékenység hozamán való osztozkodás a magyar vállalatok bérstratégiájának kiemelkeden legfontosabb, az egyetlen igazan lényegi mérhet eleme, ámbár ezt jelentsen befolyásolják az ágazatok különbségei; részben nyilván a technológiai különbségekhez kapcsolódó munkaszervezési különbségek, de az ágazatonként esetleg lényegesen eltér piaci versenykörnyezet hatása is lényeges. A hozamosztozkodás lényegesen intenzívebb a fejlett piacgazdaságokban megfigyelteknél, ámbár jelentsége idben lényegesen csökkent. Ugyanakkor a többi vizsgált tényez közvetlen hatása szinte elhanyagolható. Vagyis a fejezet elején bemutatott nagyon jelents regionális és tulajdon szerinti átlagbérkülönbségek általában összhangban állnak a vállalatok termelékenységének eltér alakulásával, különösen az 1995­1996-os makrogazdasági stabilizációt követ, a korábbinál lényegesen kiegyensúlyozottabb fejldés idszakában. A magyar versenyszféra vállalatainál megfigyelhet intenzív hozamosztozkodás els látásra paradoxnak tnik, mert ezt az irodalom általában az ers szakszervezettel folytatott béralku következményének tekinti, a magyar vállalatok többségénél azonban a szakszervezetek meglehetsen gyengék. A magyarországi intenzív hozamosztozkodást a piacgazdasági átmenet egészen sajátos körülményei magyarázzák. A magyar példa azt mutatja, hogy megfelel körülmények között ideiglenesen nagyon hasonló hozamosztozkodási mechanizmus mködhet szakszervezetek nélkül is. A nagyarányú privatizáció idszakában kiderült: kevés volt a piaci viszonyoknak is megfelelen képzett munkavállaló. A piacgazdasági átállás egy alapvet szerkezeti alkalmazkodást jelentett, amelyben ha-

58

vállalatok közti bérkülönbségek...

talmas piaci lehetségek nyíltak az azokat kihasználni képes vállalatok eltt: a kilencvenes évek közepétl a növekedésére képes vállalatok átlagosan akár évi 30­40 százalékkal is növelhették termelésüket. Így azok a fejldésre képes vállalatok, amelyek képesek bevezetni a modern munkaszervezési módszereket, és beruházni a technika, technológia gyors fejlesztésébe, készek jól megfizetni a megfelelen képzett munkaert a megnyíló piaci lehetségek kihasználására. Ezt tükrözi a képzettség hozamának az átmenet kezdetétl szinte folyamatos növekedése (vö. Kertesi­Köll, 2001, Galasi, 2003). A megnyíló piaci lehetségeket elssorban is a likviditási korlátba nem ütköz nemzetközi cégek tudták kihasználni, amelyek a mködtke mellett szinte automatikusan hozták a modern munkaszervezést és piacismeretet. A sikeres vállalatok a gyors termelékenységnövekedés hozamából ki tudják fizetni a modern technika mködtetésére is képes, még rugalmas jól képzett fiatalok bérét. Mivel kevés ilyen jól képzett munkás volt, folyamatosan emelni kellett a bérüket, hogy oda áramoljanak, ahol a leginkább szükség van rájuk. Ennek következménye a kiemelked hozamosztozkodási rugalmasság a vállalatok bérezési stratégiájában. Ez a helyzet az oktatási rendszer fokozatos alkalmazkodásával, a középés felsfokú oktatás expanziójával fokozatosan megváltozik: egyre nagyobb számban áramlanak be a munkapiacra olyan fiatalok, akik már rendelkeznek a modern piacgazdaságban igényelt tudással és készségekkel. A képzett munka piacának átalakulásával csökken a hiány, ezzel együtt csökken a vállalatok számára a hozamosztozkodási kényszer is; ez magyarázza az osztozkodás intenzitásának csökkenését. Hosszabb távon, ahogy a magyar gazdaság szerkezete igazodik az érett gazdaságokéhoz, és eltnnek a különleges növekedési lehetségek, valamint a munkakínálat is alkalmazkodik a kereslethez, ez az intenzív hozamosztozkodás eltnik. Elképzelhet, hogy néhány év múltán egészen más tényezk fogják meghatározni a vállalatok bérstratégiáját, eltérbe kerülnek az egyéb tényezk, mint a vállalat mérete, piaci verseny, piacszerkezet. A 2003-mal záruló idszak vállalati viselkedését még egyértelmen a piacgazdasági átmenet sajátosságai határozták meg, azonban egyre csökkent az átmenet különleges hatása.

59

közelkép

3. A KÖZALKALMAZOTTI BÉREMELÉSEK HATÁSAI A KÖZÉS MAGÁNSZFÉRA KÖZÖTTI BÉRKÜLÖNBSÉGEKRE Telegdy Álmos
A 2002-ben lezajlott választási kampány egyik nagy ígérete a közalkalmazottak bérének ötven százalékos megemelése volt, amit a hatalomra került szocialista-liberális kormánykoalíció be is váltott. Néhány hónappal a választások után, szeptemberben az összes közalkalmazottnak ­ mintegy 800 000 dolgozónak ­ egyik napról a másikra megemelték a bérét.14 Bízvást tekinthetjük ezt az utóbbi évek legnagyobb hatású munkaerpiaci intézkedésének, amely közvetlenül érintette a magyar munkaerpiac számottev részét, mintegy 20 százalékát. Ennek hatása a munkaerpiacra óriási lehet, mivel megváltoztatta a relatív béreket, és mind a munkakeresleti, mind a munkakínálati oldalt befolyásolta. A béremelés bizonyára pozitívan hatott a munkaer-kínálatra. A közszféra három ágazatra koncentrálódik ­ oktatás, egészségügy és közigazgatás ­, és ezen ágazatokban a magánszféra súlya kicsi. Mivel a dolgozók egy részének humántkéje többet ér ezekben az ágazatokban, mint máshol, a magasabb bér nagyobb munkaer-kínálatot gerjeszthet itt, ahol sokan végzettségük által hozzá vannak kötve a közszférához. Fontos a béremelés a méltányosság szemszögébl is. A közszférában dolgozók bérei messze elmaradtak a magánszférákban dolgozókétól minden foglalkozási és végzettségi csoportban. Ezen kívül a közszféra elnyben részesítheti a hátrányos csoportok munkavállalóit: a pályakezdket, a nket és az idseket. Ha tehát a béremelés nagyobb részvételt indukál ezekben a kategóriákban, közvetett hatása az lehet, hogy a hátrányos helyzet munkavállalók is munkához jutnak. Pozitív hatás az is, hogy a tanügyben és egészségügyben dolgozók béreinek emelése közép- és hosszú távon pozitívan befolyásolja az egész népesség humántkéjét, mivel egyrészt csökkenti az elvándorlást ezekrl a pályákról, másrészt pedig több fiatal dönthet úgy, hogy ezeket a pályákat választja. Tehát a béremelés hosszú távú hatása az lehet, hogy mind a belépésnél, mind pedig a kilépésnél csökken a negatív szelekció ezekben az ágazatokban, amely valószínleg komolyan sújtotta a költségvetéshez kötd szakmákat. Az intézkedésnek azonban vannak hátrányai is, amelyek munkahelyvesztéshez vezethetnek. A béremelés közvetlen hatása az, hogy nagyon megterhe-

14 Tanulmányomban közszférának csak a költségvetési intézményeket tekintem, az állami kézben lev termelegységeket nem. Ennek oka az, hogy az utóbbiakra nem terjedt ki a 2002ben történt béremelés, aminek tárgyalása a tanulmány célja. Az ágazati bérkülönbségekrl általában lásd Kézdi (2000) és Kertesi­Köll (2003).

60

a közalkalmazotti béremelések hatásai...

li a költségvetést, és ezért valószínleg csökkenteni kell a közalkalmazottak számát.15 A béremelés közvetve hathat a magánszféra munkaer-keresletére is. Mivel egyes szakmákban van mobilitás a köz- és a magánszféra között, a béremelés megemelheti a magánszférában kialakult béreket is. Ha a magánszférában kialakult bérprémium csökken, vagy eltnik, a vállalkozásoknak emelni kell a béreket, amennyiben meg akarják tartani a jó képesség dolgozókat. A megntt munkaköltség viszont elbocsátásokhoz vezethet. A következkben áttekintjük a bérnövekedés nagyságát, valamint hatását a két szektor közötti relatív bérkülönbségekre.16

A bérek változása a közszférában ­ átlagos bérnövekedés
Elemzésünket az átlagbérek szintjének és változásának dokumentálásával kezdjük a 2000 és 2004 közötti évekre a köz- és versenyszférában. Amint azt a 3.1. táblázat bemutatja, az elemzett idszak kezdetén a közalkalmazottak reálbérei messze elmaradtak a versenyszférában kialakult bérektl.17 Az átlagbér a közszférában 74 ezer forint volt, a versenyz vállalatok esetében pedig elérte a 95 ezer forintot, amely 21,6 százalékos különbséget jelent. A költségvetési intézményekben dolgozók átlagbére azonban minden évben többet ntt, mint a versenyszférában dolgozóké. A közalkalmazotti átlagbér 2001-ben 8,9, 2002-ben pedig 10,7 százalékkal ntt, a versenyszféra átlagbére csupán 3,1, illetve 8,6 százalékkal. Ennek következtében az átlagos bérkülönbség a két ágazat között 2002-ben már csak 15,6 százalék volt.
3.1. táblázat: A bérek nagysága és változásai a köz- és a versenyszférában Közszféra átlagváltozás bér szórás (száza(ezer lék) forint) 74,2 80,8 89,5 121,9 126,6 52,1 57,3 58,8 64,1 77,1 8,9 10,7 36,2 3,9 Versenyszféra N átlagbér (ezer forint) változás szórás (százalék) 114,0 105,7 118,9 116,6 122,9 3,1 8,6 0,1 1,0 N 125 145 127 995 126 520 149 395 165 923 Közszféra/ versenyszféra 0,78 0,83 0,84 1,15 1,18

Év 2000 2001 2002 2003 2004

53 038 94,8 53 995 97,7 66 252 106,1 39 958 106,2 43 918 107,3

Forrás: Bértarifa-felmérés. Átlagbér: adott év májusi adatai, 2000. évi ezer forint. Deflátor: fogyasztói árindex.

A 2002. évi béremelés adataink szerint a közszférában 36,2 százalékkal emelte meg a reálbéreket, és ezáltal a relatív átlagbér 31 százalékkal ntt. Mivel a közbérek a következ évben is jobban nttek, mint a versenyszféra bérei, a két átlagbér közötti különbség 18 százalékra ntt 2004-ben. (Ebben az évben a közszféra átlagbére közel 127 ezer forint, a versenyszféráé pedig 105 ezer.) Számításaink szerint tehát az ,,50 százalékos" béremelés csak 35 százalékos volt.

15 A 2004. évi CXXII. törvény ­ a prémiumévek programról és a különleges foglalkoztatási állományról ­ megalkotása, amelynek célja a közszférából elbocsátottak elhelyezkedési problémáinak csökkentése, valamint a 2006. évi országgylési választások utáni intézkedések, amelyek a közalkalmazottak számának csökkentését váltják ki, jelzi, hogy a kormány valóban elbocsátásokra készül(t) a közszférában. 16 Az elemzés hiányossága az, hogy 2002 után csak két év adatai állnak rendelkezésemre, ezért a hosszabb folyamatok valószínleg nem mutathatók ki. Ezenkívül mobilitási adatokra is szükség lenne az elemzéshez, hogy felbecsülhessük, miként hatott a béremelés a kilépésre és a belépésre a közszférában. 17 A béradatok forrása: saját számítás a bértarifa-felvételek adatbázisából (a közalkalmazottak béradatai véletlen mintából). A bértarifában a kisvállalatok alulreprezentáltak, és mivel a nagyvállalatok dolgozói általában nagyobb bért kapnak, mint a kisvállalatokban dolgozók, eredményeink valamelyest torzítottak a versenyszféra javára.

61

közelkép

Ezt részben az okozza, hogy a 3.1. táblázatban reálbérkülönbségeket számoltunk (a fogyasztói árindex 4,7 százalékkal ntt 2002­2003 között), a béremelési ígéret azonban a nominálbérre vonatkozott. De a nominálbér növekménye is csak 41 százalék, 8 százalékkal kevesebb, mint a beígért 50. Mivel az átlagbért az ágazat összetétele is befolyásolja, lehetséges, hogy a közalkalmazottak összetételének változása miatt mérünk csak 41 százalékos béremelkedést: amennyiben a kormányzat a béremeléssel egy idben átszervezésbe is kezd, amelynek eredménye az, hogy a magasabban képzettek és a magasabb beosztásban levk aránya lecsökken a közszférában, akkor az átlagbér is kevésbé n. A 3.2. táblázatban a közszférában alkalmazottak öszszetételét vizsgáljuk meg a nem, a kor, a végzettség és a foglalkozási kategória szerint 2002-ben és 2003-ban. Négy végzettségi kategóriát képeztünk: a nyolc osztályt vagy kevesebbet végzettek, szakiskolát végzettek, érettségizettek és felsfokú végzettséggel rendelkezk. Foglalkozás szerint öt kategóriába soroltuk a dolgozókat: képesítés nélküli foglalkozások, képesítéshez kötött fizikai munkakörök, képesítéssel rendelkez irodai munkakörök, felsfokú végzettséggel rendelkez, de nem vezeti beosztású munkakörök, és vezeti beosztások.
3.2. táblázat: A közszféra összetétele, 2002­2003 Megnevezés Nem szerinti eloszlás N Kor szerinti eloszlás Átlag életkor Végzettség szerinti eloszlás Nyolc osztály Szakképzés Érettségi Felsfokú Foglalkozás szerinti eloszlás Képesítés nélkül Képesített, fizikai Képesített, irodai Felsfokú, beosztott Vezet Megfigyelések száma
Forrás: Bértarifa-felmérés.

2002 72,9 42,5 16,4 15,5 28,9 39,1 15,4 10,9 34,0 31,3 8,3 66 252

2003 76,8 44,7 16,5 10,8 29,2 43,5 15,2 5,4 36,7 34,3 8,4 39 958

Változás (százalék) 3,9 2,2 0,1 ­4,7 0,3 4,4 ­0,2 ­5,5 2,7 3,0 0,1

A közszféra alkalmazottai között 2003-ban 3,9 százalékkal volt nagyobb a nk aránya, mint 2002-ben, és a dolgozók 2 évvel idsebbek voltak. 2002-ben a közszférában dolgozók 16,4 százaléka nem végzett nyolc osztálynál többet, 15,5 százaléka végzett szakiskolát, 28,9 százaléka érettségizett, és 39,1 százaléka diplomázott. Ehhez képest 2003-ban a szakiskolát végzettek aránya majdnem öt százalékkal kisebb, a fiskolát vagy egyetemet végzetteké pedig 4,4

62

a közalkalmazotti béremelések hatásai...

százalékkal nagyobb a mintában. A foglalkozás szerinti eloszlás is ezt a tendenciát mutatja: 2003-ban 5,5 százalékkal kevesebb szakmunkás dolgozott a költségvetési intézményekben, mint egy évvel korábban, a képesített irodai dolgozók és a felsfokú végzettség beosztottak száma pedig 2,7­3,0 százalékkal ntt. Mindez azt támasztja alá, hogy a béremelést követen nem csökkent, hanem ntt azoknak a közalkalmazottaknak az aránya, akiknek bérei az átlagosnál magasabbak. Tehát az adatok nem igazolják, hogy foglalkozási és végzettségi szerkezeti különbségekre vezethet vissza az 50 százaléknál kisebb béremelés. Az viszont lehetséges, hogy a ni munkaer magasabb aránya csökkentette az átlagbért, mivel adataink szerint a költségvetési szférában a nk átlagosan 23 százalékkal kisebb fizetést kapnak, mint a férfiak.18 A tanulmányban eddig a bérek általános változását követtük. Most felbontjuk ezt a változást iskolai végzettség és foglalkozás szerint. A 3.1. és 3.2. ábra az átlagbérek változását mutatja be iskolai végzettség és foglalkozás szerint. Az elemzett idszakban a legkisebb bérnövekményt a szakmunkásképzt végzettek kapták; béreik 54 százalékkal voltak nagyobbak 2004-ben, mint 4 évvel azeltt. (Ez a kategória még egy 2 százalékos reálbércsökkenést is elszenvedett 2004-ben, a többi végzettségi kategória átlagbérei soha nem csökkentek.) A legfeljebb nyolc osztályt végzettek és az érettségizettek bérei egyformán nttek (64, illetve 66 százalékot). A legnagyobb bérnövekményt a felsfokú végzettségek kapták, 71 százalékot. A 2002­2003 nominálbér-növekedés csak a szakmunkások esetében üti meg az 50 százalékot.
3.1. ábra: Átlagbérek változása a közszférában, végzettség szerint (2000 = 100 százalék)
Nyolc osztály 180 Átlagbér (százalék) 160 140 120 100 2000 2001 2002 2003 2004 18 Az eredmények torzítottak lehetnek, mivel a minta mérete nagyon különböz 2002-re és 2003-ra. Ezt ellenrizend, összehasonlítottuk a 2002. évi és a 2004. évi adatokat; hasonló eredményeket kaptunk, ami valószínsíti, hogy nem mintavételi hibából erednek az összetételi különbségek. Szakképzés Érettségi Felsfokú

Megfigyelések száma: 257 161. Deflálás: fogyasztói árindex. Forrás:Bértarifa-felvétel.

A 3.2. ábrán a foglalkozás szerinti bérváltozások láthatók. Az eredmények nagyon hasonlítanak a 3.1. ábrán látottakhoz. A legkisebb bérnövekményt a szakmunkások kapták (55 százalékot), a legnagyobbat pedig a felsfokú végzettség szakemberek (73 százalék) és a vezet beosztásban levk (77 százalék). Érdemes megjegyezni azt is, hogy majdnem az összes végzettségi és fog-

63

közelkép

lalkozási csoportban a bérek a 2002. évi nagy emelés eltt is növekedtek, egyes csoportokban pedig 2004-ben is.
3.2. ábra: Átlagbérek változása a közszférában, foglalkozás szerint (2000 = 100 százalék)
Képesítés nélkül 180 Átlagbér (százalék) 160 140 120 100 2000 2001 2002 2003 2004 Képesített, fizikai Képesített, egyéb Felsfokú beosztott Vezet

Megfigyelések száma: 257 161. Deflálás: fogyasztói árindex. Forrás: Bértarifa-felvétel.

Relatív bérek a köz- és magánszféra között
Mind politikailag, mind gazdaságilag érdekes megvizsgálni, hogyan alakultak a foglalkozási és végzettségi csoportokon belül a relatív bérek. Politikailag ez azért érdekes, mert a közszférában dolgozók nem az átlagos relatív bért érzékelik, hanem a saját foglalkozási és végzettségi kategóriájukon belül kialakultat, és ennek alapján ítélik meg a béremelést. Gazdaságilag pedig azért, mert a képzettségen és foglalkozáson belüli relatív átlagbér lesz a köz- és magánszféra közötti szelekció egyik hajtóereje. A 3.3. ábra a végzettségre lebontott relatív átlagbért mutatja be. Amint azt Kézdi (2000) is kimutatta, a relatív bérek a végzettségtl függen nagyon különböznek. Az elemzett idszak elején, 2000-ben a közszférában dolgozó szakmunkásképzt végzettek bére 79 százaléka volt a versenyszférában dolgozókénak, a legfeljebb nyolc osztályt végzettek esetében pedig ez az arány nagyon hasonló (76 százalék); az érettségizettek relatív bére valamelyest elmarad ettl (70 százalék); a közalkalmazotti státus nagy vesztesei pedig a felsfokú végzettségek, mivel az bérük csupán 45 százaléka a versenyszférában dolgozó hasonló végzettségekének. Ezzel valószínleg tisztában volt a kormányzat is, mivel 2002-ig a felsfokú végzettségek relatív bérei jobban emelkedtek, mint a többi dolgozóé, és így a két év alatt 8 százalékkal csökkent a magánszektorban alkalmazott felsfokú végzettségek bérprémiuma. Ugyanebben az évben az érettségizettek átlagbére 24 százalékkal maradt el a magánszférában dolgozó hasonló végzettségekétl, a szakiskolát végzetteké 20 százalékkal, és a legmagasabb relatív bért a legkevésbé képzettek kapták ­ béreik csak 15 százalékkal voltak alacsonyabbak a közszférában, mint a magánszférában.

64

a közalkalmazotti béremelések hatásai... 3.3. ábra: A köz- és magánszféra relatív átlagbéreinek változása, végzettség szerint (magánszféra = 100)
Nyolc osztály 1,2 1,0 Relatív bér 0,8 0,6 0,4 2000 2001 2002 2003 2004 Szakképzés Érettségi Felsfokú

Megfigyelések száma: 951 858. Forrás: Bértarifa-felvétel.

Amint az várható volt, a nagy emelés jócskán megváltoztatta a közszféra és magánszféra átlagbérei közötti arányokat. A közalkalmazottak bérei megközelítették a versenyszférában dolgozókét, és az alacsony végzettségi kategóriákban túl is lépték azokat: a legfeljebb nyolc osztályt és a szakmunkásképzt végzettek körében a közszféra 13­15 százalékos bérprémiumot fizetett. Az érettségizettek relatív bére 7 százalékkal maradt el a versenyszférában kialakult bértl, a felsfokú végzettség dolgozóké azonban továbbra is lényegesen, 25 százalékkal. A béremelést követ évben a relatív bérek stagnáltak, kivéve az érettségizettekét, amelyek tovább nttek, és az elemzett idszak utolsó évében már 5 százalékkal meghaladták a versenyszféra béreit.
3.4. ábra: A köz- és magánszféra relatív átlagbéreinek változása, foglalkozás szerint (magánszféra = 100)
Képesítés nélkül 1,2 1,0 Relatív bér 0,8 0,6 0,4 2000 2001 2002 2003 2004 Képesített, fizikai Képesített, egyéb Felsfokú beosztott Vezet

Megfigyelések száma: 951 858. Forrás:Bértarifa-felvétel.

A foglalkozási csoportok szerint a közszféra és magánszféra átlagbérei közötti arányok hasonló képet mutatnak a végzettség szerinti bérkülönbségekhez.

65

közelkép

19 Azt, hogy adott ismérv hogyan hat a relatív bérre, úgy határozzuk meg, hogy a közszféra dummyváltozóját interakcióba hozzuk ezzel a változóval.

2000-ben a közszféra átlagbérei közül leginkább a képesítés nélküli munkásoké közelítette meg a magánszférabeli értéket (84 százalék), ezután következnek a szakképzett fizikai munkások (75 százalék), majd a vezet beosztásúak (69 százalék). A közszférában a szakképzett irodai dolgozók átlagbére 63 százaléka volt a magánszférabeli értéknek, a magasan képzett szakemberek átlagbére pedig csupán 49 százaléka. Az idszak végén, 2004-ben a rangsorolás ugyanaz, azzal a különbséggel, hogy a vezet beosztásúak a második helyre kerültek. Ebben az évben három foglalkozási csoportnak már prémiumot is fizet a közszféra: a képesítés nélküli állásokat betöltk átlagos bére 10 százalékkal magasabb a közszférában, mint a versenyszférában, a vezet állásúak esetében 8 százalék a prémium, a szakképzett fizikai dolgozók esetében pedig 5 százalék. A szakképzett irodai munkások relatív bére 90 százalék, a magasan szakképzetteké pedig 75 százalék. A relatív bérek közötti különbségekre több magyarázatot is adhatunk. Az egyik az, hogy a felsfokú végzettségek béren kívüli juttatásai nagyobbak a közszférában, mint a versenyszférában, és ez kiegyenlíti ­ vagy legalábbis csökkenti ­ a bérkülönbségeket. Ennek azonban ellentmond az, hogy a vezetk, akik általában a legtöbb nem pénzbeni juttatást kapják, hasonló fizetést kapnak mind a két ágazatban. Az is lehet, hogy a közszférában kisebb a stressz, kevesebb órát dolgoznak, és ez kárpótolja a dolgozókat az alacsonyabb bérekért. Például, ha a közszférában kevesebb órát dolgoznak, akkor több idejük jut más munkára, ami ellensúlyozza a kisebb fizetést. Ennek pedig az mond ellent, hogy a bérkülönbségek csupán a magasan képzett dolgozók esetében nagyok, és az valószíntlen, hogy a kényelmes munkahelyek ennyire szelektáltak lennének foglalkozás szerint. A harmadik lehetség az, hogy a kormányzat kihasználja, hogy a felsfokú végzettséggel rendelkezket a közszférához köti szaktudásuk, viszont tudatában van annak, hogy az alacsonyabb végzettséget igényl, valamint a vezeti munkakörökben nagyobb a mobilitás a köz- és a magánszféra között. Végül lehetséges az is, hogy a munkáltatók a kutató számára nem mérhet ismérveik alapján választják ki alkalmazottaikat, és a közszféra állásaira átlagosan kevésbé hatékony dolgozókat vesznek fel. Sajnos, ezeket a hipotéziseket adatok hiányában nem tudjuk megvizsgálni, azonban regressziós módszerekkel legalább a dolgozók mérhet ismérveit egyszerre vehetjük figyelembe, vagyis úgy mérjük meg a köz- és magánszféra közötti bérkülönbségeket, hogy ugyanolyan mérhet ismérvekkel jellemezhet dolgozóknak hasonlítjuk össze a bérét. Ebben az esetben hasonló nem, iskolai végzettség, munkahelyi tapasztalatú és foglalkozású dolgozók bérét mérjük össze a köz- és magánszférában.19 A relatív bérek idbeli változása (3.3. táblázat) minségileg ugyanazt a képet mutatja, mint a 3.1. táblázat utolsó oszlopa: a versenyszférához képest az átlagbér alacsonyabb a közszférában az elemzett idszak els három évében, az utolsó két évben pedig magasabb. A különbségek a két szektor között

66

a közalkalmazotti béremelések hatásai...

azonban jóval nagyobbak, ha kontrollváltozókat használunk: ekkor az els elemzett évben a bérek 27 százalékkal alacsonyabbak a közszférában, szemben a 21,6 százalékkal, amit akkor kapunk, ha nem használunk kontrollváltozókat. A periódus végén pedig a bérek csak 8,4 százalékkal magasabbak a közszférában (szemben a 18 százalékkal).
3.3. táblázat: A relatív bér idbeni változása Év 2000 2001 2002 2003 2004 Megfigyelések száma Együttható ­0,270 (0,003) ­0,257 (0,003) ­0,205 (0,002) 0,070 (0,003) 0,084 (0,003) 951 831

Standard hibák zárójelben. Függ változó: a bér logaritmusa. Kontrollváltozók: végzettség, nem, potenciális munkapiaci tapasztalat, foglalkozás év. Az együtthatók mind szignifikánsak 1 százalékos szinten.

Külön-külön futtatunk regressziókat 2000-re és 2004-re, amelyekben a végzettség és foglalkozás szerinti bérkülönbségeket tanulmányoztuk (3.4. táblázat).20
3.4. táblázat: A relatív bér változása végzettség és foglalkozás szerint Megnevezés Végzettség 8 osztály Szakiskola Érettségi Felsfokú Foglalkozás Képesítés nélkül Képesített, fizikai Képesített, irodai Felsfokú, beosztott Vezet Megfigyelések száma 2000 ­0,134 ­0,133 ­0,220 ­0,432 (0,007) (0,007) (0,005) (0,006) 2004 0,147 0,137 0,098 ­0,037 (0,007) (0,008) (0,005) (0,005)

­0,061 (0,007) ­0,242 (0,009) ­0,266 (0,005) ­0,479 (0,008) ­0,199 (0,009) 178 046

0,175 (0,007) 0,091 (0,010) 0,041 (0,005) ­0,085 (0,006) 0,248 (0,009) 209 827

Standard hibák zárójelben. Függ változó: a bér logaritmusa. Kontrollváltozók: nem, potenciális munkapiaci tapasztalat, év. Az együtthatók mind szignifikánsak egyszázalékos szinten.

Az elemzett idszak els évében a regressziós eredmények nem különböznek az egyszer átlagoktól. 2004-ben azonban a különbség sokkal nagyobb, és a közalkalmazottak relatív bére jócskán megn, ha a mérhet tulajdonságokat egyszerre vesszük figyelembe. A becsült együtthatók szerint mindkét alacso-

20 Hasonlóan az idbeli változásokhoz, most a végzettség- és foglalkozásikategória-változókat szorozzuk meg a közszféra dummyváltozójával.

67

közelkép

nyan képzett csoport bére 14 százalékkal magasabb a közszférában, mint a hasonló végzettségeké a magánszférában; az érettségizettek esetében ez a különbség 10 százalék, és a felsfokú végzettséggel rendelkezk esetében a relatív bérkülönbség 3,7 százalékra csökken a 3.3. ábrán mért 25 százalékról! Foglalkozási kategória szerint is hasonló eredményeket találunk. A magasan képzett alkalmazottak foglalkozási kategóriája az egyetlen, amelyben a bérek alacsonyabbak a közszférában, mint a magánszférában, de a különbség kevesebb mint 10 százalék. A többi foglakozási kategóriában levk prémiumot kapnak a közszférában. A legnagyobb prémiumot a vezetk esetében mutattuk ki, majdnem 25 százalékot, a második legnagyobbat pedig a képzetlen munkaer esetében (17,5 százalék), de a szakmunkát végz dolgozók bére is nagyobb a közszférában, mint a magánszférában.

Összegzés
Tanulmányomban a közszféra és a magánszféra közötti bérkülönbségeket elemeztem a 2000 és 2004 közötti idszakban, amelynek a közepén, 2002-ben a közalkalmazottak béreit jócskán megemelték: e körben az átlagbér reálértékben 36 százalékkal ntt. Az emelés hatására az átlagos bér a közszférában 18 százalékkal lett magasabb, mint a versenyszférában. Ha végzettség és foglalkozási csoportok szerint elemezzük az átlagos béreket, igen nagy különbségeket kapunk. A legnagyobb relatív bére az elemzett idszak minden évében az alacsony végzettségeknek, valamint a szakképzetlen munkakörökben dolgozóknak volt. Ezeknek a csoportokhoz tartozó dolgozók 15 százalékkal kerestek többet 2004-ben, mint a hasonló végzettségek vagy munkaköröket betöltk a versenyszférában. A fiskolát vagy egyetemet végzetteknek volt a legalacsonyabb relatív bérük (2004-ben ­25 százalék). Ha azonban a relatív béreket regressziós elemzéssel becsüljük meg, vagyis a dolgozók mérhet ismérveit egyszerre vesszük figyelembe, akkor a közszféra bérei szinte minden végzettségi és foglalkozási kategóriában nagyobbak 2004-ben, mint a versenyszféra bérei. Ez csak az egyetemet vagy fiskolát végzettek esetében nincs így, de ebben a kategóriában is csak 3,7 százalék a bérkülönbség. Ezek szerint a kormányzat nemcsak hogy sikeresen kiegyenlítette a köz- és a versenyszféra béreit, de még többet is fizet a dolgozók többségének. Néhány, a dolgozóknak hasznosságot nyújtó munkaköri jellemz még növelheti is ezt a közbértöbbletet. Csak a pénzbeni juttatásokat mértük, azonban a dolgozók nem pénzbeli juttatásokat is kapnak. Ha ezek mértéke magasabb a közszférában, akkor alulbecsültük a bérprémiumot. Az is lehetséges, hogy a munkahelyek egyéb, fizetésen kívüli jellemzi nem egyformák a két ágazatban. Ha például a közszférában kevésbé megerltet dolgozni, vagy nagyobb a munkából kapott pszichikai elégtétel, vagy a munkahely elvesztésének valószínsége kisebb, akkor egyenl bérek mellett is összességében jobb körülmé-

68

a közalkalmazotti béremelések hatásai...

nyek között dolgoznak a közalkalmazottak. Végül megjegyezzük azt is, hogy ha a közalkalmazottak különböznek a magánszférában dolgozóktól, a rendelkezésünkre álló adatokkal nem mérhet ismérvek alapján, amely befolyásolja termelékenységüket, akkor az eredmények torzítottak lehetnek.

69

közelkép

4. REGIONÁLIS KERESETI ÉS BÉRKÖLTSÉGKÜLÖNBSÉGEK Szabó Péter András
A Foglalkoztatási Hivatal bértarifa-felvételei alapján számított regionális vállalati kereseti adatok jelents területi különbséget mutatnak. A 4.1. és a 4.2. ábrából világosan kirajzolódik a legfejlettebb három régió: Közép-Magyarország, Közép-Dunántúl és Nyugat-Magyarország. A rendszerváltás utáni évtizedben a nagyrégiók között megfigyelhet kereseti és bérköltségkülönbségek jelents ­ a bruttó keresetek esetében még nagyobb mérték ­ megnövekedése volt tapasztalható. Ugyanakkor korábbi vizsgálatok (Köll, 2000b, 2003) kimutatták, hogy a rendszerváltás utáni évtized végére az eltér személyes jellemzket és a vállalati termelékenységet figyelembe vev kereseti és bérköltségkülönbségek jelentsen csökkentek.21 Ebben a fejezetben azt vizsgáljuk, hogy az 1998­2003 közti idszakban milyen irányú elmozdulás történt a regionális bérköltségkülönbségek terén a vállalati szférában, folytatódtak-e a kilencvenes évek végi folyamatok. Ezek keretében kitérünk a településtípusok közti különbségek vizsgálatára is.

21 A közölt számítások Köll (2003) becsléseivel azonos módszerekkel készültek, eltérés a régiók elhatárolásában van. Az elemzés során a KSH által alkalmazott regionális bontást használtam a hivatalos statisztikai adatokkal való összehasonlítás érdekében. Nagyon köszönöm Köll Jánosnak a szakmai segítségnyújtást.

4.1. ábra: Az egyes régiók bruttó kereseti különbsége Észak-Alföldhöz képest, 1998­2004
1,3 KözépMagyarország KözépDunántúl NyugatDunántúl ÉszakAlföld DélDunántúl ÉszakMagyarország DélAlföld ÉszakAlföld 1,3

1,2

1,2

1,1

1,1

1,0

1,0

0,9

1998

2000

2002

2004

1998

2000

2002

2004

0,9

Forrás: Becslés a Foglalkoztatási Hivatal bértarifa-felvételei adatai alapján.

70

regionális keresti és bérköltségkülönbségek 4.2. ábra: Az egyes régiók nettó kereseti különbsége Észak-Alföldhöz képest, 1998­2004
1,3 KözépMagyarország KözépDunántúl NyugatDunántúl ÉszakAlföld DélDunántúl ÉszakMagyarország DélAlföld ÉszakAlföld 1,3

1,2

1,2

1,1

1,1

1,0

1,0

0,9

1998

2000

2002

2004

1998

2000

2002

2004

0,9

Forrás: Becslés a Foglalkoztatási Hivatal bértarifa-felvételei adatai alapján.

A neoklasszikus közgazdaságtan szerint a munka és tke áramlása következtében kiegyenlítdnek a különböz piacok árai. Ez a munkaerköltség tekintetében azt jelenti, hogy az ország egyes régiói között a bérek közeledését kellene megfigyelnünk. Ezzel szemben Magyarországon a rendszerváltás óta a régiók közti kereseti és bérköltségkülönbségek megnövekedését tapasztalhatjuk. Eberts­Schweitzer (1994) alapján a tartós különbségeknek a következ okai különböztethetk meg. A bérkonvergencia hiányát okozhatja elsként az, hogy nem minden tényez mobilis a régiók között. Még ha a cégek és a munkavállalók gyorsan reagálnak a helyi piaci viszonyokban bekövetkezett változásokra, egy adott régiónak akkor is lehetnek olyan egyedi jellemzi, amelyek befolyásolják a bérek nagyságát, és nem, vagy csak lassan változnak meg. Másodszor, akadályozhatja a kereseti és bérköltségkülönbségek kiegyenlítdését a különböz sokkokhoz való alkalmazkodás sebessége. Blanchard­Katz (1992) amerikai regionális adatokat vizsgálva, azt találta, hogy egy helyi munkaerpiaci sokkhoz való alkalmazkodás tíz évet is igénybe vehet. Végül, ha a régiók közti kereseti és bérköltségkülönbségeket pontosan kívánjuk mérni, fontos, hogy ,,azonos" munkavállalókat hasonlítsunk össze. Azaz az úgynevezett feltétel nélküli vagy nyers regionális különbségek nem biztos, hogy jól mérik a valódi eltéréseket. Ki kell szrni az egyéni, termelékenységgel összefügg, bérköltséget meghatározó egyéni tulajdonságok hatását, és az ezekben bekövetkez regionális változásokat (mint például az általános iskolázottság megnövekedése) a régiók közti különbségek vizsgálatakor. A magyarországi helyzetet számos tanulmány (például Fazekas, 2005, Hahn, 2004), vizsgálta az elmúlt években. Arra az eredményre jutottak, hogy Magyarország esetében a területi különbségek okai a munkaerpiac keresleti oldalán találhatók. A rendszerváltás után ugyanis az új munkahelyek jellem-

71

közelkép

22 Ez a közalkalmazotti és köztisztviseli bérmeghatározási rendszerrel magyarázható, amelyben nincs szerepe az egyes régiók eltér munkaerpiaci feltételeinek. A településtípusok között kimutatható hatás nagy része is inkább az összetétel-különbségekkel magyarázható, a falvakban ugyanis többnyire csak kisebb iskolák, alapfokú oktatási intézmények mködnek, és az ezekhez kapcsolódó bérkiadások is alacsonyabbak (Köll, 2003). 23 A továbbiakban munkaerköltségen a vállalati munkatermelékenység adott értéke mellett mért keresetet értjük, kontrollálva a személyes jellemzkre, ágazatra stb. A modell részletes leírását a 4. függelék tartalmazza. 24 A regresszióban kiszrtük a nem, a munkaerpiaci tapasztalat, az iskolázottság, a vállalatméret, a vállalat ágazati besorolása, a vállalat többségi tulajdonosának (magán, külföldi, vegyes, illetve állami, önkormányzati vagy szövetkezeti) és tkével való ellátottságának, valamint a régió és a településtípus hatását.

zen az ország fejlett infrastruktúrájú, viszonylag jobban iskolázott népesség nyugati és középs régióiban keletkeztek (Fazekas, 2005). Másrészrl az így létrejött magas és alacsony munkanélküliség területek közti bérkülönbségek elremozdíthatják a regionális különbségek csökkenését, hiszen a költözéssel jelents bérnyereség érhet el. Vagyis a bérekben is megfigyelhet nagyfokú regionális különbségek fennmaradása a területi mobilitás hiányára mutat. Ugyanakkor, mint azt Fazekas­Németh (2005) ismerteti és értékeli, a magyar foglalkoztatáspolitika 2003-ig nem helyezte eltérbe a regionális eltérések csökkentését, 2003-ban került be a foglalkoztatáspolitikai irányelvek közé a munkaerpiaci különbségek kezelésének szempontja. Mivel 1989 után a regionális bérkülönbségeket alakító legfontosabb tényez a munkanélküliség volt, ezért a következkben a bérek és a munkanélküliség kapcsolatát vizsgáljuk. Ezek után térünk rá a településtípusok és a nagyrégiók között megfigyelhet egyenltlenségek tanulmányozására. A tanulmány során végig a vállalati szférán belüli különbségeket tanulmányozzuk. A költségvetési szférán belüli nagyrégiós bérkülönbségek ugyanis Köll (2003) eredményei alapján elhanyagolható mértékek, és a településtípusok esetében is kisebbek, mint a vállalati szektor esetén. 22

A kereset és bérköltség munkanélküliség-rugalmassága
A kereseti különbségeket alakító egyik legfontosabb tényez a munkanélküliség alakulása (Köll, 2000b). A 4.3. ábrán a kereset és bérköltség23 munkanélküliség-rugalmasságát láthatjuk. A grafikonok azt mutatják, hogy egy százalékkal magasabb (kistérségi) munkanélküliségi esetén ­ más bérmeghatározó tényezk 24 adott szintje mellett ­ hány százalékkal volt alacsonyabb a nettó, illetve bruttó kereset.
4.3. ábra: A kereset és bérköltség munkanélküliség-rugalmassága, 1998­2003 Bruttó keresetek
­0,04 ­0,05 ­0,06 ­0,07 ­0,08 ­0,09 ­0,10 ­0,11 1998 1999 2000 2001 2002 2003 1998 1999 2000 2001 2002 2003 Bérköltség

Nettó keresetek
Keresetek ­0,04 ­0,05 ­0,06 ­0,07 ­0,08 ­0,09 ­0,10 ­0,11

Forrás: Becslés a Foglalkoztatási Hivatal bértarifa-felvételei adatai alapján.

72

regionális keresti és bérköltségkülönbségek

Látható, hogy az ezredfordulótól kezdden tovább csökkent a bérek munkanélküliség-rugalmassága, vagyis ezen a téren folytatódott az 1996-tól kezdd folyamat. A 2000-ben megfigyelhet kiugrás vélheten a munkanélküliség és a bérek közti kapcsolat fellazulását okozó egyszeri tényezkkel (például minimálbér-emelés) magyarázható. A termelékenységet is figyelembe véve, azt találjuk, hogy az így számított rugalmasságok abszolút értékben kisebbek, ami azzal magyarázható, hogy a magasabb munkanélküliség területeken a termelékenység is alacsonyabb. 1998 után többféleképpen változott a kereset és a bérköltség munkanélküliség-rugalmassága: 2001-ig a kett közti növekv különbség figyelhet meg, ami azt jelenti, hogy a magasabb termelékenység régiók esetében jobban csökkentek a munkanélküliséggel összefügg bérköltségkülönbségek. 2002­2003-ban ez a trend megfordult, a kereset és bérköltség munkanélküliség-rugalmassága közeledett egymáshoz. Az idszak végére tehát a helyi munkanélküliség 1 százalékkal való növekedése mintegy 5 százalékkal csökkenti a keresetek és 6 százalékkal a bérköltség szintjét. Blanchflower­Oswald (1994) több országot vizsgáló tanulmánya alapján nemzetközi szinten a (termelékenység figyelembevétele nélkül számított) ­0,1-es érték tekinthet jellemznek. Ezt az eredményt a szerzk 2005. évi újabbi vizsgálatai is megersítik (Blanchflower­Oswald, 2005). Magyarország esetében az 1998­2003 közti idszakban az e szinttl való távolodás figyelhet meg, amely jelentsebb a bérköltség esetében. Mindezek összhangban állnak Köll (2003) korábbi számításaival. A távolodás egyik lehetséges oka a hosszú távú munkanélküliség és inaktivitás meghatározott régiókban való koncentrálódása, ekkor ugyanis az álláshelyekért való verseny csökkenése következtében fennmaradhatnak a bérköltségkülönbségek. A munkanélküliség alakulása azonban csak az egyik a kereseti különbségeket alakító tényezk között, ezért a következkben a regionális különbségeket a 4. fejezet végén található 4. függelékben részletezett bérfüggvényekkel vizsgáljuk.

A településtípusok közti kereseti és bérköltségkülönbségek
A 4.4. és 4.5. ábrán láthatók Budapest, a megyeközpontok és a falvak kisebb városokhoz viszonyított bruttó és nettó kereseti különbségei. A becslések során kiszrtük a személyes jellemzk (bal oldali ábra), illetve ezen túl a munkanélküliség és a vállalati termelékenység hatásait (az ezt is figyelembe vev eredmények találhatók a jobb oldali ábrán). A településtípusok egymás közti különbségét vizsgálva, a termelékenységi szint és munkanélküliség figyelembevétele nélkül számított nettó kereseti különbségek az idszak egészben jelentéktelennek mondhatók a megyeközpontok, kisebb városok és falvak tekintetében, a legnagyobb eltérés sem haladja meg a 3 százalékot. Budapest esetében azonban csak a személyes jellemzket

73

közelkép

figyelembe véve meghatározó, 15­17 százalék körüli eltérés figyelhetünk meg a kisebb városokhoz viszonyítva, bár a különbség csökkent az idszak során.
4.4. ábra: Településtípusok közti becsült nettó kereseti különbségek, 1998­2003
Budapest 1,2 Megyeközpontok Kisebb városok Falvak 1,2

1,1

1,1

1,0

1,0

0,9

1998

1999

2000

2001

2002

2003

1998

1999

2000

2001

2002

2003

0,9

Megjegyzés: A bal oldali ábrán a személyes jellemzk kiszrésével kapott kereseti különbségek láthatók, míg a jobb oldalin emellett az eltér munkanélküliség és a vállalati termelékenység hatásait is figyelembe vettük. Forrás: Becslés a Foglalkoztatási Hivatal bértarifa-felvételei adatai alapján.

4.5. ábra: Településtípusok közti becsült bruttó kereseti különbségek, 1998­2003
Budapest 1,2 Megyeközpontok Kisebb városok Falvak 1,2

1,1

1,1

1,0

1,0

0,9

1998

1999

2000

2001

2002

2003

1998

1999

2000

2001

2002

2003

0,9

Megjegyzés: A bal oldali ábrán a személyes jellemzk kiszrésével kapott kereseti különbségek láthatók, míg a jobb oldalin emellett az eltér munkanélküliség és a vállalati termelékenység hatásait is figyelembe vettük. Forrás: Becslés a Foglalkoztatási Hivatal bértarifa-felvételei adatai alapján.

Ha kiszrjük a termelékenység és munkanélküliség hatását, a megyeközpontok, kisebb városok és falvak közti különbségek nem változnak lényegesen. Budapest esetében ugyanakkor jelents eltérést tapasztalhatunk. A termelékenységgel korrigált bérköltségkülönbségek ugyanis 5 százalék alá csökkenek, vagyis elmondható, hogy termelékenységi szintjének fenntartása mellett a

74

regionális keresti és bérköltségkülönbségek

fvárosból az azonos munkanélküliséggel rendelkez kisvárosba költöz cég csupán 4­5 százalékos bérelnyre tesz szert. A bruttó kereseteket vizsgálva lényegében hasonló eredményeket kapunk. A kisvárosok Budapesttel szembeni jelents, 17­20 százalékos kereseti különbségét egy vállalat csak akkor tudná realizálni, ha nem akarja megtartani a fvárosban elért termelékenységi szintjét, és vállalja egy magasabb munkanélküliségi rátájú piacra való költözést. E két utóbbi tényez változatlanságának fenntartásával a bruttó kereseti különbségek több mint 10 százalékponttal, 5 százalék alá csökkennek. A megyeközpontok, kisebb városok és falvak esetében pedig a nettó kereseti különbségek lényegében jelentéktelennek mondhatók: az idszak során végig 3 százalék alatt maradnak. A fentieket össze tehát a településtípusok közti kereseti és bérköltségkülönbségek terén nem történt lényegi változás Köll (2003) eredményeihez képest.

Regionális eltérések
Hasonlóan a településtípusok esetében találhatókhoz, a regionális bérkülönbségek is jóval kisebbek a 4.1­4.2. ábrán megfigyelhet nyers különbségeknél, ha kiszrjük a személyes tulajdonságok, illetve a munkanélküliség és termelékenység hatásait. A 4.6­4.7. ábrán ­ ugyanúgy, mint a településtípusok esetében ­ a személyes jellemzk figyelembevételével kimutatható kereseti és bérköltségkülönbségeket a bal oldalon láthatjuk, míg a jobb oldalon a vállalati termelékenységi szint és a helyi munkanélküliség változatlan szintje melletti regionális különbségeket mutatják. A becslés során a legszegényebb, észak-alföldi régiót tekintettük viszonyítási alapnak.
4.6. ábra: Régiók közti becsült nettó kereseti különbségek, 1998­2003
1,25 1,20 1,15 1,10 1,05 1,00 0,95 1998 1999 2000 2001 2002 2003 1998 1999 2000 2001 2002 2003 Közép-Magyarország Közép-Dunántúl Nyugat-Dunántúl Észak-Alföld 1,25 1,20 1,15 1,10 1,05 1,00 0,95

Megjegyzés: A bal oldali ábrán a személyes jellemzk kiszrésével kapott kereseti különbségek láthatók, míg a jobb oldalin emellett az eltér munkanélküliség és a vállalati termelékenység hatásait is figyelembe vettük. Forrás: Becslés a Foglalkoztatási Hivatal bértarifa-felvételei adatai alapján.

75

közelkép 4.7. ábra: Régiók közti becsült bruttó kereseti különbségek, 1998­2003
1,25 1,20 1,15 1,10 1,05 1,00 0,95 1998 1999 2000 2001 2002 2003 1998 1999 2000 2001 2002 2003 Közép-Magyarország Közép-Dunántúl Nyugat-Dunántúl Észak-Alföld 1,25 1,20 1,15 1,10 1,05 1,00 0,95

Megjegyzés: A bal oldali ábrán a személyes jellemzk kiszrésével kapott kereseti különbségek láthatók, míg a jobb oldalin emellett az eltér munkanélküliség és a vállalati termelékenység hatásait is figyelembe vettük. Forrás: Becslés a Foglalkoztatási Hivatal bértarifa-felvételei adatai alapján.

A leggazdagabb három régiót (Közép-Magyarország, Közép-Dunántúl és Nyugat-Magyarország) vizsgálva, azt találjuk, hogy a kereseti különbségek nem növekedtek az idszak során. Csupán a személyes jellemzk figyelembevételével 1998­2003 között fokozatosan csökkent az észak-alföldi régió bérelnye, 2003-ra már 15 százalék alá került. Még kisebb az eltérés, ha a költözéssel nyerhet bérköltség-megtakarítás számításához figyelembe vesszük a termelékenységi szintet és a munkanélküliséget. Ez esetben a különbségek nagyon szerények, 3­5 százalék körül alakulnak. A bruttó kereseti különbségek alapján lényegében azonos következtetéseket vonhatunk le: a személyes jellemzk figyelembevétele után az ország gazdag régióiban az Észak-Alfölddel szemben fennmaradó mintegy 8­17 százalékos bérkülönbség 5 százalék alá csökken a termelékenység és munkanélküliség figyelembevételével ­ folytatódtak tehát a Köll (2003) által feltárt folyamatok. Mint korábban láthattuk, a kevésbé fejlett régiókban az egyéb tényezk figyelembevétele nélkül számított kereseti különbségek mérsékeltek voltak, s az eltérés tovább csökkent, ha a személyes jellemzket is figyelembe vesszük (4.8. és 4.9. ábra). Változatlan munkanélküliséget és termelékenységet feltételezve, a bérköltségkülönbségek tovább csökkennek, bár a dél-alföldi régió esetében ez utóbbi esetben némileg ersebb pozitív bérköltségkülönbség mutatható ki Észak-Alföldhöz képest, szemben a feltétel nélküli, illetve a személyes jellemzkkel számított negatív vagy enyhén pozitív hatástól. Mindazonáltal a különbség az összes kevésbé fejlett régió esetében elhanyagolható mérték, nem haladja meg a 3 százalékot. Ezeket az eredményeket a bruttó béreken végzett számítások is megersítik, mind az idbeli változást, mind a különbségek nagyságát tekintve, hasonló számokat kapunk.

76

regionális keresti és bérköltségkülönbségek 4.8. ábra: Régiók közti becsült nettó kereseti különbségek, 1998­2003
1,06
Dél-Dunántúl Észak-Magyarország Dél-Alföld Észak-Alföld

1,06

1,04

1,04

1,02

1,02

1,00

1,00

0,98

1998

1999

2000

2001

2002

2003

1998

1999

2000

2001

2002

2003

0,98

Megjegyzés: A bal oldali ábrán a személyes jellemzk kiszrésével kapott kereseti különbségek láthatók, míg a jobb oldalin emellett az eltér munkanélküliség és a vállalati termelékenység hatásait is figyelembe vettük. Forrás: Becslés a Foglalkoztatási Hivatal bértarifa-felvételei adatai alapján.

4.9. ábra: Régiók közti becsült bruttó kereseti különbségek, 1998­2003
1,06
Dél-Dunántúl Észak-Magyarország Dél-Alföld Észak-Alföld

1,06

1,04

1,04

1,02

1,02

1,00

1,00

0,98

1998

1999

2000

2001

2002

2003

1998

1999

2000

2001

2002

2003

0,98

Megjegyzés: A bal oldali ábrán a személyes jellemzk kiszrésével kapott kereseti különbségek láthatók, míg a jobb oldalin emellett az eltér munkanélküliség és a vállalati termelékenység hatásait is figyelembe vettük. Forrás: Becslés a Foglalkoztatási Hivatal bértarifa-felvételei adatai alapján.

Összefoglalás
Az 1998­2004 közti idszakot vizsgálva azt láthattuk, hogy az országon belüli regionális kereseti és bérköltségkülönbségek mérsékeltek voltak. A településtípusok esetében egyedül Budapestnél mutatható ki 15­20 százalékos bérkülönbség, azonban ez is 5 százalék alá esik a vállalati termelékenység és a munkanélküliség figyelembevételével. A regionális eltéréseket vizsgálva is azt találtuk, hogy a legszegényebb régiók bérelnye a leggazdagabbakhoz viszonyítva sem haladta meg a 6 százalékot az idszak végére (4.10. ábra).

77

közelkép

Mindezek tehát arra mutatnak, hogy a regionális bérkülönbség nem meghatározó szerep a vállalatok telephelyválasztásának szempontjából, a néhány százalékos különbség önmagában nem készteti a vállalatokat telephelyük megváltoztatására. Ugyanakkor az elmaradottabb térségekben a viszonylagos munkabség miatt alacsonyabbak a toborzási és szrési költségek, ami miatt mégis kifizetdvé válhat a vidéken való cégalapítás (Köll, 2003). Vagyis a vidékfejlesztés szempontjából nem elegend a bérköltségben meglév ,,nyers" különbségekre figyelni, hanem azokra az üzleti élet szempontjából fontos tényezkre is figyelmet kell fordítani, amelyek a vállalati termelékenységet, munkanélküliséget és az egyéb, béreket befolyásoló jellemzk regionális megoszlását meghatározzák.
4.10. ábra: Becsült bruttó bérköltség-változás, ha a vállalat az i-ik sorban lév régióból a j-ik oszlopban lév régióba települ át termelékenységi szintjének megtartásával, 1998­2003 Észak-Magyarország
8 6 8 6 4 2 0 1998 1999 2000 2001 2002 2003 ­2 8 6 4 2 0 ­2 1998 1999 2000 2001 2002 2003

Észak-Alföld
8 6 4 2 0 ­2 8 6 4 2 0 ­2 1998 1999

Dél-Alföld
8 6 4 2 0 2000 2001 2002 2003 ­2

Közép-Magyarország

4 2 0 ­2

8 6

8 6 4 2 0 1998 1999 2000 2001 2002 2003 ­2

8 6 4 2 0 ­2 1998 1999 2000 2001 2002 2003

8 6 4 2 0 ­2

8 6 4 2 0 ­2 1998 1999 2000 2001 2002 2003

8 6 4 2 0 ­2

Közép-Dunántúl

4 2 0 ­2

8 6

8 6 4 2 0 1998 1999 2000 2001 2002 2003 ­2

8 6 4 2 0 ­2 1998 1999 2000 2001 2002 2003

8 6 4 2 0 ­2

8 6 4 2 0 ­2 1998 1999 2000 2001 2002 2003

8 6 4 2 0 ­2

Nyugat-Dunántúl

4 2 0 ­2

Forrás: Becslés a Foglalkoztatási Hivatal bértarifa-felvételei adatai alapján.

78

regionális keresti és bérköltségkülönbségek

4. Függelék
A Foglalkoztatási Hivatal 1986-tól kezdden gyjti a bértarifa-felvétel adatait. A mintavétel 1992-ig háromévente, 1992-tl pedig évente történik. A minta az 1999 óta az 5 fnél nagyobb vállalatokra (1986­1993: 20 fnél nagyobb, 1994­1998: 10 fnél nagyobb), illetve a költségvetési dolgozókra terjed ki. A kiválasztott vállalatokon és költségvetési intézményeken belül mintegy 10 százalékos véletlen mintát vesznek a teljes munkaids alkalmazottakból. A megkérdezettek személyes és kereseti adatain kívül ismert sok más, a telephelyre és a vállalatra vonatkozó információ. Az MTA Közgazdaságtudományi Intézetében az OMMK megbízásából rendszeresen elemzett, a vállalati válaszmegtagadást is figyelembe vev, átsúlyozott minták évente 150­160 ezer esetet tartalmaznak. Az ábrákon szerepl regressziós eredmények, ha külön nem jeleztük, a következ modellbl származnak. Függ változó a május havi bruttó, illetve nettó kereset logaritmusa és az elz évi prémiumok 1/12 részével együtt, amely azonban nem tartalmazza a májusban kifizetett nem rendszeres prémiumokat és jutalmakat. A magyarázó változók: ­ férfi, ­ a munkaerpiacon eltöltött id és ennek négyzete, években (kor és iskolai végzettség alapján becsülve), ­ iskolai végzettség: szakmunkás, középiskolát végzett és fiskolát, illetve egyetemet végzett (viszonyítási alap az általános iskolát végzettek), ­ a kistérség munkanélküli-rátája logaritmusban, a Foglalkoztatási Hivatal becslése alapján, ­ településtípusok: Budapest, 25 megyeszékhely, falu (viszonyítási alap: a telephely városban van) ­ hat nagyrégiót leíró változó (viszonyítási alap: Észak-Alföld), ­ 50 ágazati dummy változó, ­ termelékenység: egy dolgozóra es anyag-és elábémentes nettó árbevétel logaritmusa (elábé: eladott áruk beszerzési értéke), ­ negatív hozzáadott érték dummy, ­ tkefelszereltség (az egy fre jutó tárgyi eszközök nettó értéke), logaritmusban, ­ tulajdon a jegyzett tke alapján: többségi magán-, többségi külföldi vagy vegyes tulajdonú (a viszonyítási alap: többségi állami, önkormányzati vagy szövetkezeti tulajdonú). A regressziókat a vállalati szférában dolgozók körén futtattuk. A becslések a legkisebb négyzetek módszerével történtek, súlyozás nélkül, heteroszkedaszticitásnak ellenálló standard hibák alapján. Az ábrák nem a becsült b paramétereket, hanem az ezekbl számított exp(b) különbségeket mutatják.

25 A regionális különbségek vizsgálatakor ­ annak érdekében, hogy a közép-magyarországi régió hatásaiban a budapesti székhely vállalatok adatai is szerepeljenek ­ Budapestet megyeközpontnak tekintettük.

79

közelkép

5. A DIPLOMÁSOK KERESETE 1992­2005-BEN Kertesi Gábor ­ Köll János
A rendszerváltást követ gazdasági átalakulás a felsfokú végzettség piaci felértékeldését hozta magával. A folyamat az ezredfordulón elvégzett vizsgálatok szerint az átmenet késbbi éveiben is folytatódott. A klasszikus Mincer-féle regressziós becslés szerint Romániában az oktatás megtérülési rátája (amely 1985­1989-ben még csupán 0,034 volt) 1997 és 2000 között 0,069-rl 0,085re emelkedett (Andren­Earle­Sapatoru, 2004, 23. o.).26 Csehországban az egyetemi végzettségeknek az érettségizettekhez viszonyított bérelnye 1998 és 2002 között 0,409 logaritmuspontról 0,482-re emelkedett. [ Jurajda (2005) az adatok a versenyszféra 10 fsnél nagyobb vállalataira vonatkoznak.]27 Magyarországon az oktatás megtérülési rátája 1998­2005-ben a nk esetében 0,106-ról 0,127-re, a férfiaknál 0,118-ról 0,147-re emelkedett, a diplomások érettségizettekkel szembeni bérelnye (logaritmikus értékekben számolva) a nknél 0,363-ról 0,535-re, a férfiaknál 0,550-rl 0,693-ra ntt a bértarifa-felvételek adataival becsült Mincer-féle alapegyenletek szerint. A diplomások kínálatának gyors emelkedése és a kereslet stabilizálódása elbb-utóbb nyilvánvalóan le fogja állítani ezt a felértékeldési folyamatot. Ebben a fejezetben megvizsgáljuk, kimutathatók-e a diploma értékvesztésére utaló jelek a 2005 májusáig elérhet adatok segítségével. Korábban Galasi (2004a), (2004b) két tanulmányban is kutatta a diplomák esetleges elértéktelenedésének jeleit. Az egyik lehetséges tünet, hogy az egyetemi végzettségek fokozódó mértékben kényszerülnek érettségivel is betölthet munkakörök elfogadására. Megállapítása szerint 2002-ig nem mutatható ki ilyen irányú elmozdulás, ellenkezleg, a diplomásoknak évrl évre nagyobb része dolgozott olyan ,,felsfokú foglalkozásban", amelyben a munkáltatók magas bérprémiummal jutalmazzák a fiskolai vagy egyetemi végzettséget. (Galasi, 2004b). Eközben megduplázódott azoknak a foglalkozásoknak a száma, ahol az egyetemi végzettséghez kapcsolódó bérelny meghaladta a ,,diplomás foglalkozás" minsítéshez szükséges küszöbértéket (a konkrét vizsgálatban a 44 százalékot).28 A diploma leértékeldésének egy másik lehetséges tünetét elemezte Galasi (2004a) tanulmánya, amely az iskolázottság kereseti hozamát aszerint vizsgálta, hogy az egyén a foglalkozásának éppen megfelel, annál magasabb, illetve alacsonyabb iskolázottsággal rendelkezik-e. Az egyes foglalkozások betöltésé-

26 A Mincer-féle alapegyenletben (lnw = b 0 + b1S + b 2 X + b3 X 2 , ahol S az iskolában, X pedig a munkában töltött éveket jelzi) a b1 paraméter méri az oktatás megtérülési rátáját végtelen idhorizont, zérus közvetlen oktatási költség és idben stabil tapasztalat­kereseti görbe esetén. 27 Utóbbi évben egy iskolaév hozama a Mincer-féle alapegyenlettel becsülve 0,089 volt a nk és 0,111 a férfiak számára, ami nagyjából megfelelhet a román értéknek, figyelembe véve, hogy a cseh vizsgálatból kihagyott költségvetési szektorban általában kisebbek a bérkülönbségek. 28 Az újabb és újabb foglalkozások belépése e körbe azzal a következménnyel járt, hogy (1998 után) csökkent a ,,felsfokú foglalkozásokban" dolgozó átlagegyén bérprémiuma, ez azonban nem áll ellentmondásban azzal, hogy a felsfokú képzettségeknek az érettségizettekhez viszonyított bérelnye ebben az idszakban összességében jelentsen növekedett. Egyrészt a teljes bérelny függ a diplomásoknak az egyes foglalkozásokon belüli kereseti többletétl, másrészt a ,,diplomás foglalkozások" köre minden bizonnyal olyanokkal bvült, amelyekben a többlet éppen a vizsgált periódusban lépte át (valószínleg nem sokkal) a 44 százalékos hozamküszöböt.

80

a diplomások keresete...

hez szükséges iskolázottsági szintet a benne dolgozók modális iskolázottsága mérte, az ennél többet végzett egyének minsültek ,,túlképzettnek", és az általuk elvégzett osztályoknak a szükséges szint feletti többlete pedig ,,többletosztálynak". (A túlképzettek aránya 1994 és 2002 között egytizedrl egyötödre ntt, miközben az alulképzetteké egyharmadról egyötödre csökkent.) Figyelemre méltó eredmény, hogy 1995 és 2001 között a piac a többletosztályokat ­ ha árnyalatnyival is, de ­ többre értékelte, mint a foglalkozás betöltéséhez szükséges iskolázottságot, és csupán 2002-ben billent helyre a sorrend, amikor egy ,,szükséges" iskolai osztály 0,108-del, egy többletosztály viszont már ,,csak" 0,094-del emelte az egyének keresetének logaritmusát. A többletosztályokhoz kapcsolódó kereseti hozam azonban 1999 után abszolút értékben csökkenésnek indult, miután 1994­1998-ban nagyjából megduplázódott, ami ­ a ,,szükségesnél" képzettebbek számának szaporodásával együtt ­ a diplomák piaci értékét rontó túlképzés els jeleként is értelmezhet. Tanulmányunk meg fogja ersíteni, hogy 2003­2004-ben néhány további, hasonló következtetés levonására indító változás figyelhet meg. Mieltt az új diplomák értékének változásáról beszélnénk, célszer tisztázni, hogy milyen szintet ért el az egyetemi végzettség piaci értéke Magyarországon. Nem teljes kör, de megbízható és pontos összehasonlításra nyílik mód Brunello és szerztársai (2000), valamint Jurajda (2005) adatainak felhasználásával. Brunello és szerztársai tíz EU-országra számították ki a felsés középfokú végzettség 45­51 éves férfiak közötti órakereset-különbséget (logaritmikus értékekben számolva). A mért értékek 0,28 (Olaszország) és 0,57 (Portugália) között szóródtak. A magyar oktatási rendszerhez hasonlóval rendelkez Ausztriában 0,37, Németországban 0,41 értéket mértek. A cseh versenyszférában a keresetkülönbség lényegesen nagyobb, 0,6 volt 2002ben, Magyarországon pedig 2004-ben 0,64 a költségvetési szektorban és 0,87 a versenyszférában. Összességében, feltételezve, hogy a költségvetési szektorban dolgozók között minimálisak a ledolgozott órák tekintetében mutatkozó különbségek, a logaritmikus órabérkülönbséget 0,71 szintnek becsülhetjük a magyar gazdaság egészében. Ez azt jelenti, hogy míg egy középkorú osztrák diplomás férfi 45 százalékkal keres többet középiskolát végzett társánál (e0,37=1,448), Magyarországon a diplomás bérelnye 103 százalék, az osztrák értéknek jóval több mint kétszerese!29

Felsoktatási expanzió és elhelyezkedési esélyek
A diplomások kereseti elnyének csökkenésére elssorban a kínálat gyors növekedése miatt számíthatunk. A rendszerváltást követen gyors expanzió ment végbe a magyar felsoktatásban. A nappali tagozatos hallgatók létszáma 1986-tól, az esti, levelez és távképzésben részesülké pedig 1992 óta növekszik. A fiskolai és egyetemi hallgatói létszám a rendszerváltás eltti 100 000 körüli szintrl mára 350 000 fölé emelkedett. A frissen végzett diplomások

29 Azt, hogy a magyar diplomások különlegesen magas relatív béreit nehéz lenne a kiemelked relatív képességeikkel magyarázni, alátámasztja az emberitke-hozamának becslésével foglalkozó tanulmányok egy újabb generációja, amely nemzetközi felnttírásbeliség-vizsgálata (IALS) adataira támaszkodik. Az elért pontszámot és az iskolai végzettséget együttesen szerepeltet modellek (OECD­Statistics Canada, 2002, Danny és szerztársai, 2004, Carbonaro, 2002) közös eredménye, hogy a rendszerváltó országokban, Magyarországon is, az iskolázottság a mért képességeket adottnak véve is rendkívül ers befolyást gyakorol a keresetekre. Különösen lásd Carbonaro (2002), 21­22. o.

81

közelkép

száma 1995-ben indult növekedésnek, azonban a meghosszabbodott képzési idnek köszönheten ­ és a második diploma megszerzésének gyakoribbá válása miatt ­ közel sem ntt olyan ütemben, mint a diáklétszám. Napjainkban több mint ötvenezer diplomás lép ki évente a fiskolákról és egyetemekrl, nagyjából kétszer annyi, mint a rendszerváltás éveiben. A kínálati sokk mértékét összefoglalóan mutatja az 5.1. táblázat. A politikai rendszerváltást megelz és követ öt-öt évben nagyjából 120 000 friss diplomás lépett a munkaerpiacra, a rákövetkez öt évben már közel 200 000, 2000 óta pedig ­ becslésünk szerint ­ több mint 250 000. A diplomások összlétszáma a rendszerváltás eltti szint másfélszeresére ntt úgy, hogy a frissen végzettek az állománynak ma már majdnem az egyharmadát adják.
5.1. táblázat: A kínálati sokk mértéke Idszak 1986­1990 1991­1995 1996­2000 2001­2005c
a b

A frissen végzett diplo- A diplomások össz- A frissen végzettek aránya az mások száma (ezer f) létszáma (ezer f) összes diplomás százalékában 121 120 196 257 1988: 572a 1993: 640b 1998: 694b 2003: 850b 21,2 18,8 28,2 30,1

Forrás: 1987/88. évi KSH-jövedelemfelvétel. Forrás: az adott évi KSH-munkaerfelvétel szi hulláma. c A végzett diplomások számára vonatkozó 2004. és 2005. évi adat becsült adat.

30 A KSH munkaer-felvétel 2001. évi harmadik negyedévi hullámából számított értékek.

Az expanzió 2003 végéig nem vezetett jelentékeny diplomás munkanélküliséghez, a fiatalok körében sem (lásd errl Kertesi­Köll, 2006, 205­207. o.). A fizetett munkát kívánó állástalanok aránya a férfiak körében a végzést követ rövid idszakot leszámítva (27 éves kortól), a nk esetében pedig a szülési idszakot követen az egyes kohorszok összlétszámának 1­3 százalékára rúgott 2003-ban. (Az arány öt és félszer-hatszor magasabb volt a hasonló korú általános iskolát végzettek körében). A fiatal diplomások között a fizetett munkát kívánó állástalanok aránya folyamatosan csökkent, álláshoz jutási esélyeik még 2001­2003-ban is javultak. Kizárólag a 21­23 éves korosztályban figyelhet meg kismérték romlás 2000 után, az ide tartozók azonban zömmel fiskolai oklevéllel rendelkeznek, és a pályakezdnek tekinthet 21­26 éves korcsoportnak mindössze 17­18 százalékát képviselik. A tipikus pályakezd kohorszokban (24­26 évesek) a munkanélküliek aránya folyamatosan csökkent 2003 végéig. A 2003-at követ folyamatok egyelre csak a munkanélküli regiszter adatai alapján vizsgálhatók, amelyek kevéssé alkalmasak a pályakezd diplomások helyzetének megítélésére. Míg a nem foglalkoztatott, de fizetett munkára törekv általános iskolát vagy szakmunkásképzt végzettek közül minden negyediket, az érettségizettek közül minden hatodikat, a diplomások közül csak minden nyolcadikat regisztrálnak a munkaügyi kirendeltségek.30 1995 és 2005 között a regisztrált diplomás munkanélküliek éves átlagos száma 11 973-

82

a diplomások keresete...

ról 19 433-ra, a pályakezdké 1800-ról 4561-re ntt úgy, hogy a növekedés jórészt 2004­2005-ben zajlott.31 A változások értékelésekor figyelembe kell venni, hogy a teljes diplomás népesség maga is gyors ütemben, 40 százalékkal bvült az említett idszakban, a mindenkori pályakezdké pedig közel megduplázódott. Úgy tnik, a regisztrált munkanélküliség ezt figyelembe véve is gyorsan ntt a pályakezdk körében 2005-ben. További kérdés, hogy a tanulmányok meghosszabbításáról hozott döntéseket milyen mértékben motiválják az elhelyezkedés zökkeni. Varga (2006) tanulmánya a fiatal diplomások életpálya-vizsgálata (Fidév) alapján részletesen vizsgálta a kérdést, és azt találta, hogy a végzést követ munkaerpiaci státus az ezredforduló körüli években nem hatott szignifikánsan a továbbtanulási döntésekre. A második diploma megszerzését egyfell az elérhet többletkereset befolyásolta, másfell pedig gyakori volt az eredeti pályaválasztási szándéknak megfelel pályamódosítás (az eredeti tervnek megfelel szak választása a más területen tandíjmentesen megszerzett els diploma birtokában). A rendelkezésre álló adatok tehát 2003 ­ a gyors kínálatnövekedés nyolcadik esztendeje ­ után jeleztek elhelyezkedési nehézségeket. A 2006 nyarán bejelentett költségvetési megszorítások várhatóan súlyosbítani fogják a pályakezd diplomások helyzetét, ami az eddigieknél ersebb hatást gyakorol majd a diplomás keresetekre.

A diplomások keresete
A diplomások kereseteinek idbeli alakulása a munkanélküliségnél pontosabban nyomon követhet a bértarifa-felvételek jóvoltából, amelyek korévenként jóval több mint ezer diplomás foglalkoztatottról közölnek adatot. Az adatokat elször ­ foglalkozások és szektorok között különbséget nem téve ­ öszszevontan vizsgáljuk, a felsfokú végzettségek egyes kohorszainak kereseti elnyét az (1) keresztmetszeti regressziók b4 együtthatóival mérve, lnwi = b0 + b1nem + b2álti + b3szakmi + kor i × felsi + b5budapest + ui, (1) ahol nem, ált, szakm és fels a nemre és az iskolai végzettségre, kor az életkorra utal. A paraméterek az egyes diplomás kohorszoknak az átlagos életkorú érettségizett munkavállalóhoz viszonyított bérelnyét mérik, kiszrve a diplomás munkaerpiacon jelentékeny Budapest­vidék különbség hatását, amelyet kiegyenlít jellegnek tekintünk. A regressziók 1992­1994-ben a húszfsnél, 1995­2005-ben a tízfsnél nagyobb vállalatok és a költségvetési szféra alkalmazottaira vonatkoznak, az ebbl adódó torzítás kérdésének tárgyalását lásd Kertesi­Köll (2006) 210. o. Az eredményeket az 5.1. ábra mutatja be. A grafikonok a mért koréves bérhozamok trendjét mutatják. (A trendeket ötéves mozgó átlagolásos szr segítségével becsültük meg az 1986, 1989, illetve az 1992­2005. évek adatait tartalmazó idsorokból.)

31 A Foglalkoztatási Hivatal adatai.

83

közelkép 5.1. ábra: Koréves bérhozamok trendjei, 1992­2005 Mért bérhozamok
0,1 0,0 ­0,1 ­0,2 ­0,3 ­0,4 0,6 0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3 0,8 0,5 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 40 41 42 43 44 éves 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 45 46 47 48 49 éves 0,4 0,3 0,2 0,7 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 30 31 32 33 34 éves 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 35 36 37 38 39 éves 22 23 24 éves 25 26

Trendek
27 28 29 éves 0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0,0 ­0,1 0,6 0,5

0,6

1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 50 51 52 53 54 éves

1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 55 56 57 58 éves

0,4 0,8

0,.7

0,7

0,6

0,6

0,5

1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004

1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004

0,5

Forrás: Bértarifa-felvételek.

Az 5.1. ábra világosan mutatja, hogy a 30 éves vagy annál idsebb diplomások kereseti elnye 2000 után még a korábbit is meghaladó mértékben emelkedett. (A rendszerváltás évtizedében a 33 évesnél fiatalabb diplomások bére sokkal gyorsabban emelkedett, mint az idsebbeké.) A pályakezd kohorszok (adataik a négy fels ábrán láthatók) felfelé ível kereseti pályája azonban 2003­

84

a diplomások keresete...

2004-ben megtört, a kereseti elny állandósulását figyelhetjük meg a 22­27 évesek esetében. A 28­29 évesek ­ az ennél idsebbekhez hasonlóan ­ azonban további kereseti nyereségre tettek szert ezekben az években is. A végbemen folyamatok pontosabb feltárásához a foglalkozásokat öt csoportba osztottuk a diplomások aránya alapján, illetve aszerint, hogy 1995 és 2003 között ntt, csökkent vagy változatlan maradt-e a fiataloknak a diplomásokon belüli aránya. Ennek alapján a jellemzen diplomás foglalkozások három csoportját (elöreged, stabil korösszetétel, fiatalodó), az ügyviteliirodai foglalkozásokat és egy reziduális kategóriát különböztettünk meg.32 Az egyes csoportok átlagos kereseti színvonalát az országos átlagkereset százalékában adjuk meg, Az elöreged diplomás foglalkozások körébe három nagy szakma (orvos, általános iskolai tanár, intézeti oktató-nevel) tartozik. A csoportba tartozók kereseti pozíciója a 2002. évi választásokat megelz és követ nagyvonalú osztogatás idszakában jelentsen, húsz százalékpontot megközelít mértékben javult, majd 2004­2005-ben romlott. Mivel e körben a relatív béreket nem a piaci erk, hanem a közalkalmazotti bértáblák szabályozzák, az egyes korcsoportok keresete azonos ütemben változott. Ez jól látszik azon, hogy az idszak egészében végig egymással párhuzamosan futnak az egyes kohorszok relatív bérének alakulását mutató grafikonok (5.2. ábra).33
5.2. ábra: A diplomások relatív bére az elöreged diplomás foglalkozási csoportban, 1995­2005 (országos átlagkereset = 100)
160 140 120 100 80 60 26­30 31­35 36­40 41­45 46­50 51­55 éves

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005

Forrás: Bértarifa-felvételek.

A stabil korösszetétel diplomás foglalkozások mvelit is nagyobb részt a költségvetési szektor foglalkoztatja (középiskolai, fiskolai és egyetemi oktatók, kulturális foglalkozásúak, egészségügyi, oktatási, közigazgatási és önkormányzati vezetk), de idesorolódtak az ipari, mezgazdasági, építipari, kereskedelmi, vendéglátási és szolgáltatási egységvezetk is. A stabil korösz-

32 A foglalkoztatási csoportok pontos definíciója Kertesi­Köll (2006) 210­213. oldalán található meg. 33 Az ábrán jól láthatók a 2002. évi egységes közalkalmazotti béremelés következményei.

85

közelkép

szetétel diplomás foglalkozásokban dolgozó felsfokú végzettségek relatív bére határozottan emelkedett az elmúlt években (5.3. ábra).
5.3. ábra: A diplomások relatív bére a stabil korösszetétel diplomás foglalkozási csoportban, 1995­2005 (országos átlagkereset = 100)
180 160 140 120 100 26­30 31­35 36­40 éves 41­45 46­50 51­55 éves 240 220 200 180 160

1995

1997

1999

2001

2003

2005

1995

1997

1999

2001

2003

2005

Forrás: Bértarifa-felvételek.

A fiatalodó diplomás foglalkozások mveli közé tartoznak a mérnökök, közgazdászok, jogászok, számítástechnikai szakemberek, magasan képzett ügyintézk, valamint a mszaki, gazdasági, pénzügyi és marketingterületen mköd vezetk. Noha itt a fiatal diplomások elsrend ,,célállomásáról" van szó, a kereslet bven elegendnek bizonyult a kínálati többlet felszívásához: a foglalkoztatási ráták tartósan magasak lettek, a munkanélküli ráták csökkentek a fiatal és az idsebb diplomások körében is.34 Ugyanakkor 2000 után a foglalkoztatás növekedése már minden korosztályban csökken relatív bérek mellett ment végbe. A fiatalodó diplomás foglalkozásokban tehát határozottan érzékelhet a túlkereslet megsznése, ami azonban mindmáig árváltozásokban és nem elhelyezkedési nehézségekben érzékeltette a hatását (lásd 5.4. ábra).
5.4. ábra: A diplomások relatív bére a fiatalodó diplomás foglalkozási csoportban, 1995­2005 (országos átlagkereset = 100)
300 280 260 240 220 200 180 160 1995 1997 1999 2001 2003 2005 1995 1997 1999 2001 2003 2005 26­30 31­35 36­40 éves 41­45 46­50 51­55 éves 320 300 280 260 240 220

Forrás: Bértarifa-felvételek
34 A foglalkozási csoportok foglalkoztatási arányának és munkanélküli rátáinak alakulásáról lásd Kertesi­Köll (2006) 4. és 5. ábráját!

Az ügyviteli-irodai foglalkozások alkotják a negyedik csoportot, amelyben a diplomások részaránya 1995 és 2003 között 7,5 százalékról 12,5 százalékra ntt. Becslésünk szerint minden hetedik diplomás állás e körben keletkezett,

86

a diplomások keresete...

és az itt létrejött munkahelyek közel háromnegyedét foglalták el diplomások. A foglalkoztatási ráta ntt, a munkanélküliség pedig jelentsen és folyamatosan csökkent az irodai foglalkozásokhoz kötdk körében, iskolai végzettségtl és életkortól függetlenül. Az ilyen szakmákban elhelyezked fiatal diplomások relatív bére (lásd 5.5. ábra) 2000-ig nagymértékben ntt, 2001­ 2003-ban azonban csökkent, és ez kiterjedt a 31­35 évesekre is, miközben az idsebbek fizetése tovább emelkedett.35 2004-ben és 2005-ben a versenyszféra bérhátrányának mérsékldése kismértékben növelte az ügyviteli munkakörökben dolgozó fiatal diplomások relatív keresetét, amely ma nagyjából az 1997­1998-as szinten áll, és nem alacsonyabb mint a felsoktatási expanziót megelz idszakban. A költségvetési szférában nem ment végbe az ­ az életkor szerinti arányokat átrendez ­ áralkalmazkodási folyamat, amelyet a versenyszféra diplomás foglalkozásaiban, illetve irodai-ügyviteli munkaköreiben megfigyelhettünk.
5.5. ábra: A diplomások relatív bére az ügyviteli-irodai foglalkozási csoportban, 1995­2005 (országos átlagkereset = 100)
180 170 160 150 140 130 1995 1997 1999 2001 2003 2005 1995 1997 1999 2001 2003 2005 26­30 31­35 36­40 éves 41­45 46­50 51­55 éves 180 170 160 150 140 130

Forrás: Bértarifa-felvételek.

*** Összefoglalva megállapíthatjuk: a pályakezd diplomások ­ nemzetközi öszszehasonlításban minden túlzás nélkül óriásinak mondható ­ kereseti elnye a versenyszféra rohamosan fiatalodó diplomás foglalkozásaiban és az ügyviteli-irodai munkakörökben mérsékldött. A költségvetési szektorban dolgozó fiatal diplomások helyzetét jelentsen javította a közalkalmazotti fizetések 2002. évi emelése. Az azóta bekövetkezett csökkenés ellenére, az itt dolgozó fiatal diplomások relatív keresete is magasabb ma, mint a felsoktatási expanzió eltt volt. Az egyetemi-fiskolai diploma a jelenlegi magyarországi bérek, elhelyezkedési esélyek és egyéni oktatási költségek mellett kiemelkeden jó befektetésnek számít. A diplomások közel hatvan százalékát foglalkoztató közszféra szkülése és a tandíj bevezetése azonban várhatóan új helyzetet teremt, és mérsékelni fogja a ma még kiemelkeden magas diplomás kereseti hozamokat.

35 Valószín, hogy ebben a vezeti pozíciókba való bejutás kortól való függése játszik szerepet.

87

közelkép

6. A KÖZOKTATÁSBAN FOGLALKOZTATOTTAK KERESETÉNEK ÉS ÖSSZETÉTELÉNEK VÁLTOZÁSA Varga Júlia
Ez a fejezet a közoktatásban foglalkoztatottak keresetének változását tekinti át, valamint a relatív kereseti helyzet alakulásának hatását a közoktatásban foglalkoztatott pedagógusok összetételére. A közoktatási bérek alakulása több szempontból is érdekes lehet. Egyrészt az oktatási szektor jelents foglalkoztató. A 2000-es években az összes foglalkoztatott több mint 8 százaléka dolgozott az oktatásban, a ni foglalkoztatottak 14 százaléka.36 Másrészt az oktatási szektor a közszférán belül is jelents súlyt képvisel: a közszférában foglalkoztatottak több mint egyharmada37 az oktatásban dolgozik, a közszférát érint bérváltozások hatásának vizsgálata a közoktatásban ezért önmagában is érdekldésre tarthat számot. Végül, a közoktatásban foglalkoztatottak, ezen belül a pedagógusok relatív kereseti helyzetének és összetételének vizsgálata azért is okot adhat érdekldésre, mivel az elmúlt években egyre több olyan mérési eredmény született, amely arra utal, hogy a magyar diákok teljesítménye elmarad nemzetközi összehasonlításban,38 a tanulói teljesítmények alakulásában pedig a legtöbb empirikus vizsgálat szerint39 meghatározó szerepe van a tanárok képzettségének, képességeinek, motivációjának. A pedagógusok relatív kereseti helyzetének változása befolyásolhatja a pedagóguspályára lépést, a pályaelhagyást, a tanári munka minségének alakulását.

36 2000-ben az oktatási szektorban dolgozott a foglalkoztatottak 8,4, 2001-ben 8,1, 2002-ben 8,2, 2003-ban 8,4, 2004-ben 8,5, 2005-ben 8,3 százaléka. A ni foglalkoztatottaknak pedig 2000-ben 14,4, 2001-ben 13,9, 2002-ben 14,1, 2003-ban 14,3, 2004-ben 14,6, 2005-ben 14 százaléka. (Forrás: KSH Munkaer-felvételek adatai.) 37 2005-ben 36,5 százaléka. (Forrás: KSH Munkaer-felvételek adatai.) 38 Lásd errl például: HorváthKörnyei (2003). 39 Lásd például: Rivkin és szerztársai (2000), Darling-Hammod (1999).

Átlagkeresetek, relatív keresetek
Az 6.1. ábrán a közoktatásban dolgozók átlagkeresetét a nemzetgazdasági átlagkeresetek arányában követhetjük 1992 és 2004 között. Az elmúlt években ­ a közalkalmazotti béremelés következményeként ­ jelentsen változott a közoktatásban dolgozók és ezen belül a tanárok relatív kereseti helyzete. A közoktatásban dolgozók átlagkeresete 1992-ben a nemzetgazdasági átlagkeresettl 8 százalékkal maradt el. Az alapfokú oktatásban dolgozók átlagkeresete 15 százalékkal volt kisebb a nemzetgazdasági átlagnál, a középfokú oktatásban dolgozók keresete viszont 15 százalékkal magasabb volt. 1992 és 1996 között a közoktatás egészének relatív kereseti pozíciója 10 százalékponttal romlott. A középfokú oktatásban dolgozóké 21 százalékponttal, az

88

a közoktatásban foglalkoztatottak keresetének...

alapfokú oktatásban dolgozóké 7 százalékponttal. Az ezt követ egy-egy évben ­ így 1997-ben, 1999-ben ­ egy-két százalékponttal javult az oktatásban dolgozók relatív kereseti helyzete, majd 2001-ben a legalacsonyabb szintet érte el, a nemzetgazdasági átlagos keresetek 80 százaléka alá süllyedt. A 2002. évi alapbéremelés hatására 2003-ban a közoktatásban dolgozók átlagkeresete a nemzetgazdasági átlag fölé emelkedett, a közoktatás egészében 8, ezen belül az alapfokú oktatásban 5, a középfokú oktatásban pedig csaknem 30 százalékkal voltak magasabbak az átlagkeresetek a nemzetgazdasági átlagnál. 2004-re ez az elny már mérsékldött, a középfokú oktatásban dolgozók relatív kereseti helyzete nagyjából az 1989-es szintnek megfelelen alakult, az alapfokú oktatásban dolgozók relatív kereseti helyzete viszont kedvezbb lett, mint 1989 óta bármikor.
6.1. ábra: A közoktatásban foglalkoztatottak keresete a nemzetgazdasági átlag arányában, 1989­2004 (százalék)
Alapfokú oktatás 130 120 110 Százalék 100 90 80 70 Középfokú oktatás Közoktatás együtt

1990

1995

2000

2005

Forrás: Az ÁFSZ bértarifa-felvételek adatai felhasználásával számított adatok.

Az 6.1. táblázat a közoktatásban dolgozók, valamint a nemzetgazdasági átlagos reálkeresetek változását mutatja be. 2000 és 2002 között ­ elssorban a közalkalmazotti béremelés következményeként ­ jelentsen, több mint 64 százalékkal ntt a közoktatásban dolgozók reálkeresete, ez valamivel elmarad a közszféra átlagos reálbér-növekedésétl, de jóval nagyobb, mint a versenyszférában ugyanebben az idszakban megfigyelhet reálbér-emelkedés. Érdemes megjegyezni, hogy a közoktatásban a közalkalmazotti béremelést megelzen, 2000 és 2002 között is már csaknem 25 százalékkal növekedtek a reálkeresetek, míg ugyanebben az idszakban a versenyszféra reálbér-növekedése csak 7,5 százalékos volt.

89

közelkép 6.1. táblázat: A közoktatásban, a közszférában és a versenyszférában alkalmazottak átlagos reálkeresete, 2000­2004 (ezer forint, 2000. évi forintban) Év 2000 2001 2002 2003 2004 Változás 2000 és 2004 között (százalék)
Forrás: ÁFSZ bértarifa-felvételei.

Közoktatás 72,9 75,4 91,0 122,3 119,8 +64,3

Közszféra 74,2 80,3 85,9 115,9 123,6 +66,5

Versenyszféra 94,7 97,2 101,8 100,9 104,7 +10,5

A közoktatásban foglalkoztatottak összetétele jelentsen különbözik a versenyszférában és a nemzetgazdaság egészében foglalkoztatottak összetételétl a nem, az iskolázottság és az életkor szerint. A közoktatásban a nemzetgazdasági átlagnál jóval nagyobb a nk aránya a foglalkoztatottak között, az itt foglalkoztatottak jóval iskolázottabbak, és átlagos életkoruk is magasabb, mint a nemzetgazdaság egészében. Az átlagkeresetek változásának egyszer összehasonlítása ezeket a különbségeket elfedi. A 6.2. táblázat a közoktatásban dolgozók összetételét mutatja nem, kor és végzettségi kategóriák szerint, négy végzettségi kategóriában: érettséginél alacsonyabb, érettségizett, fiskolai, valamint egyetemi végzettség, illetve a közoktatásban pedagógus-munkakörben foglalkoztatottak arányát. A 6.3. táblázat pedig a közoktatásban pedagógus-munkakörben foglalkoztatottak átlagos életkorát és nem és iskolai végzettség szerinti megoszlását.
6.2. táblázat: A közoktatásban foglalkoztatottak átlagos életkora és megoszlása nem és iskolai végzettség szerint, 1998­2004 Megnevezés Nem N (százalék) Átlagos életkor (év) Iskola végzettség (százalék) Legfeljebb 11 osztály Érettségi Fiskola Egyetem Együtt Pedagógus-munkakörben foglalkoztatottak aránya (százalék) 1998 75,1 41,4 24,8 19,1 42,2 13,9 100,0 58,3 2001 77,9 43,1 23,3 11,9 53,0 11,8 100,0 59,3 2002 80,8 43,7 23,1 11,6 53,5 11,8 100,0 59,4 2003 81,2 44,9 23,1 11,6 52,5 12,8 100,0 59,5 2004 80,5 44,4 22,4 11,9 53,1 12,6 100,0 59,8

Forrás: ÁFSZ bértarifa felvételei.

90

a közoktatásban foglalkoztatottak keresetének... 6.3. táblázat: A közoktatásban pedagógus-munkakörben foglalkoztatottak átlagos életkora és megoszlása nem és iskolai végzettség szerint, 1998­2004 Megnevezés Nem N (százalék) Átlagos életkor (év) Iskola végzettség (százalék) Felsfokúnál kevesebb Fiskola Egyetem Együtt 1998 79,7 39,6 5,2 74,9 15,4 100,0 2001 81,9 41,3 6,0 77,3 16,7 100,0 2002 82,0 41,9 4,8 78,2 17,0 100,0 2003 82,3 42,9 4,0 77,2 18,8 100,0 2004 80,8 42,6 4,9 77,0 18,1 100,0

Forrás: ÁFSZ bértarifa-felvételei.

A 6.2. ábrán e négy iskolázottsági kategóriára olvasható le a közoktatásban foglalkoztatottak relatív kereseti helyzetének alakulása 1998 és 2004 között a gyakorlati id és a nem rögzítése mellett, vagyis az ábrán azt látjuk, hogy a közoktatásban dolgozók keresete hogyan viszonyul a hozzájuk hasonló (az azonos nem és gyakorlati idej) alkalmazottak nemzetgazdasági átlagos kereseteihez.
6.2. ábra: A közoktatásban foglalkoztatottak relatív keresete a gyakorlati id és nem rögzítése mellett, iskolázottsági kategóriánként, 1998­2004 (nemzetgazdasági átlag = 1)
Érettséginél alacsonyabb 1,0 Érettségi Fiskola Egyetem 1,0

0,8

0,8

0,6

0,6

0,4

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

1998

1999

2000

2001

2002

2003

2004

0,4

Forrás: Az ÁFSZ bértarifa-felvételek adatai felhasználásával számított adatok.

Az ábrákról látjuk, hogy az érettséginél alacsonyabb iskolázottságúak relatív keresete a közalkalmazotti béremelést megelzen is a legkedvezbb volt a közoktatásban foglalkoztatott csoportokon belül, a közalkalmazotti béremelést követen pedig a közoktatásban foglalkoztatott, alacsony iskolázottságúak keresete már valamivel meg is haladja az azonos nem és gyakorlati idej foglalkoztatottak nemzetgazdasági keresetét. Az ábráról látjuk, hogy a közalkalmazotti béremelést megelzen 1998 és 2002 között, minél magasabb iskolázottsági kategóriához tartozott valaki, annál kisebb hányadát kereste

91

közelkép

annak, mint a hozzá hasonlóak a nemzetgazdaságban átlagosan. A közalkalmazotti béremelést követen viszont fiskolai végzettségek relatív kereseti helyzete javult ­ az alacsony iskolázottságúak mellett ­ a legjobban. A közoktatásban dolgozó, egyetemi végzettségek számára a legnagyobb a közalkalmazotti béremelést követen is a lemaradás, ahhoz képest, mint amit a hasonló tulajdonságú foglalkoztatottak keresnek a nemzetgazdaságban átlagosan. A közoktatásban foglalkoztatottak nagyjából 60 százaléka dolgozik pedagógus-munkakörben, közülük kevesebb mint 20 százalék egyetemi végzettség, több mint háromnegyedüknek pedig fiskolai végzettsége van (6.3. táblázat), vagyis a közalkalmazotti béremelést követen a pedagógus-munkakörben foglalkoztatottak többségének javult a legjobban a relatív helyzete a szakágazatban foglalkoztatottak közül.
6.3. ábra: A felsfokú végzettségek nemzetgazdasági átlagos keresete a közoktatásban, a pedagógus-munkakörben foglalkoztatottak keresetének arányában, gyakorlati id szerint,1989, 2001, 2004 (százalék)
1989 250 2001 2004

220

190

160

130

100

0

10

20

30

40

Forrás: Az ÁFSZ bértarifa-felvételek adatai felhasználásával számított adatok.

A 6.3. ábra a felsfokú végzettségek nemzetgazdasági átlagos keresetét veti össze a szakképzett pedagógusok keresetével, tapasztalati id szerint 1989-ben és 2001-ben és 2004-ben. A pedagógusok relatív kereseti helyzetének alakulását a gyakorlati id függvényében is érdemes megvizsgálni, mivel a gazdasági átmenet során a nemzetgazdaság egészében emelkedett az iskolázottság relatív értéke, a felsfokú végzettségek kereseti elnye jelentsen ntt, de a hozamnövekedés nem volt egyforma a különböz korosztályok számára. 1992-tl, majd 1995-tl még nagyobb mértékben a legfiatalabb, 0­5 év tapasztalati idej kohorsz hozamemelkedése volt a legnagyobb, de 1999-re a

92

a közoktatásban foglalkoztatottak keresetének...

6­10 év tapasztalattal rendelkezk hozamemelkedése is behozta a legfiatalabbakét (lásd például Köll, 2000a, Kézdi, 2004). Az iskolai végzettség hozamának emelkedését a munkaerpiaci tapasztalat hozamának csökkenése kísérte, különösen az idsebb korcsoportok esetében, a gyakorlati id hozama csak a fiatalabb korcsoportok esetében emelkedett. Vagyis a fiatal korosztályok, a rendszerváltozás után diplomát szerzettek iskolázottságának ntt a legjobban a hozama, és e korcsoportok esetében a munkaerpiaci tapasztalat hozama is növekedett. A pedagógusként dolgozók körében más volt a helyzet. A közalkalmazotti bérrendszer következményeként a pedagógusok alapilletménye az életkor elrehaladtával egyenletesen növekszik, hasonlóképpen teljes keresetük. A 6.3. ábráról látjuk, hogy 1989-ben, tehát a fiatal korosztályok iskolázottságának rendszerváltozást követ felértékeldése eltt, a felsfokú végzettségeknek az életkor elrehaladtával együtt növekedett kereseti elnyük a szakképzett pedagógusokkal szemben, vagy megfordítva a pedagógusként dolgozók kereseti hátránya az életkor elrehaladtával ntt. Az átmenet során változott a helyzet, 2001-ben már a legfiatalabb 2­10 év gyakorlati idej korcsoportokban az átlagos felsfokú végzettségek keresete 2,5 szerese volt az ugyanilyen gyakorlati idej szakképzett pedagógusok keresetének, az idsebb korcsoportokban, a szakképzett pedagógusok kereseti lemaradása pedig jóval kisebb volt, mint a fiatalabbaké. A 22 évnél hosszabb gyakorlati idej szakképzett pedagógusok kereseti lemaradása pedig nem volt nagyobb, mint a rendszerváltozást megelzen. A pedagógusok kereseti lemaradásának ezek az életkorral összefügg sajátosságai az 1990-es évek közepétl mindvégig megfigyelhetk voltak. Az alapbéremelést követen kisebbek lettek a kereseti különbségek, de továbbra is az életpályájuk elején lév, a 10­15 év gyakorlati idej felsfokú végzettség foglalkoztatottak kereseti elnye maradt a legnagyobb az azonos gyakorlati idej pedagógusokkal szemben. Az idsebb, 20 évnél nagyobb gyakorlati idej pedagógusok relatív kereseti helyzete viszont kedvezbb lett a közalkalmazotti béremelés után, mint a rendszerváltozást megelzen volt. A 6.4. ábra nemek és a végzettség szintjét megkülönböztetve mutatja be a pedagógusok relatív helyzetét a gyakorlati id függvényében. Az ábrán látjuk, hogy a közalkalmazotti béremelés ­ bár javított a pályakezd és életpályájuk elején lév pedagógusok relatív kereseti helyzetén is ­ nem tudta eltüntetni a pedagógusok kereseti lemaradásának életkorhoz köthet sajátosságait. A béremelés után is a pályájuk elején járó, egyetemi végzettségek ­ közülük is elssorban a férfiak ­ veszítenek azzal a legtöbbet, ha a közoktatásban dolgoznak. A pályakezdk kereseti különbségei ugyan jelentsen csökkentek a pedagógusként dolgozó és a többi diplomás között, de az életpálya 10­12. évére a nem pedagógusként dolgozó egyetemi végzettség férfiak már kétszer annyit keresnek, mint az ugyanolyan végzettség pedagógusok, a nem pedagógusként dolgozó nk pedig másfélszer annyit. Az alapbéremelés a re-

93

közelkép

latív kereseti helyzet javulása szempontjából jóval kedvezbb volt a fiskolai végzettség pedagógusok, közülük is a nk számára. A fiskolai végzettség, 15­20 évnél nagyobb tapasztalati idej ni pedagógusok kereseti lemaradását pedig minimálisra csökkentette ­ a hosszabb szabadságot is figyelembe véve gyakorlatilag megszüntette. Az egységes alapbéremelés az egyetemi végzettség pályakezd pedagógusok közoktatásba vonzására és közoktatásban tartására ezért csak mérsékelt hatást gyakorolhat, jelentsen csökkentette viszont a fiskolai végzettség, hosszabb gyakorlati idej nk pályaelhagyási aspirációit. A pedagógusok statisztikai jellemzinek áttekintése is arra utal, hogy a relatív kereseti helyzet alakulása következtében nem ugyanolyan képesség/képzettség csoportok választották a tanári pályát, mint korábban. A következkben ezt tekintjük át.
6.4. ábra: A fiskolai végzettség foglalkoztatottak átlagos keresete a fiskolai végzettség szakképzett pedagógusok keresetének arányában, valamint az egyetemi végzettség foglalkoztatottak átlagos keresete az egyetemi végzettség szakképzett pedagógusok keresetének arányában, gyakorlati id szerint, nemenként, 2004 (százalék) Férfiak
250 Fiskola Egyetem

Nk
250

Százalék

200

200

150

150

Százalék

100

0

10

20

30

40

0

10

20

30

40

100

Gyakorlati id (év) Forrás: Az ÁFSZ bértarifa-felvételek adatai felhasználásával számított adatok.

A pedagógusok összetételének változása
1989 és 2005 között a pedagógusok nemek szerinti megoszlása tovább tolódott a nk javára. A nk aránya a szakképzett pedagógusok között 75 százalékról 83 százalékra ntt. Az alapfokú oktatásban 85,4 százalékról 88 százalékra, a középfokú oktatásban pedig 46,9 százalékról 63 százalékra. A nk arányának növekedése a pedagógusok között tehát fleg a középfokú oktatásban volt jelents. Mivel a középfokú oktatásban ebben az idszakban ntt a pedagógusok száma, részben a középfokú oktatás kiterjesztése következtében, a nemek

94

a közoktatásban foglalkoztatottak keresetének...

közti arányok további eltolódása azt mutatja, hogy a középiskolai tanári pálya egyre kevésbé vonzó a férfiak számára. A pályakezd, 29 év alatti pedagógusok között az átlagosnál is nagyobb a nk aránya, ami a pálya elniesedésének továbbfolytatódását vetíti elre. 2004-ben a 30 éves kor alatti pedagógusoknak már kevesebb mint egyharmada volt férfi a középfokú oktatási intézményekben, az alsó fokú intézményekben alig több mint 10 százalékuk.40 Ugyanebben az idszakban ntt a pedagógusok átlagos életkora is 38,1rl 42,6-ra. A közoktatásban elhelyezked pályakezd pedagógusok további fontos jellemzje, hogy középfokú oktatási intézményekben a legfiatalabb, frissen pályára lép pedagógusok között nagyobb a fiskolai végzettség pedagógusok aránya mint az egyetemi végzettségeké. Arányuk 2001 és 2004 között még tovább ntt. 2001-ben az általános képzést nyújtó középiskolákban a 25 évesnél fiatalabb pedagógusok 52 százaléknak volt fiskolai végzettsége, 2004-ben 71 százalékuknak. A 25­29 éves pedagógusok közül 2001ben 47 százaléknak, 2004-ben 45 százaléknak volt fiskolai diplomája. Az arányok hasonlóan változtak a szakmai képzést nyújtó középiskolákban is. 2001 és 2004 között a 25 évesnél fiatalabb pedagógusok között 58 százalékról 70-százalékra ntt a fiskolai végzettség pedagógusok aránya, a 25­29 évesek között kis mértékben, 57-rl 61 százalékra ntt. A fiatal pedagógusok egy része valószínleg késbbi életpályája során megszerzi a középiskolai tanári végzettséget. A képzettség szintjének változása egyrészt arra utal, hogy a tanári pálya az alapbéremelést követen is kevéssé vonzó az egyetemi végzettség pályakezdk számára, másrészt arra, hogy az intézmények az alapbéremelés költségvetési hatásait az alacsonyabb képzettség és bérbesorolású pedagógusok felvételének segítségével próbálják meg enyhíteni.

A pedagóguspálya választásának meghatározói
Magyarországon a tanárok relatív kereseti helyzetének romlása a felsoktatási expanzióval egyidejleg ment végbe. A felsoktatásban jelentkezettek és a felsoktatásban tanulók száma jelentsen ntt az elmúlt évtizedben. Az alternatív továbbtanulási lehetségek bvülése, a tanárok relatív kereseti helyzetének romlásával együtt hatással lehetett a pedagóguspályát választók összetételére. A tanárok összetételének bemutatott változása arra utal, hogy kedveztlen szelekciós folyamatok indultak el a közoktatásban. A következkben a szelekciós folyamatokat a pedagóguspályára vezet út két pontján vizsgáljuk két adatbázis felhasználásával.41 Az els lehetséges szelekciós pont a pedagógusszakokra jelentkezés. A vizsgált kérdés pedig az, hogy van-e különbség a pedagógusszakokra és egyéb szakokra jelentkezk képességeiben, munkaerpiaci várakozásaiban és ezek hogyan hatnak a pedagógusszakokra jelentkezés valószínségére. A második szelekciós pont a pedagógusszakon végzettek tanári pálya választása. A vizsgált kérdés, hogy miként hatnak a fiatal diplomások képességei, alternatív

40 Az ÁFSZ bértarifa-felvételei adatai segítségével számított adatok. 41 A pedagógusszakokra jelentkezés valószínségének vizsgálatához egy, 2000-ben az érettségiz körében lezajlott adatfelvétel adatait használtam. Az adatfelvétel az érettségizk szociális helyzete, tanulmányi elmenetele, továbbtanulási tervei mellett munkaerpiaci várakozásaikról gyjtött adatokat. Az adatfelvétel részletes leírását lásd: Varga (2001). A pedagóguspályára lépés valószínségét leíró modell a Fiatal diplomások életpálya-vizsgálata (Fidév) adatfelvétel 2004-ben lezajlott, követéses adatfelvételenek adatait használta fel, amely a felsoktatásban 1998ban és 1999-ben nappali tagozaton végzett fiatal diplomások munkaerpiaci helyzetét mérte fel 5, illetve 6 évvel a végzést követen. A válaszadókról rendelkezésre álltak az 1 évvel a végzést követ munkaerpiaci helyzetüket vizsgáló adatfelvétel eredményei is.

95

közelkép

munkaerpiaci lehetségei annak valószínségére, hogy a fiatal diplomások 5, illetve 6 évvel a végzést követen tanárként dolgoznak-e. A tanári szakokra jelentkezés valószínségét leíró modell eredményeit a 6.4. táblázat foglalja össze. Az egyetemi szint pedagógusképzést és az egyéb egyetemi szint képzést választók között nincs szignifikáns különbség ,,képességeikben" (hozott pontszámukban), tehát az eredmények nem támasztják alá azt a feltételezést, hogy pedagógusképzettséget nyújtó egyetemi szakokat a rosszabb képességek választanák. A fiskolai szint pedagógusképzés valószínségét viszont növeli az, ha az érettségiznek kevesebb hozott pontja van (,,rosszabbak a képességei"). Ez az eredmény ­ a fiskolai szint pedagógusképzés esetében ­ megersíti, hogy az önszelekciós mechanizmusok révén a fiskolai szint pedagógusképzésbe a kevésé jó képesség tanulók jelentkeznek. Fiskolai szint pedagógusképzésre azok jelentkeznek, akiknek alacsonyabb a hozott pontszámuk, kisebb a felsoktatás miatt elmulasztott keresetük, kisebb az állásához jutásuk valószínsége érettségivel, és kisebb kereseti hozammal is beérik. Az egyetemi szint pedagógusképzés választását viszont a képességek nem befolyásolják, az ezekre a szakokra jelentkezk viszont kisebb kereseti hozam mellett is szeretnének továbbtanulni.
6.4. táblázat: A pedagógusképzés választásának meghatározói Megnevezés Férfi Pedagógusképzés fiskolai Pedagógusképzés egyetemi Életkeresetihozam-várakozás Pedagógusképzés fiskolai Pedagógusképzés egyetemi Állashoz jutás becsült valószínsége érettségivel Pedagógusképzés fiskolai Pedagógusképzés egyetemi Képességek (hozott pontszám) Pedagógusképzés fiskolai Pedagógusképzés egyetemi Marginális hatás (dy/dx) ­0,052 ­0,072 ­0,009 ­0,021 ­0,001 ­0,001* ­0,003 0,001*

Multinomiális logit becslés, robusztus standard hibával. Referenciakimenet: nem pedagógus képzést nyújtó egyetemi szakok választása. A modell további magyarázó változói: a középiskola típusa, az apa és anya iskolai végzettsége, a lakóhely településtípusa, az egy fre jutó családi jövedelem, jelentkezik költségtérítéses képzésre is. Megfigyelések száma: 1477, pszeudo R 2 : 0,2011. A csillaggal jelzetten kívül valamennyi 1 százalékon szignifikáns.

Az 6.5. táblázat a tanári pályára lépés valószínségét leíró modell legfontosabb eredményeit foglalja össze kétféle specifikációval (a modell részletes leírását a fejezet végén a 6. függelék tartalmazza). Az elsben ­ az annak valószínségét leíró modellben, hogy a pályakezd diplomás a végzést követ 5­6. évben tanárként dolgozik-e ­ magyarázó változóként szerepelt az, hogy a diplomás

96

a közoktatásban foglalkoztatottak keresetének...

a végzést követ 1. évben tanárként dolgozott-e. A második specifikációban ez nem szerepelt magyarázó változóként. Az eredmények azt mutatják, hogy annak valószínségére, hogy egy fiatal diplomás a végzést követ 5. illetve 6. évben tanárként dolgozik, szignifikáns hatása van az egyén képességeinek. A valószínsítheten rosszabb képesség az, ha kevésbé szelektív intézményben/szakon végzett pedagógus növeli annak valószínségét, hogy tanárként dolgozzon a 2. megfigyeléskor is. Nem volt ugyanakkor szignifikáns hatása a nem tanári és tanári állásban elérhet várható kereseti különbségnek, ha az 1. megfigyeléskori tanári állás valószínsége is szerepelt a magyarázó változók között. A 2. specifikáció esetében viszont ­ amelyben nem szerepelt magyarázó változóként az 1. megfigyeléskori tanári állás valószínségét leíró változó annak megállapítására, a hogy a várható kereseti különbség az 1. megfigyeléskori tanári állás valószínségének hatásán keresztül hat-e ­ a tanári­nem tanári pályán elérhet kereset különbségének szignifikáns hatása volt a 2. megfigyeléskori tanári állás valószínségére. Az eredmények tehát megersítették a feltételezést, hogy a nem tanárként­tanárként elérhet kereset különbsége szignifikáns hatással volt a 2. megfigyeléskori tanári státus valószínségére.
6.5. táblázat: A pedagóguspálya választásának meghatározói Megnevezés Diploma szakcsoportja Bölcsész Idegen nyelvi Ovo, tanító, Természettudományi Mszaki, informatikai Jogi, közgazdasági Képesség Felvételi arány Munkaid Anya tanár Exp[W(T = 0) ­ W(T = 1)] Prob (1): megfigyeléskor tanárként dolgozik 1. megfigyelés 2. megfigyelés marginális hatás (dy/dx) 0,0052 0,0795 0,0981 0,0439 0,0138 ­0,0222 0,2457** ­0,0003 * ­0,0213* ­0,0852 0,1321* 0,0629** 0,2012 0,3224* 0,0698** 0,0356 ­0,0316 * * 0,3876* ­0,0004* ­0,0251* ­0,1548** ­

Exp[W(T = 0) ­ W(T = 1)] az egyén számára a nem tanári és tanármunkakörben elérhet várható kereset különbsége. A modell részletes leírását a fejezet végén a 6. függelék tartalmazza. * Szignifikáns 1 százalékos szinten, **szignifikáns 5 százalékos szinten.

*** Összefoglalva, a tanári pályához vezet út két állomásának vizsgálata megersítette azt a feltételezést, hogy megfigyelhetk olyan önszelekciós mechanizmusok, amelyek révén a kevésbé jó képességek választják a (fiskolai

97

közelkép

szint) pedagógusképzést, majd melyek révén a kevésbé jó képességek választják a tanári pályát.

6. Függelék
A Fidév (Fiatal diplomások életpálya-vizsgálata) követéses mintájának felhasználásával azt vizsgáltam, hogy 5, illetve 6 évvel a végzést követen, a fiatal diplomások tanárként dolgoznak-e. A 2. megfigyeléskori tanári státus meghatározói a következképpen írhatók fel: (F6.1) ahol, Tt egy kétérték változó, amely azt mutatja, hogy az egyén a 2. megfigyeléskor tanári munkakörben dolgozik-e (igen = 1, nem = 0). Az egyik legfontosabb magyarázó változó az a kereseti különbség, amely a között a kereset között van, amelyet az egyén várhatna, ha nem tanárként dolgozna WtN, valamint a között a kereset között, amelyet tanári munkakörben várhat WtT. A T1 egy kétérték változó, amely azt mutatja hogy az egyén az els megfigyeléskor (végzés után 1 évvel) tanári munkakörben dolgozott-e (igen = 1, nem = 0). Az X vektor részben a fiatal diplomások végzettségét (egyetemi, fiskolai oklevéllel rendelkezik-e, diplomájának szakiránya, szerzett-e 2. diplomát), nemét, településének típusát írják le, valamint tartalmazzák munkaidejüket (havi munkaóráik száma). A rendelkezésre álló adatokból a képességeket csak durván tudjuk közelíteni. A képességek mérésére minden kérdezettre kiszámoltuk a felsoktatásba kerülésük évében az adott felsoktatási intézményben adott szakán felvettek arányát a jelentkezettekhez viszonyítva. Minél nagyobb a bekerülési arány, annál gyengébb képességekkel is be lehetett kerülni az adott évben az adott intézménybe, adott szakra. Minél kisebb az arány, annál inkább feltételezhetjük, hogy a kérdezett képességei jobbak, mivel ersebb szréssel is felvételt nyert a választott szakra. Az els megfigyeléskori tanári státust leíró változó nyilvánvalóan endogén, ezért az els megfigyeléskori tanári állás választásának valószínségét egy redukált formájú probit becslés segítségével becsültük, és az ennek segítségével elre jelzett értékeket használtuk az (F6.1) egyenletben T1 változóként. A nem tanárként és tanárként elérhet keresetek meghatározásához két kereseti egyenletet becsültünk, egyet a tanári állásban dolgozók, egyet pedig a nem tanári állásban dolgozók adatainak felhasználásával, és az ezekbl nyert elre jelzett béreket használtuk annak meghatározásához, hogy menynyit keresne az egyén tanárként, illetve nem tanárként. Természetesen tanári béreket csak azokra figyelhetünk meg, akik tanárként dolgoznak, nem tanári

98

a közoktatásban foglalkoztatottak keresetének...

béreket pedig csak azokra, akik nem tanárként dolgoznak. Mivel az egyének felteheten nem véletlenszeren választódnak ki tanárként és nem tanárként dolgozókra, ezért nem feltételezhetjük, hogy a tanárként dolgozók keresete torzítatlanul elre jelzi a nem tanárként dolgozók tanárként elérhet keresetét, illetve a nem tanárként dolgozók keresete torzítatlanul jelezné elre a tanárként dolgozók nem tanárként elérhet keresetét. A szelektivitás esetleges hatásának kiszrésére kétlépcss eljárást végeztünk. A szelekciós egyenlet, egy redukált formájú probit becslés (F6.2), amelyben az (F6.1) egyenletbl kihagytuk a kereseti különbség és az 1. megfigyeléskori tanári státus változóját, majd a becslési eredmény felhasználásával kiszámoltuk az inverz Mills-arányokat (l), amelyeket szelekciós korrekciós változóként bevontunk az (F6.2) és az (F6.3) béregyenletekbe. (F6.2) (F6.3) (F6.4) Az X vektor tartalmazza a szülk foglalkozására vonatkozó változókat (tanárként dolgozott-e az apa, valamint tanárként dolgozott-e a kérdezett anyja). Ezek a változók hatással lehetnek a tanári foglalkozás választására (a kérdezett jobban ismeri a tanári pályát, és ezért inkább vagy kevésbé kíván tanárként dolgozni), de nincs ok feltételezni, hogy hatnának a keresetekre. X' tartalmaz néhány változót, amelyek nem szerepelnek a szelekciós egyenletben, de a kereseteket befolyásolhatják: a gyakorlati id és ennek négyzete, valamint, hogy a kérdezettnek van-e állandó, meghatározatlan idej munkaszerzdése. Annak vizsgálatára, hogy a várható kereseti különbség az 1. megfigyeléskori tanári állás valószínségének hatásán keresztül hat-e, a becslést megismételtük az 1. megfigyeléskori tanári állás valószínségét leíró változó kihagyásával.

99

közelkép

7. ,,NI MUNKA" ÉS NEMEK SZERINTI KERESETI KÜLÖNBSÉGEK A KÉS SZOCIALIZMUSTÓL NAPJAINKIG Csillag Márton
A volt szocialista országokban a nk és férfiak közötti bérkülönbség annak ellenére öltött hasonló mértéket a nyugati országokhoz, hogy a nk és férfiak jogainak egyenlsége megjelent a szocialista állam alkotmányában, s a nk emancipációja a rendszer ideológiájában is fontos szerepet kapott. Ezzel párhuzamosan a két nem foglalkozások szerinti összetételében még élesebb különbségek mutatkoztak a szocialista országokban, mint Nyugaton. A szocialista rendszerben hivatalos törekvés volt arra, hogy a nk a ,,számukra alkalmas" foglalkozásokban álljanak munkába. Mivel azonban a szellemi munka a fizikai munkához képest kevésbé értékesnek számított, s ez a sorrend a központilag alakított bértarifarendszerben is megjelent, a tipikusan nknek fenntartott állásokat alacsony kereset jellemezte. Vagyis a nemek közötti bérkülönbségek jórészt a foglalkozási szegregációban testet öltött diszkriminációnak volt betudható [errl részletesebben lásd például McAuley (1981)]. Ebben a fejezetben elször azt vizsgáljuk, hogy miként alakult a nemek közötti foglalkozások elkülönülése a kés szocializmustól napjainkig, majd hogy hogyan változott a ,,ni munka" értéke; végül pedig hogy miként hatott ez a két tényez a nemek közötti bérkülönbségek alakulására. A bértarifa-felvételek adatbázisára épül elemzést a vállalati szektorra, azon belül is közepes és nagyvállalatok körére korlátozzuk, s két idszakot külön veszünk szemügyre: a gazdasági átmenet korai szakaszát (1986­1993), majd az 1995tl 2002-ig terjed idszakot.42 A foglalkozások nemek szerinti összetétele és a foglalkozások bérhozamai közötti kapcsolat vizsgálata reprezentatív adatbázis alapján nem csupán azért hasznos, mert így képet kaphatunk arról, hogy miként hatnak még ma is a szocialista rendszertl öröklött minták. Ezenfelül feltérképezhetjük azt is, hogy a nk relatív béreinek emelkedése csupán a szocialista rendszer összeomlását követ ­ a piacgazdaságba való átmenetbl következ ­ a munkaer-kereslet foglalkozások szerint szerkezetének átrendezdésének tudható-e be, s ennyiben egyszeri jelenség-e. Az is figyelmet érdemel, hogy elindult-e a nk beáramlása a korábban ,,férfiasnak" tekintett foglalkozásokba, és ezáltal

42 A költségvetési szektort azért hagyjuk ki az elemzésbl, mivel ott továbbra is a központilag megállapított bértáblák határozzák meg a kereseteket, míg a vállalati szektor alapján megvizsgálhatjuk, hogyan hatott a bérmeghatározás liberalizálása a nemek közötti bérkülönbségek alakulására. A vállalati méret szerint azért korlátozzuk az elemzést, mert ki szeretnénk szrni a nemek (és foglalkozások) közötti bérkülönbségekbl annak a hatását, hogy a nk és férfiak különböz típusú vállalatokban dolgoznak. Erre csak akkor van mód, ha egy adott vállalatból legalább két dolgozó kerül a mintánkba, amit a 100 fs alsó mérethatár bevezetésével tudtunk elérni. Végül a két fenti idszakot külön elemezzük, mivel 1994-ben alapveten megváltozott a foglakozások osztályozásának rendszere, s ezek harmonizálására nem volt módunk.

100

,,ni munka" és nemek szerinti kereseti különbségek...

történt-e olyan elrelépés a nemek közötti egyenlség felé, amelynek hosszabb távú hatása lesz. Végül ez a vizsgálódás arra is alkalmas, hogy felmérjük, az államnak esetleg mi ellen indokolt fellépnie: a közvetlen bérdiszkrimináció ­ vagyis egy adott munkahelyen azonos foglalkozásban dolgozó nk és férfiak közötti bérkülönbség ­ ellen, vagy inkább a bizonyos munkakörökbe történ felvétel és elreléptetés során megnyilvánuló diszkrimináció ellen.

Magyarázatok és módszerek
Mivel célunk nemcsak a nk és férfiak foglalkozások közötti megoszlásából fakadó nemek közötti bérkülönbségek dokumentálása, hanem annak megállapítása is, hogy ezek a különbségek munkaerpiaci diszkriminációnak tudhatók-e be, röviden áttekintjük a foglalkozási megoszlás és s bérek kapcsolatának három alapvet elméleti magyarázatát, hogy ezek segítsenek a statisztikai eredmények értelmezésében. A nemek közötti foglalkozási megoszlásbeli különbségek legelterjedtebb magyarázata a az úgynevezett kiszorítási elmélet (crowding), amely szerint a munkaadók a nket bizonyos foglalkozások betöltésére alkalmatlannak tekintik, s így a fennmaradó foglalkozásokban túlkínálat alakul ki a munkaerpiacon, ami e foglalkozásokban lefelé nyomja a relatív béreket. Magyarán ezen elmélet legegyszerbb változata szerint mind a nemek foglalkozások közötti elkülönülése és a ,,ni munkakörök" alacsony bérezése a munkáltatók diszkriminatív magatartásának tudható be. A második magyarázat a nemek eltér preferenciáira és a kiegyenlít bérkülönbségek elméletére épít. E szerint a nk tipikusan bizonyos, a munkaadók számára pluszköltség árán biztosítható (például kevésbé kötött munkaid) munkafeltételeket részesítik elnyben, s így a nk által betöltött foglalkozásokban alacsonyabbak a bérek. Harmadszor, lehetséges, hogy a munkavállalók nem véletlenszeren oszlanak el a foglalkozások között képességeik alapján. Ha a tipikus férfifoglalkozások magasabb képességeket követelnek meg, akkor a ,,ni munka" roszszabbul fizettet lesz. Annak megállapítása, hogy melyik magyarázattípus fogadható el, a közpolitika szempontjából lényeges: ha a munkavállalók képességeinek és preferenciáinak különbségei magyarázzák a fenti nemek közötti különbségeket, akkor nem beszélhetünk jelenbeli munkaerpiaci diszkriminációról, s így az állami beavatkozása nem indokolt a munkaerpiacon. A foglalkozások nemek szerinti összetétele és bérhozama közötti kapcsolatot magyarázó elméletek arra is felhívják a figyelmet, hogy ha azt szeretnénk empirikusan ellenrizni, hogy a ni munka ,,alulértékelt-e", szembe kell néznünk a kihagyott változók problémájával. Ha akár a különböz foglalkozások tipikus munkafeltételeit, akár egy adott foglalkozásban dolgozók képességeit nem tudjuk jól mérni, s a ,,ni munkák" szisztematikusan különböznek

101

közelkép

a többi foglalkozástól e tekintetben, akkor a foglalkozások nemek szerinti összetétele és a bérhozamok közötti kapcsolatot torzítottan mérjük. A mérés során kétlépcss eljárást használunk, amely során azt vizsgáljuk meg, hogy két, eltér foglalkozású, de egyébkent összehasonlítható dolgozó keresetében mutatkozó különbséget mennyiben határozza meg az, hogy egyik ,,nies", másik pedig ,,férfias" munkát végez. (A becslési eljárás részleteirl lásd a 7. függelék 1. részét.) A fenti eljárás alapján a n­férfi bérkülönbségek két elemét vizsgáljuk meg. Elssorban arra fordítunk figyelmet, hogy férfiak és a nk foglalkozási öszszetételében mutatkozó eltérések milyen mértékben magyarázzák meg a kereseti különbségeket. Ez a foglalkozási szegregáción keresztül érvényesül diszkrimináció hatását méri. Másodsorban a kiigazított bérkülönbséget veszszük szemügyre, azt a bérkülönbséget, amely a megfigyelhet jegyek kiszrése után fennmarad, s amely a bérdiszkrimináció legegyszerbb mérszáma. A bérkülönbségek e két elemét minden egyes évre kiszámítjuk, illetve azt is, hogy miként járultak hozzá a bérkülönbségek változásához az 1986­1993 és az 1995­2002 közötti idszakban. (A bérkülönbségek tényezkre bontásáról lásd a 7. függelék 2. részét.)

,,Ni munka" és bérek a kés szocializmusban
A korábbi, a nk helyzetével foglalkozó munkákkal összhangban elmondható, hogy Magyarországon is a nyugati országokban tapasztaltnál magasabb szint volt a nemek foglalkozások közötti szegregációja.43 Ugyanakkor egy foglalkozás nemek szerinti összetétele és a bérezés között mind statisztikai, mind közgazdasági értelemben szignifikáns negatív kapcsolat állt fenn. Ez azt jelentette, hogy egy tipikusan ,,ni" foglalkozásban dolgozó egyén nagyjából 8 százalékkal keresett kevesebbet, mint ha valamilyen ,,férfi" munkát végzett volna. Így a kés szocializmusban a n­férfi kereseti különbségeknek mintegy negyede a nk foglalkozási elkülönülésének tudható be. Ugyanakkor egy adott vállalatban dolgozó n átlagosan 18 százalékkal keresett kevesebbet, mint hasonló korú, iskolai végzettség és foglalkozású férfi munkatársa.

A gazdasági átmenet korai szakasza: a ,,ni munka" átértékeldése
43 A nyolcvanas évek végi Egyesült Államokbeli adatok alapján Blau és szerztársai (1998) 0,53 disszimilaritási indexet közölt; ez a magyar eredményeknél alacsonyabbak, annak ellenére, hogy k több mint 400 foglalkozást különböztettek meg. Jurajda (2003) a cseh és szlovák, míg Ogloblin (1999) orosz adatokat elemezve jut a miénkhez hasonló eredményre.

A nk relatív keresete közvetlenül a gazdasági átmenetet követen jelentsen emelkedett, s ezen javulás felerészben a ni munka felértékeldésének volt köszönhet. Pontosabban arról van szó, hogy 1993-ban bár a ni foglalkozásokban a keresetek valamelyest alacsonyabbak voltak, mint a férfifoglalkozásokban, ez a különbség nem szignifikáns. Itt arról van szó, hogy a szocializmus korszakában tipikusan nk által gyakorolt gazdasági-pénzügyi-ügyviteli szakmákban a relatív keresetek jelentsen megnttek, s önmagában ez a változás a nk relatív keresetét mintegy 6 százalékponttal megnövelte (7.1. táblázat).

102

,,ni munka" és nemek szerinti kereseti különbségek... 7.1. táblázat: Alapvet mutatók, 1986­2002 N­férfi bérhányados 0,738 0,833 0,805 0,798 Nk aránya a mintában 0,401 0,431 0,438 0,408 N­férfi különbség a Foglalkozási disszink foglalkozásokon milaritási index belüli arányában 0,595 0,627 0,589 0,541 0,441 0,450 0,431 0,369

Év 1986 1993 1995 2002

Mindeközben a ni foglalkoztatottak aránya a vállalati szektorban emelkedett, s ez teljes mértékben a foglalkozási szerkezet átrendezdésének betudható, mivel a tipikusan férfi foglalkozások súlya csökkent, s a nk által gyakorolt szakmák teret nyertek (7.2. táblázat). Emellett a foglalkozási szegregáció szintén ntt, részben mivel a foglalkozási szerkezet-változás is a szegregáció felé mutatott, részben mivel a nk továbbra is kiszorulóban voltak a hagyományos férfifoglalkozásokból. A fent leírt jelenségek mind arra utalnak, hogy a nk relatív helyzetének javulása a korai átmenet korszakában a ,,férfi munka" iránti munkaer-kereslet különösen nagymérték esésének volt betudható, nem pedig annak, hogy a nk bizonyos foglalkozásokból történ kiszorítása mérsékldött volna.
7.2. táblázat: A foglalkoztatottak megoszlása foglalkozásuk nemek szerinti összetétele szerint (százalék) Nk Foglalkozás jellege Férfi többség Kiegyensúlyozott Ni többség Férfi többség Kiegyensúlyozott Ni többség 6,9 21,8 71,3 8,4 25,8 65,8 Férfiak 1986 61,7 24,2 14,1 1995 59,6 29,9 10,5 38,2 28,2 33,6 11,0 27,8 61,2 Együtt 39,6 23,2 37,2 Nk 5,4 16,5 78,1 Férfiak 1993 57,2 26,0 16,8 2002 58,8 29,4 11,9 40,0 28,8 31,2 Együtt 35,6 22,1 42,3

Megjegyzés: Azon foglalkozásokat tekintettük ,,férfi többségnek", amelyekben a nk aránya legfeljebb 25 százalék volt; a ,,kiegyensúlyozott" foglalkozásokban a nk aránya 25 és 55 százalék között volt; ahol a nk aránya 55 százalékot meghaladta, ,,ni többség" foglalkozásnak minsült.

A gazdasági átalakulás második szakasza
A kilencvenes évek második fele annak ellenére, hogy a nk relatív keresete stagnált, számottev pozitív változást hozott a nk és férfiak foglalkozások közötti elkülönülése tekintetében. Elször is a foglalkozások nemek szerinti elkülönülése csökkent, a nk beszivárogtak a korábban férfimunkának tekintett területekre. Ez részben annak tudható be, hogy a rendszerváltozás után a

103

közelkép

munkaerpiacra lép generációk körében alacsonyabb a nemek foglalkozások szerinti elkülönülése, ugyanakkor a szegregáció csökkenése általános jelenség is, végbe ment az egyes kohorszokon belül is (7.3. táblázat). Másodszor a foglalkozások elniesedésének negatív bérhozama is mérsékldött a kilencvenes évekbeli kés átmenet idszakában (7.4. táblázat). Mindkét folyamat hozzájárult ahhoz, hogy a nemek között a foglalkozási szerkezetben meglev különbségek egyre kisebb mértékben járulnak hozzá a nemek szerinti bérkülönbségek fennmaradásához.
7.3. táblázat: N­férfi különbség a nk foglalkozásokon belüli arányában kohorszonként, 1995 és 2002 Munkaerpiaci tapasztalat 0­10 11­20 21­30 31­40 2002 0,315 0,365 0,392 0,410 1995 0,419 0,447 0,446 0,415 1995-es kohorsz 2002-ben 0,353 0,383 0,410 0,386

Megjegyzés: A foglalkozások nemek szerinti összetételét az 1995-ös szinten rögzítettük, s így a táblázat a foglalkozási összetétel-változás ,,tiszta" hatását tükrözi.

7.4. táblázat: N­férfi bérkülönbség és foglalkozások elniesedésének bérhatása Év 1986 1993 1995 2002 Teljes bérkülönbség ­0,304 ­0,183 ­0,216 ­0,227 Kiigazított bérkülönbség ­0,205 ­0,182 ­0,138 ­0,147 Elniesedés bérhatása ­0,176 ­0,033 ­0,107 ­0,083 Foglalkozási összetételhatás ­0,078 ­0,015 ­0,046 ­0,030

Ni munka az ezredfordulón
Végül a 2002. évi ­ ez a bérdiszkriminációt tiltó törvény (Mt. 5. §) életbe lépése eltti utolsó év ­ adatok alapján vizsgáljuk meg tüzetesebben, hogy találunke a kiszorítási hipotézis érvényesülését alátámasztó jeleket. Ennek érdekében két ponton módosítjuk az elemzést. Elször is, a havi keresetekrl áttérünk órakeresetek elemzésére, ami módosíthatja eredményeinket, ha a havi keresetek és a foglalkozások elniesedése közötti negatív korreláció annak tudható be, hogy a ni foglalkozásokban tipikusan rövidebb a munkaid. Másodszor további foglalkozási jellemzket is bevonunk a regressziókba,44 hogy kiszrjük az ezekhez esetlegesen kapcsolódó kiegyenlít bérkülönbségek hatását. Ezt a finomabb, egyben megbízhatóbb eredményt szolgáltató elemzést a korábbi évekre a megfelel adatok hiányában nem tudtuk elvégezni. Az elemzés alapján elször is megállapíthatjuk, hogy a ledolgozott munkaórákban mutatkozó esetleges nemek közötti különbségek nem változtatnak eredményeinken: a havi keresetek alapján az elniesedés bérhozama ­0,083 (standard hiba: 0,069), míg az órakeresetek alapján ­0,082 (standard hiba:

44 A foglalkozások egyéb jellemzit a Munkaer-felmérés 2001. és 2002. évi hullámai alapján számítottuk. Az elemzésbe bevont jellemzk a következk voltak: a hetente átlagosan ledolgozott órák száma, a változó munkarendben dolgozók aránya, a több mszakban dolgozók aránya, az átlagosan elvégzett iskolai osztályok száma, a munkaerpiaci tapasztalat évei, a határozott idej munkaszerzdéssel dolgozók aránya.

104

,,ni munka" és nemek szerinti kereseti különbségek...

0,085).45 Ennél lényegesebb, hogy nem találtunk arra utaló jeleket, hogy a foglalkozások nemek szerinti szegregációja illetve, hogy a foglalkozások közötti bérkülönbségek a nkkel szemben megnyilvánuló munkaerpiaci diszkrimináció következménye lenne. Az eredmények azt mutatják, hogy a foglalkozások szerinti bérkülönbségeket alapjában véve a foglalkozások más megfigyelhet jellemzi határozzák meg, és nem a nemek szerinti összetétel: a foglalkozási jellemzk bevonása után az elniesedés bérhozama 0,027 (standard hiba: 0,056). Úgy tnik, hogy a ni foglalkozásokban a keresetek azért alacsonyabbak, mert ezekben alacsonyabb szakmai és vállalatspecifikus tudásra van szükség, illetve mert ott a munkaid rövidebb,46 és munkarend jobban változtatható. Elemzésünk arra mutat rá, hogy míg a kés szocializmusban a nemek foglalkozások szerinti összetételében mutatkozó különbségek jelents részben hozzájárultak a nemek szerinti bérkülönbségek fennmaradásához, addig a posztszocialista átalakulás után már kevésbé élesen különül el a ,,férfi" és ,,ni" munkák köre, s egy foglalkozás ,,elniesedése" nem jár alacsony bérekkel. Vagyis a mai Magyarországon a nk kereseti hátránya nem annak tudható be, hogy bizonyos foglalkozások számukra nem elérhetk, s az általuk betöltött munkakörök alul lennének értékelve. A nemek szerinti kereseti különbségek nagy részben abból következnek, hogy a nk azonos munkakörökben kevesebbet keresnek, mint férfi munkatársaik. Annak eldöntésére, hogy ez a munkáltatók diszkriminatív magatartásának, vagy a nk alacsonyabb termelékenységének következménye, további kutatásra van szükség.

7. Függelék 1. A becslési eljárás
Az egyes foglalkozások nemek szerinti összetétele és bérhozamuk közötti öszszefüggés modellezésére a következ kétlépcss eljárást használtuk. Az els lépésben egyéni kereseti függvényeket becsültünk: . Tehát egyéni kereseteket (pontosabban azok természetes alapú logaritmusát: wijk) a munkavállalók nemével (Nijk, n = 1, férfi = 0), más megfigyelhet egyéni ismérveivel (Xijk: az iskolai végzettség, a munkaerpiaci tapasztalat, valamint annak négyezet), vállalatával (Vk), foglalkozásával (Fj) magyarázzuk (vijk pedig az egyéni szint hibatag). Vagyis foglalkozásspecifikus dummyváltozók (Fj = 1 ha az egyén a j-edik foglakozásban dolgozik és Fj = 0 egyébként) segítségével megbecsüljük a foglalkozások közötti bérkülönbségeket (j). Az elemzés során a mindenkori háromjegy FEOR-besorolás módosított változatát használtuk, így az 1986­1993 közötti idszakra 125 foglalkozási kategóriát, míg az 1995­2002 közötti idszakra 120 kategóriát különböztettünk meg.

45 Ez annak tudható be, hogy mintánkban a nk havonta átlagosan csak 2 órával dolgoztak kevesebbet, mint a férfiak. 46 Az, hogy a mintánkban a nk ledolgozott munkaideje nem számotteven rövidebb, mint a férfiaké, annak ellenére, hogy a ,,nies foglakozásokban" az átlagos munkaid rövidebb, felteheten abból következik, hogy ez utóbbi mérszámot más mintából számítottuk.

105

közelkép

Ezután a második lépésben a foglakozások közötti bérkülönbségeket magyarázzuk a foglalkozás elniesedésével (pontosabban az adott foglalkozásban dolgozó nk arányával: NAj) és a foglalkozások más jellemzivel (Zj): vagyis ebben a lépésben azt becsüljük meg, hogy két, eltér foglalkozású, de egyébként összehasonlítható dolgozó keresetében mutatkozó különbséget mennyiben határozza meg az, hogy egyik ,,nies" másik pedig ,,férfias" munkát végez, s így a együttható egy foglakozás elniesedésének bérhatását méri.

2. A nemek szerinti kereseti különbségek felbontása
E kétlépcss eljárás segítségével egy adott év a n­férfi kereseti különbségét a következ módon bonthatjuk fel ( f és n indexekkel rendre a férfiakat és a nket jelölve): -- ---- -- ---- -- -- -- -- -- -- -- -- wf ­ wn = + (Xf ­ Xn) + (Vf ­ Vn) + (NAf ­ NAn) + (Zf ­ Z n). Az elemzés során a felbontás két tényezjét vizsgáljuk meg. Egyrészt az els elemet (), a kiigazított n­férfi bérkülönbséget vesszük szemügyre, azt a bérkülönbséget, amely a megfigyelhet jegyek kiszrése után fennmarad, s amely a bérdiszkrimináció legegyszerbb mérszáma. Másrészt a felbontás ---- -- ---- -- harmadik elemét, a foglalkozási összetételhatást: (NAf ­ NAn) . Ez azt mutatja meg, hogy mennyiben magyarázza a nemek szerinti kereseti különbséget az, hogy a nk nagyobb arányban dolgoznak ,,elniesedett" foglalkozásokban, mint a férfiak. Emellett azt is szemügyre vettük, hogy mennyiben magyarázza ezen két tényez változása a nemek szerinti bérkülönbségek változását az 1986­1993 közötti és az 1996­2002 közötti idszakban. Jelöljük t2-vel egy adott idszak végpontját, és t1-gyel az idszak kezdpontját, s az egyszerség kedvéért most Xijk vektort úgy értelmezzük, hogy az tartalmazza mind az egyéni jellemzket (a nemet leszámítva), mind vállalati hovatartozást jelöl változókat, s a foglalkozások elniesedésen kívüli jellemzit hagyjuk el az elemzésbl. Ekkor a következ módon írhatjuk fel a nemek szerinti bérkülönbségek változását:
-- -- -- -- t (wft 2 ­ wnt 2) ­ (wft1 ­ wnt1) = ( t 2 ­ t 2) + [(NAf 2 ­ NAn2) ­ (NAft1 ­ NAnt1)] t 2 + -- --t -- -- ---- ---- -- -- ----

+ (NAft1­ NAn1) (t 2 ­ t 2) + [(Xft 2 ­ Xnt 2) t 2 ­ (Xf t1 ­ Xnt1) t1 ] .

---- --

-- -- --t

--

--

--

--

Itt az els tényez jelöli a kiigazított bérkülönbség változását, a második a foglakozások szerinti összetétel-különbségek változásának hatását tükrözi. A harmadik tényez azt mutatja meg, hogy miként hatott az elniesedés bérhatásának változása a nemek szerinti bérkülönbségek változására, míg az utolsó tényez az összes többi változás hatását méri.

106

pályakezd diplomások keresetének alakulása...

8. PÁLYAKEZD DIPLOMÁSOK KERESETÉNEK ALAKULÁSA ­ AZ ISKOLÁZOTTSÁG, A KÉPZETTSÉG, VALAMINT A TÚLKÉPZÉSALULKÉPZÉS SZEREPE Galasi Péter
Magyarországon a pályakezd diplomások helyzete iránt a közelmúltban megntt az érdekldés. Ennek legfontosabb oka a felsfokú oktatás kibocsátásának az elmúlt évtizedben megfigyelhet folyamatos növekedése, ami nem vagy nem jelentsen emelked foglalkoztatási szint mellett felveti a felsoktatási kínálat hasznosulásának problémáját, a felsoktatásból kikerül fiatalok elsdlegesen a keresetben és a foglalkoztatási szintben megjelen munkaerpiaci helyzetének romlását. Noha az ezzel kapcsolatos aggodalmak (Polónyi­Timár, 2001) egyelre nem igazolódtak (Kertesi­Köll, 2005, Galasi­Varga, 2005), a folyamatosan a munkaerpiacra lép nagyszámú pályakezd diplomás elhelyezkedési nehézségeinek fokozódására már utalnak bizonyos jelek. Ennek érzékeltetésére többnyire a regisztrált pályakezd diplomás munkanélküliek számára és arányára szokás hivatkozni, ami valóban dinamikusan emelkedik.47 Ugyanakkor a fiatal diplomások (ILO/OECD) munkanélküliségi rátája Magyarországon igen alacsony (bár az idben valamelyest növekszik),48 és relatív kereseti pozíciójuk is kiemelkeden jó.49 Noha a fiatal diplomások munkaerpiaci helyzetérl vannak bizonyos információink, ezek többnyire keresztmetszeti mintákból származnak, ezért szinte semmit sem tudunk arról, hogy milyen a felsoktatásból kilép évjáratok munkaerpiaci mobilitása. A következkben a Fiatal diplomások életpálya-vizsgálata (Fidév) elnevezés kutatás adatai alapján kísérlünk meg néhány jellegzetességet azonosítani a pályakezdk kereseti mobilitására vonatkozóan. A kutatás két felsoktatásból kilépett kohorsz ­ 1. és a 2. idpont között lejátszódott ­ legfontosabb mobilitási folyamatait elemzi. Az els felvétel során az állami felsoktatás nappali tagozatán 1998-ban végzett fiatalok 1999 szeptemberében megfigyelt, a második alkalommal a felsoktatás nappali tagozatán 1999-ben végzett fiatalok 2000 szeptemberében megfigyelt munkaerpiaci helyzetét térképeztük fel.50 A 2004 áprilisában és májusában lezajlott harmadik felvétel a két kohorsz (1998-ban és 1999-ben végzettek) 2004 februárjában megfigyelt munkaerpiaci helyzetének, valamint az 1. és

47 Például 1998 és 2004 között a pályakezd regisztrált munkanélküliek között a diplomások aránya 4,4 százalékról 11,7 százalékra ntt (a Foglalkoztatási Hivatal adatai). 48 Az Eurostat adatai szerint 11 európai ország (Dánia, Finnország, Lengyelország, Magyarország, Nagy-Britannia, Németország, Norvégia, Olaszország, Spanyolország, Svédország, Szlovénia) közül 1998 és 2004 között a 15­39 éves diplomások magyarországi munkanélküliségi rátája minden évben a legalacsonyabb, kivéve 2004-et, amikor Nagy Britannia a magyarnál alacsonyabb értékkel szerepel. 49 A Foglalkoztatási Hivatal bérfelvétele szerint a 15­39 éves diplomás foglalkoztatottak relatív (százalékos) bérelnye a 15­39 éves középfokú végzettség foglalkoztatottakhoz képest 1998-ban 72 százalék, 2004-ben pedig már 86 százalék volt. 50 A korábbi felvételek eredményeit több publikációban foglaltuk össze: Galasi­Timár (1997), (1998), Galasi­Timár­Varga (2000), 2001, Galasi­Varga (2002), (2005), Galasi (2002a), (2002b), (2003a), (2003b).

107

közelkép

a 2. megfigyelési idpont közötti legfontosabb változások megismerését célozta meg.51 Eredményeink remélheten hasznosan egészítik ki a diplomások munkaerpiaci helyzetével foglalkozó irodalom megállapításait.52 A továbbiakban a keresetalakulás legfontosabb tényezit vesszük szemügyre, különös tekintettel a fiatal diplomások aktív életpályán megfigyelt, emberi tkébe történt beruházásaira. Az elemzés során a Fidév-felvételek egy szkített mintáját használjuk; azokat a fiatal diplomásokat vonjuk be az elemzésbe, akik az 1. és a 2. megfigyelés idpontjában is foglalkoztatottak voltak, továbbá rendelkeznek béradattal. E minta elemszáma lényegesen kisebb, mint a mindkét idpontban megfigyelt fiatal diplomásoké (N: 1582). Összetétele sem azonos a teljes mintáéval, ezért a használt mintát újrasúlyoztuk. Említettük, hogy az adott adatbázis ­ egyéb hasonló empirikus felvételek hiányában ­ egyedülálló információkkal szolgálhat a pályakezd diplomások munkaerpiaci helyzetének alakulásáról. Az adatbázis további elnye lehet, hogy empirikusan szemléletessé teheti a két megfigyelési idpont között lezajlott munkaerpiaci változásoknak a fiatal diplomások munkaerpiaci helyzetére gyakorolt hatását. Az 1. megfigyelés idpontjában a magyar munkaerpiacon ­ az irodalom tanúsága szerint (Galasi, 2004b, Kertesi­Köll, 2005) ­ a fiatal diplomások iránti erteljes kereslet volt megfigyelhet. A korábban lezajlott (s azóta is tartó) felsoktatási expanzió hatásai ekkor még nem voltak igazán érzékelhetk a fiatal diplomások gyorsan növekv kínálatában. Különösképpen erteljes volt a kereslet a mszaki (ezen belül az informatikai) és a közgazdaság egyetemi végzettségek iránt, aminek következtében az ilyen végzettség pályakezdk jelents bérnyereséget könyvelhettek el. A 2. megfigyelés idpontjára a felsoktatás kibocsátása rugalmasabbá vált, ugyanakkor a korábbi jelents keresletet vélheten kiváltó modernizációs változások is lelassultak, s ezért a fiatal diplomások relatív munkaerpiaci helyzete romolhatott, illetve bizonyos ­ korábban igen keresett ­ képzettségek iránti kereslet csökkenhetett, s ezáltal e szakképzettségek relatív piaci értéke is mérsékldhetett. A következkben a kereset, valamint az iskolázottság és a szakképzettség, továbbá a foglalkozás és iskolai végzettség illeszkedésének legfontosabb számszer összefüggéseit mutatjuk be ­ elször egyszer, táblázatos formában, majd többváltozós statisztikai elemzés segítségével.
51 A mindkét idpontban megfigyelt egyének mintájának elemszáma 3814 f. A minta reprezentatív a két végzs kohorszra, a reprezentativitást súlyozással biztosítottuk. 52 Kertesi­Köll (1995), (1997a), (1999), (2002), (2005), Kézdi (2002), Krösi (1998), (2000), (2002), Polónyi­Timár (2001).

Keresetalakulás, iskolai végzettség, szakképzettség és a foglalkozás/iskolai végzettség illeszkedése ­ a nyers adatok
A kereseteket az egyén munkavégz képességének munkaerpiaci értékét jelz mutatóként értékeljük. A keresetekre ható tényezk közül itt hármat veszünk szemügyre: az iskolai végzettséget, a szakképzettséget, valamint a túlképzést­alulképzést.

108

pályakezd diplomások keresetének alakulása...

A problémát egyszer kétdimenziós táblázatok segítségével elemezzük. Az eredmények értelmezéséhez két problémát kell megemlíteni. Elször, a két kohorsz nem azonos idpontban lépett a munkaerpiacra, és mindkét kohorsz esetében a végzés után a 15­16. hónapban figyeltük meg munkaerpiaci helyzetüket. A 2. megfigyelés ugyanakkor azonos naptári idpontra vonatkozott. Ezért célszer volna a két kohorsz kereseti mobilitásának elkülönített vizsgálata, hiszen a 2. megfigyelés idpontjában különbözött a potenciális munkaerpiaci életpályájuk hossza. Elemszámkorlátok miatt azonban a táblázatos elemzésben ezt a megkülönböztetést nem tudjuk megtenni, s ezért az adatok életpályahossz-torzítást tartalmazhatnak. Másodszor, a két megfigyelés között egyszeri és jelents (átlagosan 50 százalékos) közalkalmazotti béremelés zajlott le. Minthogy a fiatal diplomások jelents része közalkalmazott (a 2. megfigyelés idpontjában a minta közel fele dolgozott az állami szektorban), ezért a jövedelemváltozásban ennek az egyszeri béremelésnek a hatása erteljesen megjelenik. A szokásos eljárást, hogy tudniillik az elemzést az üzleti szektorra korlátozzuk, nem alkalmazhatjuk, hiszen ekkor az amúgy sem nagy minta csaknem felét elvesztenénk. Ezért e béremelés hatásait nem tudjuk elkülöníteni. Pályakezdink 1. és 2. megfigyeléskori átlagos keresetét, valamint a keresetek szórását a 8.1. táblázatban tanulmányozhatjuk. A táblázatos elemzésben a nettó (adózás utáni) havi kereset mutatóját használjuk. A két megfigyelés kereseteinek összevetése céljából az 1. megfigyeléskori keresetek 2003. évi árakra konvertáltuk, így ebben az értelemben reálkereset-változásokat elemezhetünk.
8.1. táblázat: Induló és utolsó kereset, Gini-mutató (N: 1582) Megnevezés Induló kereset 2003. évi árakon (ezer forint) Utolsó kereset (2004. január) (ezer forint) Gini-mutató Induló kereset 2003. évi árakon Utolsó kereset (2004. január) Átlag 68 120 0,287 0,256 Szórás 44,3 70,1 95 százalékos konfidenciaintervallum 65 117 70 123

Az átlagos kereset az 1. megfigyeléskor 68 ezer forint volt, a 2. megfigyeléskor már 120 ezer forint, ami igen jelents emelkedésnek tekinthet. A 8.1. táblázatban szerepl konfidenciaintervallumok is arról tanúskodnak, hogy a 2. megfigyeléskor az 1. megfigyeléshez képest a fiatal diplomások átlagosan lényegesen magasabb kereseteket realizáltak. A kereseti különbségeket jelz Gini-mutató emellett arra utal, hogy a jövedelemszóródás a két idpont között csökkent. Erre többféle magyarázatot kínálkozik. Például, ha a már említett egyszeri béremelés az alacsony kezd kereset egyéneket érintette inkább, akkor ez önmagában okozhatja a keresetszóródás csökkenését. Lehetséges, hogy

109

közelkép

egy, a munkaerpiaci keresletváltozással összefügg hatásról van szó. Ha az 1. megfigyelés idpontjában a pályakezd diplomások bizonyos csoportjai (mondjuk a közgazdasági és informatikai szakképzettségek) iránti kereslet nagyobb volt, mint a 2. megfigyelés idpontjában, akkor a csoportok kereseti elnye a második idpontra mérsékldhetett. Hasonlóképpen elképzelhet, hogy az 1. megfigyeléskor viszonylag alacsony keresettel rendelkezk a két megfigyelés között ­ mondjuk többlet iskolai végzettség formájában ­ beruháztak emberi tkéjükbe, s ezért relatív kereseti lemaradásuk a 2. idpontban kisebb lesz, mint amilyen az 1. idpontban volt. Az emelked kereset lehetségét természetesen nem minden munkavállaló tudta kihasználni, egyeseknél kisebb, másoknál nagyobb keresetnövekedés, illetve -csökkenés figyelhet meg. Ezt a problémát tanulmányozhatjuk a 8.2. táblázatban, amelyben a munkavállalók az 1. és a 2. megfigyelés idején elfoglalt relatív kereseti pozíciójának változását mutatjuk be kereseti kvintilisek segítségével. Az eredmények értelmezésekor érdemes utalni arra, hogy egyrészt a viszonylag kis elemszámú minta miatt a becslések pontatlanok lehetnek, másrészt a kimutatott mobilitás egy részét mérési hiba is okozhatja.
8.2. táblázat: Mobilitás (induló) kereseti kvintilisek szerint (százalék) (N: 1582) Induló idpont, kvintilisek 1. 2. 3. 4. 5. Együtt 1. 35,1 26,3 19,3 10,0 7,2 19,9 2. 29,0 30,3 21,0 16,3 9,3 21,5 Utolsó idpont, kvintilisek 3. 4. 15,3 25,9 29,6 20,3 9,5 20,5 10,0 10,9 19,4 35,7 23,2 19,5 5. 10,6 6,6 10,8 17,8 50,8 18,6 Együtt 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0 100,0

A két idpont között igen intenzív kereseti mobilitás ment végbe. A fátló adatainak tanúsága szerint munkavállalóink durván egyharmada maradt a 2. megfigyelés idpontjában ugyanabban a kvintilisben, mint amelyikben az 1. megfigyeléskor volt. Kivétel az 5. kvintilis, ahol ez az arány mintegy ötven százalék. Az 1. megfigyeléskor a legalsó kvintilisben elhelyezkedk mintegy kétharmadának javult a kereseti pozíciója a 2. megfigyelés idpontjára. A kereseti helyzetét az 1. idponthoz képest javítók aránya a 2., 3. és 4. (induló) kvintilis esetében 43, 30 és 18 százalék. Hasonlóképpen magas és (induló) kvintilisenként eltér a romló kereseti pozíciójú pályakezdk aránya. Az 1. megfigyeléskor a 2. kvintilisben lév munkavállalók negyede, a 3. kvintilisben elhelyezkedk 40 százaléka, a 4. és 5. kvintilisben helyet foglalók 46 és 49 százaléka került rosszabb helyzetbe a 2. megfigyelés idejére. Az iskolai végzettségnek a keresetre gyakorolt hatását a 8.3. táblázatban kíséreltük meg összefoglalni, amelyben iskolai végzettségenként megfigyelt kereseti átlagok, szórások és 95 százalékos konfidenciaintervallumok szere-

110

pályakezd diplomások keresetének alakulása...

pelnek. A táblázatban elsdlegesen azt tanulmányozhatjuk, hogy a pályakezdk felsfokú diplomái milyen hatással lehetnek a keresetükre. Különösen lényeges kérdés, hogy az 1. és a 2. megfigyelés között szerzett további felsfokú végzettségnek vannak-e keresetben kifejezhet érzékelhet hozamai. Az 1. megfigyeléskor munkavállalóink nagyobbik része fiskolát, kisebbik része egyetemet végzett, s az egyetemi végzettségek jelents kereseti elnyt könyvelhettek el. A 2. megfigyelés idpontjára a pályakezdk több mint a fele további felsfokú végzettséget szerzett: azaz 18, illetve 31 százalékuk továbbra is az 1. idpontban megfigyelt egyetemi, illetve fiskolai végzettséggel rendelkezik, a többieknek a 2. megfigyeléskor már két felsfokú végzettsége van. A 8.3. táblázat 2. megfigyeléskori kereseteket tartalmazó részében az els oszlop a megszerzett felsfokú végzettségek szintjét, valamint sorrendjét mutatja. Például a Fiskola és egyetem sor azoknak az egyéneknek a kereseteirl tartalmaz információt, akik elször fiskolai, másodszor egyetemi diplomát szereztek, az Egyetem és fiskola sor pedig azokét, akik elször egyetemet, majd fiskolát végeztek.
8.3. táblázat: A kereset és iskolai végzettség (ezer forint) Iskolai végzettség 1. megfigyelés Egyetemi Fiskolai Átlag 2. megfigyelés Egy egyetemi Egyetemi és afsz Egyetemi és fiskolai Két egyetemi Egyetemi és PhD Egy fiskolai Fiskolai és afsz Két fiskolai Fiskolai és egyetemi Átlag Átlag 78 62 68 140 143 111 130 118 115 102 111 112 120 Szórás 57,7 33,4 44,3 91,1 94,7 40,7 74,2 55,2 73,8 37,7 49,8 52,5 70,1 95 százalékos konfidenciaintervallum 73 60 65 130 113 102 118 95 109 91 105 105 117 82 64 70 151 174 119 143 142 122 112 117 119 123 N 565 1017 1582 282 38 85 134 22 483 48 267 205 1564 N (százalék) 35,7 64,3 100,0 18,0 2,4 5,5 8,6 1,4 30,9 3,1 17,1 13,1 100,0

Megjegyzés: utolsó kereset: 20-nál kisebb esetszámú cellák kihagyva, afsz = akkreditált felsfokú szakképzés.

Ha a keresetek átlagos összegét tekintjük, akkor a legmagasabb havi keresetet azok a pályakezdk érték el, akik az 1. idpontban megfigyelt egyetemi végzettség mellé akkreditált felsfokú szakképzésen szereztek diplomát, második helyen azok a pályakezdk állnak, akik a 2. idpontban is az 1. idpontban már meglév egyetemi végzettséggel rendelkeznek, végül a harmadik helyen a 2. megfigyeléskor már két egyetemi diplomát magukénak tudható pályakezdk állnak. Ha azonban figyelembe vesszük a kereseti átlagok pont-

111

közelkép

becslésének 95 százalékos konfidenciaintervallumait is, akkor e különbségek nem tnnek szignifikánsnak. Ekkor a pályakezdk e három csoportja esetében nem zárhatjuk ki, hogy átlagos kereseteik nem különböznek egymástól, st ugyanezt figyelhetjük meg az 1. megfigyeléskor egyetemi, majd PhD-fokozatot szerzettek esetében. Az egyetemi végzettséggel munkaerpiacra lépk utolsó csoportját azok a pályakezdk alkotják, akik e mellé a késbbiekben fiskolai diplomát szereztek. E csoport kereseti pozíciója igen kedveztlen, ha pusztán a kereseti átlag pontbecslését tekintjük, ha azonban a konfidenciaintervallumokat is figyelembe vesszük, csupán azt állíthatjuk, hogy keresetük csupán az 1. idpontban egyetemi végzettség mellé további diplomát nem szerzett pályakezdk kereseténél alacsonyabb, a többi felsorolt csoporthoz képest azonban nem keres szignifikánsan kevesebbet. A fiskolai végzettséggel a munkaerpiacra lépett pályakezdk átlagos keresetei többnyire nem különböznek jelentsen egymástól, függetlenül attól, hogy további diplomát szereztek, vagy sem, azonban többnyire alacsonyabb keresettel rendelkeznek, mint az egyetemi végzettséggel a munkaerpiacra lépett pályakezdk. Az elbbi megállapítást a konfidenciaintervallumok vizsgálata is alátámasztja, egyik csoport keresete sem mutat szignifikáns eltéréseket. Az utóbbit a konfidenciaintervallumok figyelembevételével árnyalnunk kell. Csak annyi állíthatunk, hogy a fiskolai végzettséggel a munkaerpiacra lépett pályakezdk ­ függetlenül attól, hogy szereztek-e további diplomát ­ szignifikánsan alacsonyabb keresetre tesznek szert, mint az 1. idpontban egyetemi diplomával rendelkez és a 2. idpontban további diplomát nem szerzett fiatalok. További szignifikáns különbségek is láthatók: két fiskolai diploma keresetben mért hozadéka alacsonyabb, mint két egyetemi diplomáé, továbbá egy fiskolai diploma plusz egy akkreditált felsfokú szakképzés ­ keresetben mérve ­ kevesebbet ér, mint egy egyetemi diploma plusz egy akkreditált felsfokú szakképzés, illetve mint két egyetemi diploma. Az eredmények azt sugallják, hogy a többlet iskolai végzettség (további diplomák megszerzése) nem feltétlenül, illetve nem minden esetben javítja az egyének kereseti pozícióját. Ezt a problémát ­ többváltozós módszerekkel ­ a késbbiekben részletesebben is szemügyre vesszük. Az iskolai végzettség és a kereset összefüggéséhez hasonló módon megvizsgáljuk a szakképzettség keresetre gyakorolt hatását is. Elemszámkorlátok miatt a szakképzettséget a tudományterülettel közelítjük. A legfontosabb információkat a 8.4. táblázatban foglaltuk össze. A 8.4. táblázat fels részében az 1. idpontban megfigyelt keresetek szerepelnek. A kereseti átlagokat tekintve, els helyen a társadalomtudományi, második helyen pedig a mszaki végzettségek állnak. A két csoport különbsége azonban nem szignifikáns, de mindkét csoport pályakezdi szignifikánsan többet keresnek, mint a többi végzettséggel rendelkezk. A társadalomtudo-

112

pályakezd diplomások keresetének alakulása...

mányi végzettségek többsége közgazdász/üzleti, kisebb részük jogi szakképzettséget szerzett, a mszaki végzettségek között szerepelnek az informatikusok. Az 1. megfigyelés idpontjában e két képzettség iránt igen erteljes kereslet mutatkozott, ami a számottev kereseti nyereségben is megjelent. A fentieken túlmenen az 1. idpontban az agrártudományi képzettségek érzékelheten magasabb keresetet realizáltak, mint akár a bölcsészettudományi, akár a természettudományi végzettségek.
8.4. táblázat: A kereset és a felsfokú végzettség tudományterületének változása Átlag Szórás 95 százalékos konfidenciaintervallum 61 48 77 38 51 83 45 65 112 91 122 100 138 82 91 84 112 134 84 113 108 107 120 116 117 70 52 85 63 61 99 55 70 137 112 141 133 166 100 128 91 137 163 123 165 134 130 143 197 123 N N (százalék) 12,3 29,3 23,3 1,6 8,0 19,6 6,0 100,0 6,3 15,9 16,3 5,2 10,8 2,8 1,9 9,5 5,0 8,0 1,5 1,5 4,0 5,5 4,0 1,7 100,0

Tudományterület 1. idpontbeli kereset (ezer forint) Agár Bölcsész Mszaki Mvészeti Egészségügyi Társadalomtudományi Természettudományi Átlag 2. idpontbeli kereset (ezer forint) Egy agár Egy bölcsész Egy mszaki Egy egészségtudományi Egy társadalomtudományi Egy természettudományi Két agrár Két bölcsész Két mszaki Két társadalomtudományi Társadalomtudományi és bölcsész Társadalomtudományi és mszaki Agár és társadalomtudományi Bölcsész és társadalomtudományi Mszaki és társadalomtudományi Egészség- és társadalomtudományi Átlag

66 50 81 50 56 91 50 68 125 101 132 117 152 91 110 88 125 149 104 139 121 118 131 156 120

31,3 23,0 41,5 32,8 28,5 68,0 23,8 44,3 59,7 81,0 70,7 69,4 87,3 27,5 47,1 21,1 51,9 77,9 46,0 59,8 49,4 50,5 44,2 97,6 70,1

194 464 368 25 126 310 96 1582 85 215 221 70 147 38 25 129 68 109 21 20 54 74 54 22 1352

Megjegyzés: utolsó kereset, 20-nál kisebb cellák kihagyva.

A táblázat alsó része a 2. idpontban megfigyelt kereseteket tartalmazza szakképzettségi csoportok szerinti bontásban. Ebben a táblázatban is megkülönböztetjük egymástól az 1. megfigyeléskor meglév és a két megfigyelés között szerzett újabb szakképzettségeket. Az iskolai végzettséget vizsgálva, láttuk, hogy a pályakezdk több mint a fele szerzett további diplomát. Ez a táblázat kisebb arányt mutat, aminek oka, hogy a nagyon kis elemszámú cellákat ki-

113

közelkép

53 A túlképzés/alulképzés többféleképpen mérhet. Itt a Kiker­Santos­Oliveira (1997) által kidolgozott eljárást alkalmazzuk. E szerint a munkahelyeket a foglalkozásokkal, a munkahely ellátásához éppen szükséges iskolai végzettséget pedig a foglalkozások modális iskolai végzettségével közelítjük. Megvizsgáljuk a foglalkozások modális iskolai végzettségét, s ezt ­ mint szükséges iskolai végzettséget ­ rendeljük az egyénekhez. Majd a megfigyelt és a szükséges iskolai végzettség segítségével megállapítjuk, hogy az egyén túl-/alulképzett-e és milyen mértékben (hány osztálynyi az alul-/túlképzés mértéke). A foglalkozások modális iskolai végzettségének elállításához a Foglalkozási Hivatal bértarifafelvételének adatait használjuk, a foglalkozást a háromjegy FEOR-kóddal közelítettük.

hagytuk az elemzésbl, a kihagyott esetek dönt többsége pedig a 2. megfigyeléskori két diplomákat tartalmazta. A 2. megfigyeléskor kétdiplomás pályakezdk jelents része a két idpont között társadalomtudományi szakképzettséget szerzett, közülük többen eredetileg agrár-, bölcsész- és mszaki diplomával léptek a munkaerpiacra. Emellett azoknak az aránya sem elhanyagolható, akik els bölcsészdiplomájuk mellé újabb bölcsészképzettséget szereztek. Ami az átlagkereseteket illeti, az els helyre azok a pályakezdk kerültek, akik egészségtudományi diplomájuk mellé társadalomtudományi diplomát szereztek, második helyen az egy társadalomtudományi diplomával rendelkezk kerültek ­ e csoport tagjai tehát a két idpont között nem tettek szert újabb felsfokú végzettségre. A harmadik helyen a két társadalomtudományi diplomával rendelkez, a negyediken és az ötödiken társadalomtudományi és mszaki szakképzettség pályakezdk szerepelnek ­ ez utóbbi két csoport esetében a kétféle végzettség megszerzésének a sorrendje különbözik ­, végül a hatodik helyen azok helyezkednek el, akik az els, mszaki diplomájuk mellé nem szereztek további felsfokú szakképzettséget. E hat csoport kereseteinek eltérései azonban nem szignifikánsak, nem zárható tehát ki, hogy kereseteik nem különböznek. A rangsorban az egy agrár-, valamint a két mszaki, majd az agrár- és társadalomtudományi diplomát szerzett pályakezdk következnek, azonban itt is azt látjuk, hogy kereseteik a rangsor els hat helyén álló csoport közül szignifikánsan csak az egy társadalomtudományi végzettséggel rendelkezk kereseténél alacsonyabb. A szakképzettségek számos ­ kereseti szempontból sikeres ­ kombinációja létezik, ráadásul a magas keresethez nem feltétlenül szükséges egynél több szakképzettség. Annyi azonban megállapítható, hogy leginkább a társadalomtudományi és a mszaki szakképzettségek, illetve ezek kombinációi vezetnek sikeres kereseti stratégiához. Végül a kereseteket még egy szempontból, a foglalkozás és az iskolai végzettség illeszkedése oldaláról is megvizsgáljuk. Az illeszkedési modellek abból a feltevésbl indulnak ki, hogy adott munkahely adott idpontban adott iskolai végzettséget követel. A munkáltatók azonban adott munkahelyekre eltér iskolai végzettség munkavállalókat is felvehetnek, ha adott bérajánlatok mellett nem találnak elegend megfelel iskolai végzettség munkavállalót. Ekkor a munkavállaló túlképzett (alulképzett) lesz, mert a munkája ellátásához szükségesnél magasabb (alacsonyabb) az iskolai végzettsége, s ez befolyásolja a keresetét (Chevalier, 2003, Rubb, 2000).53 Az eredmények értelmezéséhez célszer megjegyezni, hogy a túl-/alulképzés minden munkaerpiac mködésének normális kísérjelensége. Azt várjuk, hogy a pályakezdk körében magas lesz a túlképzettek aránya, mert k mindannyian életpályájuk elején vannak, amikor a foglalkozás és iskolai végzettség illeszkedésének természetes kísérjelensége lehet a túlképzettség. Továbbá a túlképzettek magas aránya jelezheti azt is, hogy a munkaerpiaci kereslet eltolódott a magasabb

114

pályakezd diplomások keresetének alakulása...

iskolai végzettség munkavállalók irányába, s ezért a munkáltatók a felvételnél elnyben részesítik az adott foglalkozásban korábban már alkalmazott munkavállalóknál magasabb iskolai végzettség munkavállalókat. Nézzük meg elször a minta túlképzettség/alulképzettség szerinti megoszlását! A legfontosabb eredményeket az 8.5. táblázatban foglaltuk össze.
8.5. táblázat: Az iskolai végzettség és a foglalkozás illeszkedése Megoszlás (százalék) 1. Iskolázottság mértéke Szükséges Túlképzett Alulképzett Együtt Az illeszkedés változása (1. megfigyelés ­ 2. megfigyelés) Szükséges ­ szükséges Szükséges ­ túlképzett Szükséges ­ alulképzett Túlképzett ­ szükséges Túlképzett ­ túlképzett Túlképzett ­ alulképzett Alulképzett ­ szükséges Alulképzett ­ túlképzett Alulképzett ­ alulképzett Együtt 47,6 42,7 9,7 100,0 megfigyeléskor 41,1 52,1 6,8 100,0 2.

A változás jellegének megoszlása (százalék) 27,4 17,9 2,3 9,8 30,8 2,1 3,9 3,4 2,4 100,0

Az 1. megfigyeléskor pályakezdink csaknem fele rendelkezett a foglalkozás ellátásához szükséges (felsfokú) iskolázottsággal, valamivel több mint 40 százalékuk volt túlképzett, közel egytizedük alulképzett. A 2. megfigyelés idpontjára iskolai végzettségük jelentsen ­ a betöltött foglalkozás iskolai végzettségi követelményeinél mindenesetre nagyobb mértékben ­ emelkedett, s emiatt a túlképzettek aránya ntt, a szükséges iskolázottsággal rendelkezké és az alulképzetteké pedig csökkent. Ez a változás intenzív illeszkedési mobilitás mellett ment végbe. A fiatal diplomások több mint a fele ugyan mindkét idpontban túlképzett (31 százalék), illetve iskolázottsága éppen a szükséges (27 százalék), több mint 40 százalékuk esetében az illeszkedés változott. Jelents részük (18 százalék) válik túlképzetté a 2. megfigyelés idpontjára, miközben az 1. megfigyeléskor még éppen a foglalkozás ellátásához szükséges iskolai végzettséggel rendelkezett. Csaknem minden 10. munkavállaló pedig éppen az ellenkez irányban mozdult el: túlképzettbl éppen ,,megfelelen" képzetté vált. Nézzük meg most, hogy az illeszkedés miképpen hat a keresetekre! Külön vesszük szemügyre az 1. megfigyeléskori illeszkedést és az illeszkedési mobi-

115

közelkép

litás 2. megfigyeléskori keresetekre gyakorolt hatását. Az eredményeket a 8.6. táblázatban foglaltuk össze.
8.6. táblázat: Kereset (ezer forint) és illeszkedés Átlagkereset 1. megfigyeléskor 60 64 79 68 Szórás 95 százalékos konfidenciaintervallum 58 59 74 65 103 113 82 111 126 86 102 105 89 117 63 69 83 70 114 128 199 133 140 126 126 138 125 123 N N (százalék) 47,6 9,7 42,7 100 27,4 17,9 2,3 9,8 30,8 2,1 3,9 3,4 2,4 100

Illeszkedés 1. megfigyeléskor Szükséges Alulképzett Túlképzett Átlag 1. és 2. megfigyeléskor Szükséges ­ szükséges Szükséges ­ túlképzett Szükséges ­ alulképzett Túlképzett ­ szükséges Túlképzett ­ túlképzett Túlképzett ­ alulképzett Alulképzett ­ szükséges Alulképzett ­ túlképzett Alulképzett ­ alulképzett Átlag

34,1 32,3 55,3 44,3

762 152 668 1582 433 283 37 156 487 34 61 54 38 1582

2. megfigyeléskor 108 55,4 120 63,5 140 180,5 122 71,9 133 79,1 106 59,1 114 48,0 122 63,0 107 55,4 120 70,1

Úgy tnik, az 1. megfigyeléskor a túlképzett munkavállalóknak határozott kereseti elnyük van, miközben nem zárhatjuk ki, hogy az alulképzettek, valamint a foglalkozás iskolai végzettségi követelményeinek éppen megfelel felsfokú iskolázottsággal rendelkezk keresetei nem különböznek egymástól. A két megfigyelés között végbe ment illeszkedési mobilitás hatásairól anynyit mondhatunk, hogy a mindkét megfigyeléskor túlképzett munkavállalók szignifikánsan magasabb keresettel rendelkeznek, mint a az 1. és a 2. megfigyeléskor éppen a foglalkozásnak megfelel iskolai végzettséggel rendelkez, valamint mint a mindkét megfigyeléskor alulképzett pályakezdk. Az mindenképpen megállapítható, hogy a túlképzés és a tartós (mindkét idpontban megfigyelhet) túlképzettség nem jelent kereseti hátrányt.
54 A Fiatal diplomások életpálya-vizsgálata (Fidév) felvétel itt használt mintájának felhasználásával némileg eltér megformulázásban és ökonometriai módszerek felhasználásával Varga (2006) tanulmánya lényegében ugyanezeket a problémákat elemzi. Eredményeink egybecsengenek tanulmánya következtetéseivel.

A 2. megfigyeléskori keresetet meghatározó tényezk ­ többváltozós elemzés54
A tanulmány második részében többváltozós statisztikai módszerrel elemezzük az iskolai végzettség, a szakképzettség és egyéb képzések, a munkaerpiaci életpálya, valamint a foglalkozás­iskolai végzettség illeszkedés keresetre gyakorolt hatását. Ez a táblázatos elemzésénél pontosabb képet adhat arról, mely képzések jelentenek érzékelhet kereseti elnyöket, illetve hátrányokat pályakezdink számára. Az elemzésben a 2. megfigyeléskori kereseteket meg-

116

pályakezd diplomások keresetének alakulása...

határozó tényezket vesszük szemügyre.55 Függ változónk az adózás utáni órakereset természetes alapú logaritmusa. Az emberi tke elemei közül ismerjük az egyén iskolai végzettségét (egy vagy két diplomája van, s ezek milyen iskolai végzettségi fokozatot jelentenek), felsfokú szakképzettségét (milyen szakképzettség[ek]ben testesül meg felsfokú végzettsége), a két megfigyelés idpontja között szerzett nem felsfokú szakképzettségét, szakképzettséget nem adó képzéseit/továbbképzéseit, valamint munkaerpiaci gyakorlatát. A 2. megfigyeléskori felsfokú iskolai végzettség egy sorozat kétérték változó, amelyben els és a második felsfokú diploma szintje (egy fiskola, egy egyetem, két fiskola, két egyetem, egyetem­fiskola, fiskola­egyetem, egyetem­PhD, fiskola­akkreditált felsfokú szakképzés, egyetem­akkreditált felsfokú szakképzés) szerepel. A második felsfokú szakképzettséget az els és a második diploma szakcsoportjainak kombinációjaként állítottuk el. A szakcsoportok: agrár-, bölcsész-, idegen nyelvi, kis nyelvek és nemzetiségi, tanító és óvodapedagógus, testkulturális, informatikai, mszaki, mvészeti, egészségügyi, jogi és szociális igazgatási, közgazdasági, szociális, természettudományos szakcsoport. A két idpont között szerzett nem felsfokú szakképzettséget és a szakképzettséget nem adó képzést/továbbképzést ugyancsak egy sorozat dummy képviseli (mszaki, számítástechnikai, agrár, közgazdasági, egészségügyi, pedagógus, jogi-igazgatási, nyelvi). A foglalkozás és a felsfokú iskolai végzettség illeszkedését ugyancsak egy sorozat kétérték változó reprezentálja, amelyben az 1. és a 2. megfigyelés idpontjában mért illeszkedést mutatja meg (az egyén mindkét idpontban a foglalkozás iskolai végzettségi követelményeinek megfelel iskolai végzettséggel rendelkezik: szükséges ­ szükséges; az 1. megfigyeléskor az iskolai végzettség megfelel, a 2. megfigyelés idpontjában az egyén túlképzett: szükséges ­ túlképzett; az 1. megfigyeléskor az iskolai végzettség megfelel, másodszor azonban az egyén alulképzett: szükséges ­ alulképzett stb.). A munkaerpiaci gyakorlatot többnyire a munkaerpiacon foglalkoztatottként eltöltött id hosszával szokás közelíteni. Ebben az adatbázisban ez az információ is szerepel, de ismerjük a két megfigyelés között eltelt idben bekövetkezett megszakítások hosszát, valamint a megszakítások kiváltó okát, ezért inkább a megszakításokra koncentrálunk. Ezt több változóval közelítettük: a gyesen, a nappali tagozatos tanulóként és a munkanélküliként eltöltött id (hónapban). A legfontosabb eredményeket a 8.7. táblázatban foglaljuk össze. A táblázatban szerepl számok a lefuttatott regressziós modell els egyenletében szerepl együtthatók pontbecslése százalékos formára alakítva. A táblázatban csak olyan változók együtthatói szerepelnek, amelyek legalább p = 0,05 szinten szignifikánsak. Ez a megoldás némileg félrevezet képet adhat az eredményekrl, hiszen a táblázatban csak szignifikáns együtthatóbecslések szerepelnek, ezért a nem szignifikáns becslésekre a szövegben helyenként utalunk.

55 A probléma vizsgálatára egy öt egyenletbl álló egyenletrendszert becsültünk. A becsléshez használt modell vázlatos leírása és a teljes becslés a 8. függelékben (F8.1. táblázat) szerepel. A 8.7. táblázatban közölt eredmények az egyenletrendszer 1. egyenletébl származnak.

117

közelkép 8.7. táblázat: Az iskolai végzettség, a szakképzettség, egyéb képzések és az illeszkedés bérelnye/hátránya (százalék) Megnevezés Bérelny/-hátrány (százalék) A) Iskolai végzettség Egy egyetem 32,1 Egytem és PhD 30,0 Egyetem és afsz 29,4 Két egyetem 28,5 Egyetem és fiskola 16,1 B) Felsfokú iskolai végzettség és a foglalkozás illeszkedésének változása Túlképzett ­ alulképzett ­12,0 Alulképzett ­ túlképzett ­9,8 C) Felsfokú szakképzettség Egy jogi, szociális igazgatási 19,1 Egy informatikai 17,5 Egy közgazdasági 14,4 Jogi, szociális igazgatási­bölcsész 43,1 Közgazdasági­jogi, szociális igazgatási 42,1 Két informatikai 41,3 Jogi, szociális igazgatási-közgazdasági 37,2 Két közgazdasági 35,0 Közgazdasági­mszaki 29,5 Agrár­mszaki 28,8 Két mszaki 18,4 Bölcsész­mszaki ­34,4 D) Nem felsfokú szakképzettség Mszaki ­4,9 Nyelvi 152,7 E) Szakképzettséget nem adó képzés Közgazdasági 27,2 F) Munkaerpiaci életpálya megszakítása Munkanélküliként töltött id (hónap) ­1,0
Afsz = akkreditált felsfokú szakképzés. Becslfüggvény: iterált 3SLS. Függ változó: 2. megfigyeléskori adózás utáni órakereset természetes alapú logaritmusa, a táblázatban a legalább p = 0,05 szinten szignifikáns paraméterbecslések szerepelnek. Referenciakategóriák: ­ felsfokú iskolai végzettség: egy fiskolai diploma, ­ felsfokú iskolai végzettség és a foglalkozás illeszkedésének változása: mindkét idpontban megfelel az illeszkedés, ­ felsfokú szakképzettség: egy agár diploma, ­ nem felsfokú szakképzettség: nem szerzett ilyen szakképzettséget, ­ szakképzettséget nem adó képzés: nem vett részt ilyen képzésben.

A táblázat A) blokkjában a felsfokú iskolai végzettség keresetre gyakorolt hatását láthatjuk. Mint már említettük, egyes pályakezdk a 2. megfigyeléskor is egyetlen (az 1. megfigyelés eltt szerzett) felsfokú iskolai végzettséggel rendelkeznek, mások viszont két felsfokú diplomát mondhatnak magukénak.

118

pályakezd diplomások keresetének alakulása...

A referenciakategória az egy fiskolai végzettséggel rendelkez pályakezd, a táblázat adatai tehát azt mutatják meg, hogy az adott kategória hány százalékos bérelnyt, illetve bérhátrányt jelent azokhoz a pályakezdkhöz képest, akik egy fiskolai végzettséggel rendelkeznek. A(z egy) fiskolai végzettséghez képest az (egy) egyetemi végzettség kereseti elnyt jelent, továbbá az induló egyetemi végzettség mellé szerzett bármely felsfokú végzettség (két egyetem, egyetem és fiskola, egyetem és akkreditált felsfokú szakképzés, egyetem és PhD) ugyancsak érzékelhet bérprémiummal jár együtt a 2. megfigyelés idpontjában. Ezzel szemben a referenciacsoporthoz képest nem keresnek szignifikánsan többet (s ezért a táblázatban sem szerepelnek) azok a pályakezdk, akik fiskolai diplomával léptek a munkaerpiacra, s a 2. megfigyelés idpontjában még egy (akár egyetemi) diplomát szereztek (fiskola és egyetem, két fiskola, fiskola és akkreditált felsfokú szakképzés). További kérdés, hogy a táblázatban szerepl szignifikáns (nullától különböznek tekinthet) pontbecslések szignifikánsan különböznek-e egymástól. A lefuttatott tesztek eredményei arra utalnak, hogy ezek az együtthatók együttesen nem mutatnak statisztikailag értékelhet eltéréseket, tehát nem zárható ki, hogy kereseti elnyök mértéke azonos. Az együttható-páronként elvégzett vizsgálódások ugyancsak azt mutatják, hogy két-két csoport becsült kereseti elnye többnyire egyformának értékelhet. Kivétel a két egyetem és az egyetem­fiskola együtthatója, ebben az esetben tehát azt mondhatjuk, hogy két egyetemi végzettség nagyobb bérnyereséggel jár együtt, mint ha az egyén egyetemi diplomája mellé fiskolai végzettséget szerez. Mindezekbl két következtetés adódik. Elször, az egyetemi diplomával munkaerpiacra lépett pályakezdk a fiskolai diplomával induló pályakezdkkel szemben a 2. megfigyelés idpontjában is megrizték induló kereseti elnyüket (az 1. megfigyeléskor az egyetemi végzettség bérprémiuma mintegy 27 százalék volt) ­ akár szereztek második diplomát, akár nem, illetve függetlenül attól, hogy az eredetileg fiskolai végzettség pályakezdk szereztek-e e mellé további felsfokú diplomát. Másodszor, az induló egyetemi diploma mellé szerzett bármely más felsfokú végzettség bérelnyt jelent a 2. megfigyeléskor is egyetlen fiskolai diplomával rendelkezkhöz képest, ez a bérelny azonban többnyire nem nagyobb, mint az egyetlen egyetemi diplomával rendelkezk bérprémiuma. E figyelemre méltó eredmények azt sugallják, hogy adott els (fiskolai vagy egyetemi) diploma mellett ­ legalább is rövid távon ­ a többletiskolázásnak nem feltétlenül mutatható ki bérben kifejezhet hozadéka. A táblázat B) blokkjában az illeszkedési mobilitás 2. megfigyeléskori bérre gyakorolt hatását láthatjuk. A referenciakategória itt a mindkét megfigyeléskor éppen a foglalkozás követelményeinek megfelel iskolai végzettséggel rendelkez pályakezd. Azt látjuk, hogy az illeszkedési mobilitás két esetben és negatívan hat a keresetre: az 1. megfigyeléskor túlképzett, majd a 2. meg-

119

közelkép

figyeléskor alulképzett pályakezdk, valamint az alulképzettbl túlképzetté váló diplomás fiatalok alacsonyabb bért kapnak, mint a mindkét megfigyeléskor a foglalkozásnak éppen megfelel iskolai végzettség munkavállalók. Ugyanakkor a többi esetben (túlképzett ­ túlképzett, szükséges ­ túlképzett, szükséges ­ alulképzett, túlképzett ­ szükséges, alulképzett ­ szükséges, alulképzett ­ alulképzett) sem kereseti elny, sem hátrány nem figyelhet meg. Ez arra utal, hogy az illeszkedés változásának csak abban az esetben van szerepe a kereset alakulásában, ha a pályakezd egy ,,rossz" illeszkedést produkáló állapotot egy másik ,,rossz" illeszkedés állapottal vált fel, a mindkét megfigyeléskor ugyanolyan ,,rossz" illeszkedést jelent állapotok (túlképzett ­ túlképzett, alulképzett ­ alulképzett) viszont nem jelentenek kereseti veszteséget. A felsfokú szakképzettségek szignifikáns együtthatóértékeit a C) blokkban soroltuk fel. A referenciakategória az (egy) agrárszakképzettség, tehát a számok az adott szakképzettségnek az (egy) agrárszakképzettséghez viszonyított százalékos kereseti elnyét, illetve hátrányát mutatják meg. Pályakezdinknek a 2. megfigyeléskor egy vagy két felsfokú szakképzettsége lehet. Az eredmények szerint egy, illetve két szakképzettség is jelenthet kereseti elnyt. A 2. megfigyeléskor is egyetlen felsfokú szakképzettséggel rendelkez diplomások számára a jogi, az informatikai és a közgazdasági végzettség nyújt statisztikailag is értékelhet kereseti prémiumot. A kétdiplomás fiatalok esetében a jogász­bölcsész, közgazdász­jogász, jogász­közgazdász, közgazdász­mszaki, agrár­mszaki kombinációk látszanak elnyösnek. Ugyanígy bérnyereséget eredményez stratégiának tnik két informatikai, két közgazdasági, valamint két mszaki felsfokú szakképzettség is. Az egyetlen negatív paraméterbecslést a bölcsész­mszaki kombináció. Itt sem árt talán azonban megjegyezni, hogy a paraméterbecslések túlnyomó többsége nem volt szignifikáns, azaz a táblázatban nem szerepl (egy vagy két) felsfokú szakképzettséggel rendelkezk nem keresnek szignifikánsan többet, mint az egyetlen agrárszakképzettséggel rendelkez fiatalok. A felsfokú iskolai végzettséghez hasonlóan itt is megvizsgáltuk, hogy a szignifikáns paraméterek értékei különböznek-e egymástól. A szignifikáns és pozitív együtthatókra együttesen lefuttatott próba azt mutatja, hogy nem vethetjük el azt a hipotézist, hogy a paraméterek egyformák, magyarán: a szakképzettségek, szakképzettségi kombinációk bérnyeresége azonos. A paraméterek egyenlségének páronkénti próbái azonban kimutatnak bizonyos szignifikáns eltéréseket. E szerint a két közgazdasági diplomával rendelkezk többet keresnek az egy közgazdasági, valamint a két mszaki diplomával rendelkezknél. Itt is azt látjuk tehát, hogy bizonyos szakképzettségek esetében egy és két felsfokú szakképzettséggel egyaránt bérprémium érhet el, tehát hogy a két szakképzettség nem feltétlenül jelenik meg többletkeresetben. A 2. megfigyelés idpontjában is egydiplomás pályakezdk közül a jogászok, informatikusok

120

pályakezd diplomások keresetének alakulása...

és közgazdászok jutottak érzékelhet kereseti elnyhöz, a kétdiplomások számára pedig többnyire a közgazdasági, jogi és mszaki végzettségek valamely kombinációja, valamint a közgazdasági, mszaki és informatikai képzettség megduplázása nyújtott bérprémiumot. Eredményeink mindenesetre nem ersítik meg azt a médiában igen gyakran megjelen ­ elemzésekkel egyébként alá nem támasztott ­ vélekedést, hogy a közgazdasági és a jogi diplomával a munkaerpiacra lépk számának az elmúlt évtizedben megfigyelt jelents emelkedése e diplomák elértéktelenedéséhez vezetett volna, legfeljebb ennek az ellenkezjére utalnak. A két idpont között szerzett nem felsfokú szakképzettséget nyújtó és a szakképzettséget nem adó képzések együtthatói közül csak elvétve akad szignifikáns becslés [D) és E) blokk] blokk). A referenciakategóriát mindkét képzési forma esetében azok alkotják, akik nem vettek részt ilyen képzésben. Az elbbi esetben a mszaki képzettség együtthatója negatív, azaz alacsonyabb bért jelent, mint ha a pályakezd nem vett volna részt ilyen képzésben, a nyelvi képzés viszont kiugróan magas bérelnnyel jár együtt. A többi képzés (számítástechnikai, közgazdasági, egészségügyi, pedagógus, jogi-igazgatási) nem jelent sem elnyt, sem hátrányt a kereset szempontjából. A szakképzettséget nem adó képzések esetében pedig egyedül a közgazdasági képzés vezet jelents bérprémiumhoz. Az eredmények tehát egyrészt arra hívják fel a figyelmet, hogy a nyelvi képzés a munkaerpiacon jól értékesíthet, másrészt arra utalnak, hogy a szakképzettséget nem nyújtó, célzott közgazdasági képzések is érzékelhet kereseti elnyt nyújtanak. Végül a munkaerpiaci életpálya megszakításának változói közül [F) blokk] csak a munkanélküliként eltöltött id becslése szignifikáns: egy hónapnyi munkanélküliség mintegy egy százalékkal csökkenti a pályakezdk keresetét. A gyesen és a nappali tagozatos tanulóként eltöltött id nem befolyásolja a béreket. Összefoglalásként tehát a következket állapíthatjuk meg. Pályakezdink a két megfigyelés között igen intenzíven gyarapították emberi tkéjüket részben különféle képzésekben való részvétellel, részben munkaerpiaci gyakorlat révén, s egyúttal jelents részük esetében a foglalkozás és az iskolai végzettség illeszkedése is változott. A többletiskolázottság/-képzettség, a munkaerpiaci gyakorlat növekedése vagy az illeszkedés javulása azonban nem feltétlenül jelenik meg érzékelhet hozadékban (többletkeresetben). Az egyetemi diplomával munkaerpiacra lépett fiatalok a fiskolai diplomával indulókkal szemben a 2. megfigyelés idpontjában is kereseti elnyt élveznek, s ezt nem befolyásolja, hogy az utóbbiak milyen további felsfokú iskolai végzettséget szereztek, továbbá az els egyetemi diploma mellé társuló második diplomának tulajdonítható kereseti prémium többnyire nem haladja meg az egyetlen egyetemi diplomával rendelkezk kereseti elnyét. Egy vagy két felsfokú szakképzettség egyaránt megjelenhet többletkeresetben. Az egy felsfokú szakképzettséggel rendelkezk közül a jogászok, informatikusok és közgaz-

121

közelkép

dászok jutnak érzékelhet kereseti elnyhöz, a kétdiplomások számára pedig a közgazdasági, jogi és mszaki végzettségek valamely kombinációja, illetve a két-két közgazdasági, mszaki és informatikai képzettség jelent bérnyereséget az egyetlen agrárszakképzettséggel rendelkezkhöz képest. Ugyanakkor a két szakképzettséggel többletkeresethez jutó csoportok kereseti többletének mértéke többnyire nem haladja meg az egyetlen szakképzettséggel rendelkezk bérprémiumát. A nem felsfokú szakképzettségek közül a nyelvi, a szakképzettséget nem adó képzések közül pedig a közgazdasági képzés nyújt pályakezdink számára kereseti elnyt. A foglalkozás és iskolai végzettség illeszkedésének változása két esetben gyakorol (negatív) hatást a keresetekre: az 1. megfigyeléskor túlképzett, majd a 2. megfigyeléskor alulképzett pályakezdk, valamint az alulképzettbl túlképzetté váló diplomás fiatalok alacsonyabb bért kapnak, mint a mindkét megfigyeléskor a foglalkozásnak éppen megfelel iskolai végzettség munkavállalók. A munkaerpiaci életpálya mérszámai közül csupán a munkanélküliként eltöltött id hat a keresetekre.

8. Függelék Felsfokú pályakezdk kereseteit meghatározó tényezk becslése
A felsfokú végzettség pályakezdink keresetérl két idpontra (1. és 2. megfigyelésre) rendelkezünk információval. A feladat tehát két kereseti függvény becslése. Feltesszük, hogy a pályakezdk kereset­munkaid csomagokat választanak, azaz szimultaneitási probléma áll fenn. Ezért a két kereseti függvény mellett két munkaid-egyenletet is becsülnünk kell, s a kereseti egyenletekben magyarázó változóként a munkaidt, a munkaid-egyenletben pedig a keresetet szerepeltetjük. Feltesszük továbbá, hogy a két megfigyelés keresetei nem függetlenek egymástól, azaz az 1. megfigyeléskori kereset befolyásolja a 2. megfigyeléskor realizált bért. Ezért a 2. megfigyeléskori kereset egyenletébe az 1. megfigyeléskori keresetet is beillesztjük. Feltesszük, hogy a keresetek alakulásában szerepet játszanak az egyén által az iskolai és a munkaerpiaci életpályán felhalmozott emberi tke különböz elemei, ezért a kereseti függvényekben ezek az elemek is szerepelnek. Az emberi tke elemei közül a következket különböztetjük meg: ­ felsfokú iskolai végzettség: az 1. megfigyeléskor ez egy kétérték változó (egyetem/fiskola), a 2. megfigyeléskor pedig az 1. és a 2. megfigyeléskor megszerzett felsfokú végzettségek lehetséges kombinációi; ­ a felsfokú szakképzettség: az 1. megfigyeléskor megszerzett diploma szakcsoportja, illetve ­ az 1. és a 2. megfigyeléskor megszerzett diplomák szakcsoportjainak kombinációi; ­ a nem felsfokú szakképzettséget adó képzések; ­ a szakképzettséget nem adó egyéb képzések; ­ a munkaerpiaci gyakorlat (ennek a változónak csak a 2. megfigyeléskori keresetek egyenletében van relevanciája, az 1. megfigyeléskor a pálya-

122

pályakezd diplomások keresetének alakulása...

kezdink lényegében ugyanannyi munkaerpiaci tapasztalattal rendelkeztek). A pályakezdk kereseteit befolyásolhatja a foglalkozás/iskolai végzettség illeszkedése, valamint az illeszkedésben bekövetkezett változások is. Ezért az 1. megfigyeléskori kereset egyenletében az aktuális illeszkedést jelz, a 2. megfigyeléskori kereset egyenletében pedig a két megfigyelés között az illeszkedésben bekövetkezett változásokat jelz változók is szerepelnek. Végül feltesszük, hogy az 1. megfigyeléskori kereset egyenletében az iskolai végzettség a képességtorzítás miatt endogén. Az endogenitás kezelésére egy ötödik egyenletet is becslünk, amelynek függ változója a felsfokú végzettség, a magyarázó változók pedig a képességek két proxy változója: a pályakezd apjának és anyjának iskolai végzettsége. A problémára egy öt egyenletbl álló (teljes) strukturális egyenletrendszert becslünk. A modellre jellemz, hogy egyrészt csaknem minden egyenlet tartalmaz endogén magyarázó változót, s emiatt a hibatagok és e magyarázó változók korrelálnak, másrészt egyes egyenletek magyarázó változói egyúttal más egyenletek függ változói, ezért az egyes egyenletek hibatagjai is korrelálnak egymással. A becslést a háromfokozatú legkisebb négyzetek módszerével (3SLS) becsüljük meg, amely egyfell instrumentális változós megközelítést alkalmaz az együtthatók konzisztens becslésére, másfell az általánosított legkisebb négyzetek (GLS) esztimátora révén képes kezelni az egyenletek hibatagjai közötti korrelációt (lásd Greene, 1993, 611. o.). Az egyenletek és kulcsváltozóik a következ: logwt1 = f(loght1, logwt 0 , St1, TEt1, SPt1, TRt1, MMt1, EXPt1,...) (F8.1) loght1 = g(logwt1...) logwt 0 = h(loght 0 , St 0 , TEt 0 , SPt 0 , TRt 0 , Mt 0 ...) loght 0 = k(logwt 0 ...) (F8.2) (F8.3) (F8.4)

St 0 = z(Sp , Sm) , (F8.5) ahol t0 és t1 alsó indexek az 1. és a 2. megfigyelést jelzi, logw és logh nettó órakereset logaritmusa és havi munkaid logaritmusa, S felsfokú iskolai végzettség, TE felsfokú szakképzettség, SP nem felsfokú szakképzettség, TR szakképzettséget nem adó képzés/továbbképzés, EXP munkaerpiaci gyakorlat, p és m alsó index pedig a megkérdezett apját és anyját jelöli. MM az egyén illeszkedési mobilitása (az 1. és a 2. megfigyeléskori illeszkedés), M az 1. megfigyeléskori illeszkedés. Az 5. egyenlet függ változója kétérték (fiskola/egyetem), ezért itt lineáris valószínségi modellt becslünk. Az ezzel a specifikációval kapcsolatban megfogalmazott legfontosabb aggály: itt nem igazolódik az, hogy a modell által elre jelzett értékek nem esnek 0 és 1 közé. A becslési eredményeket az F8.1. táblázatban foglaltuk össze.

123

közelkép F8.1. táblázat: Felsfokú pályakezdk kereseteit meghatározó tényezk Együttható 1. egyenlet Függ változó: 2. megfigyeléskori órakereset (log) z P > |z| 0,000 0,334 0,000 0,000 0,000 0,751 0,443 0,260 0,686 0,001 0,008 0,004 0,014 0,000 0,671 0,784 0,504 0,329 0,037 0,585 0,033 0,692 0,000 0,303 0,693 0,658 0,004 0,625 0,538 0,019 0,005 0,392 0,526 0,623 0,637 0,677 0,428 0,346 0,190 0,927 0,867

Havi munkaóra (log) ­0,9863 ­10,15 Órakereset 1. megfigyelés (log) ­0,0170 ­0,97 N ­0,1150 ­5,80 Felsfokú iskolai végzettség (1. és 2. megfigyelés) Egy fiskola 0,0000 0,00 Egy egyetem 0,2782 10,01 Fiskola és egyetem 0,0235 0,32 Két fiskola ­0,0556 ­0,77 Fiskola és afsz ­0,0905 ­1,13 Fiskola és egyetem ­0,0519 ­0,40 Két egyetem 0,2506 3,25 Egyetem és fiskola 0,1492 2,64 Egyetem és afsz 0,2575 2,88 Egytem és PhD 0,2626 2,47 Foglalkozás és iskolai végzettség illeszkedésének változása (1. és 2. megfigyelés) Szükséges ­ szükséges 0,0000 0,00 Szükséges ­ túlképzett ­0,0117 ­0,42 Szükséges ­ alulképzett ­0,0153 ­0,27 Túlképzett ­ szükséges 0,0204 0,67 Túlképzett ­ túlképzett 0,0245 0,98 Túlképzett ­ alulképzett ­0,1276 ­2,09 Alulképzett ­ szükséges ­0,0255 ­0,55 Alulképzett ­ túlképzett ­0,1030 ­2,13 Alulképzett ­ alulképzett 0,0229 0,40 A felsfokú végzettség szakcsoportja (1. és 2. megfigyelés) Egy agrár 0,0000 0,00 Egy bölcsész ­0,0514 ­1,03 Egy idegen nyelvi 0,0260 0,39 Egy tanító és óvodapedagógus ­0,0245 ­0,44 Egy informatikai 0,1611 2,90 Egy mszaki 0,0219 0,49 Egy egészségügyi 0,0403 0,62 Egy jogi, szociális igazgatási 0,1751 2,34 Egy közgazdasági 0,1344 2,79 Egy természettudományi ­0,0590 ­0,86 Két agrár ­0,0659 ­0,63 Bölcsész­agrár ­0,1326 ­0,49 Tanító­agrár ­0,0894 ­0,47 Mszaki­agrár ­0,0576 ­0,42 Egészségügyi­agrár ­0,1421 ­0,79 Közgazdasági­agrár 0,3012 0,94 Természettudományi­agrár ­0,2737 ­1,31 Agrár+bölcsész 0,0166 0,09 Informatikai­bölcsész 0,0150 0,17

124

pályakezd diplomások keresetének alakulása... Függ változó: 2. megfigyeléskori órakereset (log) z P > |z| ­10,15 ­0,34 0,36 1,89 ­0,46 ­0,03 2,33 1,36 ­0,02 ­0,26 0,28 ­0,04 ­1,00 0,12 ­0,03 ­0,28 ­0,34 0,11 0,20 ­0,08 0,15 0,48 0,88 0,26 ­1,19 0,16 0,34 ­0,66 2,25 0,48 1,19 0,11 0,53 2,40 ­2,14 ­0,64 1,02 1,98 0,08 2,27 0,49 ­0,38 0,13 ­0,66 0,23 0,82 0,000 0,736 0,720 0,058 0,643 0,979 0,020 0,175 0,984 0,792 0,779 0,970 0,316 0,902 0,978 0,776 0,734 0,914 0,843 0,940 0,882 0,634 0,381 0,798 0,234 0,876 0,733 0,510 0,025 0,634 0,234 0,909 0,598 0,016 0,032 0,521 0,308 0,047 0,935 0,023 0,628 0,702 0,896 0,512 0,814 0,411

Együttható 1. egyenlet Havi munkaóra (log) Két bölcsész Idegennyelvi+bölcsész Tanító­bölcsész Mszaki­bölcsész Egészségügyi­bölcsész Jogi+bölcsész Közgazdasági­bölcsész Természettudományi­bölcsész Agrár­idegennyelvi Bölcsész­idegennyelvi Két idegen nyelvi Tanító­idegennyelvi Egészségügyi­idegennyelvi Közgazdasági­idegennyelvi Természettudományi­idegen nyelvi Agrár­tanító Bölcsész­tanító Idegennyelvi­tanító Két tanító Mszaki­tanító Egészségügyi­tanító Jogi­tanító Közgazdasági­tanító Természettudományi­tanító Agár­informatikai Bölcsész­informatikai Idegennyelvi­informatikai Két informatikai Mszaki­informatikai Egészségügyi­informatikai Közgazdasági­informatikai Természettudományi­informatikai Agrár­mszaki Bölcsész­mszaki Idegen nyelvi+mszaki Informatikai­mszaki Két mszaki Egészségügyi­mszaki Közgazdasági­mszaki Természettudományi­mszaki Bölcsész­egészségügyi Idegennyelvi­egészségügyi Két egészségügyi Közgazdasági­egészségügyi Agrár­jogi ­0,9863 ­0,0363 0,0350 0,3994 ­0,0712 ­0,0045 0,3581 0,1765 ­0,0028 ­0,0595 0,0391 ­0,0056 ­0,1315 0,0280 ­0,0048 ­0,0893 ­0,1053 0,0114 0,0325 ­0,0075 0,0210 0,0904 0,2904 0,0484 ­0,1501 0,0237 0,0902 ­0,1372 0,3454 0,0753 0,2499 0,0168 0,0844 0,2529 ­0,4213 ­0,1351 0,1782 0,1691 0,0158 0,2584 0,0980 ­0,0759 0,0417 ­0,0668 0,0443 0,1122

125

közelkép Függ változó: 2. megfigyeléskori órakereset (log) z P > |z| 0,000 0,907 0,715 0,353 0,098 0,175 0,003 0,826 0,228 0,175 0,153 0,467 0,058 0,058 0,009 0,000 0,494 0,459 0,592 0,832 0,623 0,419 0,827 0,635 0,192 0,762 0,723 0,260 0,000 0,020 0,912 0,979 0,976 0,084 0,582 0,125 0,002 0,000 0,901 0,395 0,295 0,000 0,760 0,649

Együttható 1. egyenlet

Havi munkaóra (log) ­0,9863 ­10,15 Bölcsész­jogi ­0,0125 ­0,12 Idegennyelvi­jogi 0,0818 0,37 Informatikai­jogi 0,2922 0,93 Mszaki­jogi 0,2611 1,65 Két jogi 0,1307 1,35 Közgazdasági­jogi 0,3516 3,01 Természettudományi­jogi ­0,0256 ­0,22 Agrár­közgazdasági 0,1039 1,21 Bölcsész­közgazdasági 0,1366 1,36 Idegennyelvi­közgazdasági 0,1565 1,43 Informatikai­közgazdasági 0,0818 0,73 Mszaki­közgazdasági 0,1750 1,89 Egészségügyi­közgazdasági 0,2012 1,89 Jogi­közgazdasági 0,3160 2,62 Két közgazdasági 0,3000 3,64 Természettudományi­közgazdasági 0,0795 0,68 Agrár­természettudományi 0,1271 0,74 Bölcsész­természettudományi ­0,0796 ­0,54 Idegennyelvi­természettudományi 0,0572 0,21 Tanító­természettudományi ­0,0930 ­0,49 Informatikai­természettudományi 0,2539 0,81 Mszaki­természettudományi 0,0426 0,22 Egészségügyi­természettudományi 0,1089 0,47 Jogi­természettudományi ­0,4133 ­1,31 Közgazdasági­természettudományi 0,0964 0,30 Két természettudományi 0,0419 0,35 Hány éve kapta 2. felsfokú szakképzettségét? 0,0112 1,13 Nem felsfokú szakképzettség (1. és 2. megfigyelés között szerzett) Nem szerzett 0,0000 0,00 Mszaki ­0,0506 ­2,33 Számítástechnikai ­0,0042 ­0,11 Agrár ­0,0013 ­0,03 Közgazdasági ­0,0032 ­0,03 Egészségügyi 0,2779 1,73 Pedagógiai 0,0882 0,55 Jogi, igazgatási 0,4013 1,53 Idegen nyelvi 0,9272 3,10 Szakképzettséget nem adó képzés (1. és 2. megfigyelés között szerzett) Nem vett részt ilyen képzésben 0,0000 0,00 Mszaki 0,0078 0,12 Számítástechnikai ­0,0538 ­0,85 Agrár 0,1695 1,05 Közgazdasági 0,2410 4,37 Egészségügyi 0,0213 0,31 Pedagógiai 0,0236 0,46

126

pályakezd diplomások keresetének alakulása... Függ változó: 2. megfigyeléskori órakereset (log) z P > |z| ­10,15 ­0,12 ­0,15 ­0,12 6,72 3,40 0,89 0,36 ­0,13 ­0,59 ­3,92 ­0,79 0,00 12,18 7,12 1,52 4,46 0,000 0,904 0,877 0,902 0,000 0,001 0,373 0,720 0,897 0,553 0,000 0,429 0,000 0,000 0,000 0,129 0,000

Együttható 1. egyenlet Havi munkaóra (log) ­0,9863 Jogi, igazgatási ­0,0098 Idegen nyelvi ­0,0053 Egyéb ­0,0074 Munkaerpiaci jellemzk Van beosztottja 0,1358 1. diplomája megszerzését követen legalább fél évig külföldön dolgozott 0,1356 2. megfigyeléskor felsfokú tanulmányokat folytat 0,0312 2. megfigyeléskor dolgozik és felsfokú tanulmányokat folytat 0,0280 A 2 megfigyelés között hány hónapig tanult nappali tagozaton? ­0,0003 2. megfigyeléskor 1. munkáltatójánál dolgozik ­0,0102 A munkanélküliként eltöltött id (hónap) ­0,0101 A gyes/gyeden eltöltött id (hónap) ­0,0019 A 2. megfigyeléskori munkáltató tulajdonosi jellemzi Állami és magyar magántulajdon 0,0000 Nem magyar magántulajdon 0,2915 Magyar és nem magyar magántulajdon 0,2565 Hullám 0,0308 Konstans 8,9202 Együttható 2. egyenlet 2. megfigyeléskori órakereset (log) 0,0022 N ­0,0840 2. megfigyeléskor szakképzett pedagógusként dolgozik ­0,2623 A gyes/gyeden eltöltött id (hónap) 0,0000 A munkanélküliként eltöltött id (hónap) 0,0000 2. megfigyeléskor felsfokú tanulmányokat folytat ­0,0009 2. megfigyeléskor dolgozik és felsfokú tanulmányokat folytat ­0,0017 A 2. megfigyeléskori munkáltató tulajdonosi jellemzi Állami tulajdon 0,0000 Magyar magántulajdon ­0,0018 Nem magyar magántulajdon ­0,0013 Állami és magyar magántulajdon ­0,0018 Magyar és nem magyar magántulajdon ­0,0016 Konstans 5,1378

Függ változó: 2. megfigyeléskori havi munkaid (log) z P > |z| 0,69 ­5,08 ­13,86 ­0,18 0,22 ­0,70 ­0,40 0,00 ­1,39 ­0,80 ­0,25 ­0,74 210,59 0,489 0,000 0,000 0,855 0,825 0,486 0,693 0,000 0,165 0,426 0,804 0,459 0,000

127

közelkép Függ változó: 1. megfigyeléskori órakereset (log) z P > |z| 0,000 0,001 0,000 0,000 0,733 0,008 0,000 0,000 0,412 0,001 0,025 0,000 0,000 0,016 0,166 0,077 0,000 0,444 0,000 0,017 0,055

Együttható 3. egyenlet

1. megfigyeléskori havi munkaid (log) ­0,8705 ­45,11 N ­0,0816 ­3,45 Felsfokú iskolai végzettség: egyetem 0,2382 9,29 Foglalkozás és iskolai végzettség illeszkedése (1. megfigyelés) Szükséges képzettség 0,0000 0,00 Alulképzett 0,0140 0,34 Túlképzett 0,0666 2,66 A felsfokú végzettség szakcsoportja (1. megfigyelés) Agrár 0,0000 0,00 Bölcsész ­0,2054 ­4,15 Idegen nyelvi ­0,0474 ­0,82 Tanító, óvodapedagógus ­0,1618 ­3,31 Testkulturális ­0,2651 ­2,25 Informatikai 0,3293 5,75 Mszaki 0,2011 4,80 Mvészeti ­0,2379 ­2,42 Egészségügyi ­0,0816 ­1,39 Jogi és szociális igazgatási ­0,1229 ­1,77 Közgazdasági 0,4039 9,33 Szociális ­0,0631 ­0,77 Természettudományi ­0,2505 ­4,44 Hullám 0,0575 2,39 Konstans 4,5699 1,92 Együttható 4. egyenlet 1. megfigyeléskori órakereset (log) 0,0011 N ­0,0822 Szakképzett pedagógusként dolgozik ­0,2620 Szakképzettséget nem adó képzés (1. megfigyelés) Nem vett részt 0,0009 Mszaki 0,0005 Számítástechnikai 0,0000 Agár ­0,0003 Közgazdasági ­0,0204 Egészségügyi 0,0002 Bölcsész ­0,0003 Pedagógiai 0,0005 Jogi 0,0001 Idegen nyelvi ­0,0011 Egyéb 5,1212

Függ változó: 1. megfigyeléskori havi munkaid (log) z P > |z| 1,17 ­5,01 ­13,96 0,34 0,23 0,00 ­0,17 ­7,63 0,07 ­0,14 0,15 0,04 ­0,68 48,83 0,243 0,000 0,000 0,734 0,820 0,000 0,861 0,000 0,944 0,887 0,882 0,967 0,500 0,000

128

pályakezd diplomások keresetének alakulása... Függ változó: 1. felsfokú iskolai végzettség: egyetem) z P > |z| 4,40 2,91 ­2,71 P 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,004 0,007

Együttható 5. egyenlet A megkérdezett anyjának iskolai végzettsége A megkérdezett apjának iskolai végzettsége Konstans Egyenlet 1. egyenlet 2. egyenlet 3. egyenlet 4. egyenlet 5. egyenlet
N: 1324. Becslfüggvény: iterált 3SLS. Afsz = akkreditált felsfokú szakképzés.

0,0242 0,0182 ­0,1841 chi2 914,1000 259,1100 2402,2500 321,5800 64,5500

129

közelkép

HIVATKOZÁSOK
Abowd, J.­Lemieux, T. (1993): The Effects of Product Market Competition on Collective Bargaining Agreements: The Case of Foreign Competition in Canada. Quarterly Journal of Economics, Vol. 108. 983­ 1014. o. Andren, D.­Earle, J.­Sapatoru, D. (2004): The Effects of Systemic Reforms on the Return to Schooling: Evidence from Romania 1970­2000. ACCESSLAB European 5th Framework Program, WIFO Institut, Bécs, augusztus, www.wifo.ac.at. Bayard, K.­Troske, K. (1999): Examining the Employer-Size Wage Premium in the Manufacturing, Retail Trade, and Service Industries Using EmployerEmployee Matched Data. American and Economic Association Papers and Proceedings, Vol. 89. No. 2. 99­103. o. Bedi, A.­Cieslik, A. (2002): Wages and Wage Growth in Poland. Economics of Transition, Vol. 10. No. 1. 1­27. o. Bishop, K.­Mickiewicz, T. (2003): Wage Determination In Transition: The Impact Of Ownership Status And Regional Labour Market Conditions. University College London, kézirat. Blanchard, O. J.­Katz, L. F. (1992): Regional Evolutions. Brookings Papers on Economic Activity, 1. sz. 1­61. o. Blanchflower, D.­Oswald, A. (1994): The wage curve. MIT Press, Cambridge, Massachusetts. Blanchflower, D.­Oswald, A. (2005): The wage curve reloaded. NBER Working Paper, 11338. National Bureau of Economic Research. Blau F.­Simpson, P.­Anderson, D. (1998): Continuing Progress? Trends in Occupational Segregation in the United States over the 1970s and 1980s. Feminist Economics, Vol. 4. 29­71. o. Brunello, G.­Comi, S.­Lucifora, C. (2000): The College Wage Gap in 10 European Countries: Evidence from Two Cohorts. IZA Discussion Paper, No. 228. Bonn. Carbonaro, W. (2002): Cross-national Differences in the Skills-Earnings Relationship: The role of Skill Demands and Labor Market Institutions, Department of Sociology, University of Notre Dam, Notre Dam IN, november, kézirat. Chevalier, A. (2003): Measuring Over-education, Economica, Vol. 70. 509­531. o. Christev, A.­Fitzroy, F. (2002): Employment and Wage Adjustment: Insider-Outsider Control in a Polish Privatisation Panel Study. Journal of Comparative Economics, Vol. 30. 251­275. o. Damijan, J.­Kostevc, C. (2002): The Impact of European Integration on Adjustment Pattern of Regional Wages in Transition Countries: Testing Competitive Economic Geography Models; LICOS Discussion Paper, 118. Danny, K.­Colm, H.­O'Sullivan, V. (2004): Education, Earnings and Skills: A Multi-Country Comparison, The Institute for Fiscal Studies, WP04/08, Dublin. Darling-Hammod, L. (1999): Teacher Quality and Student Achievement. A Review of State Policy Evidence. Research Report. Center for the Study of Teaching abd Policy, University of Washington. Dobbelaere, S. (2001): Insider Power and Wage Determination in Bulgaria. An Econometric Investigation. LICOS Discussion Paper, 111. Eberts, R. W.­Schweitzer, M. E. (1994): Regional Wage Convergence and Divergence: Adjusting Wages for Cost-of-Living Differences. Economic Review, Federal Reserve Bank of Cleveland, 2. 26­37. o. Fazekas Károly (2005): A hazai és külföldi tulajdonú vállalkozások területi koncentrációjának hatása a foglalkoztatás és munkanélküliség területi különbségeire. Megjelent: Fazekas Károly (szerk.): A hely és a fej. Munkapiac és regionalitás Magyarországon. MTA Közgazdaságtudományi Intézet, Budapest, 47­74. o. Fazekas Károly­Németh Nándor (2005): A regionális különbségek csökkentése. Megjelent: A magyar foglalkoztatáspolitika átfogó értékelése az Európai Foglalkoztatási Stratégia kontextusában, az elmúlt öt év tapasztalatai alapján (kutatásvezet: Köll János). http://econ.core.hu/kutatas/projekt.html. Galasi Péter (2002a): Fiatal diplomások a munkaerpiacon a tömegesedés idszakában. Educatio, nyár, 227­236. o.

130

hivatkozások
Galasi Péter (2002b): Fiatal diplomások életpálya-vizsgálata. Megjelent: Kolosi Tamás­Tóth István György­ Vukovich György (szerk.): Társadalmi riport 2002. Tárki, Budapest, 245­255. o. Galasi Péter (2003a): Estimating Wage equations for Hungarian Higher-education Graduates. BWP, 4. sz. Galasi Péter (2003b): Job Training of Hungarian Higher-education Graduates. BWP, 5. sz Galasi Péter (2004a): Valóban leértékeldtek a felsfokú diplomák? A munkahelyi követelmények változása és a felsfokú végzettség munkavállalók reallokációja Magyarországon 1994­2002. Budapesti Munkagazdaságtani Füzetek, 3. sz. Galasi Péter (2004b): Túlképzés, alulképzés és bérhozam a magyar munkaerpiacon (1994­2002), Közgazdasági Szemle 2004. 5. sz. Galasi Péter­Timár János (1997): Jelentés a felsoktatási intézményekben 1996-ban végzettek kísérleti követéses vizsgálatának eredményeirl, BKE Emberi erforrások tanszék, Fidév Kutatócsoport, Budapest. Galasi Péter­Timár János (1998): Jelentés a felsoktatási intézményekben 1996-ban végzettek kísérleti követéses vizsgálatának második hullámáról, BKE Emberi erforrások tanszék, Fidév Kutatócsoport, Budapest. Galasi Péter­Timár János­Varga Júlia (2000): Pályakezd diplomások munkaerpiaci helyzete. Munkaügyi Szemle, december, 22­26. o. Galasi Péter­Timár János­Varga Júlia (2001): Pályakezd diplomások a munkaerpiacon. Megjelent: Semjén András (szerk.): Oktatás és munkaerpiaci érvényesülés. MTA Közgazdaságtudományi Kutatóközpont, Budapest, 73­89. o. Galasi Péter­Varga Júlia (2002): Does Private and Cost-priced Higher Education Produce Poor Quality? Society and Economy, Vol. 24. No. 3. 333­361. o. Galasi Péter­Varga Júlia (2005): Munkaerpiac és oktatás. KTI Könyvek, 1. Budapest. Greene, W. H. (1993): Econometric Analysis. Second Edition, Macmillan, New York. Grosfeld, I.­Nivet, J-F. (1997): Firms Heterogeneity in Transition: Evidence from a Polish Panel Data Set. William Davidson Institute, 47. Grosfeld, I.­Nivet, J. (1999): Insider Power and Wage Setting in Transition: Evidence from a Panel of Large Polish Firms, 1998­94. European Economic Review, Vol. 43. 1137­1147. o. Hahn Csaba (2004): A térségi fejldést befolyásoló tényezk Magyarországon. Területi Statisztika, november. Horváth Zsuzsa­Környei László (2003): A közoktatás minsége és eredményessége. Megjelent: Jelentés a közoktatásról 2003. OKI, Budapest. 309­345. o. Jurajda, S. (2003): Gender Wage Gap and Segregation in Enterprises and the Public Sector in Late Transition Countries. Journal of Comparative Economics, 31. 199­222. o Jurajda, S. (2005): Czech Returns to Schooling: Does the Short Supply of Education Bite? Czech Journal of Economics and Finance (Finance a uver, ISSN: 00151920) Vol. 55. No. 1­2. 83­95. o. Kertesi Gábor­Köll János (1995): Kereseti egyenltlenségek Magyarországon. MTA Közgazdaságtudományi Intézet, Budapest, december. Kertesi Gábor­Köll János (1997a): Reálbérek és kereseti egyenltlenségek, 1986­1996. Közgazdasági Szemle, 7­8. sz. Kertesi Gábor­Köll János (1997b): The Birth of the 'Wage Curve' in Hungary 1985­95; MTA Közgazdaságtudományi Intézete, Budapest, 24 o. Kertesi Gábor­Köll János (1999): Economic Transformation and the Return to Human Capital. BWP, 6. sz. Kertesi Gábor­Köll János (2001): A gazdasági átalakulás két szakasza és az emberi tke átértékeldése. Közgazdasági Szemle, 48. évf. 9. sz. 897­919. o. Kertesi Gábor­Köll János (2002): Economic Transformation and the Revaluation of Human Capital ­ Hungary 1986­1999. Megjelent: Grip, A. de­Van Loo, J.­Mayhew. K. (szerk.): The Economics of Skills Obsolescence. Research in Labor Economics, Vol. 21. JAI, Oxford, 235­273. o. Kertesi Gábor­Köll János (2003): Ágazati bérkülönbségek Magyarországon, I. és II. rész. Közgazdasági Szemle, 50. évf. 11. és 12. sz. Kertesi Gábor­Köll János (2005): Felsoktatási expanzió, diplomás munkanélküliség és a diplomák piaci értéke. Budapesti Munkagazdaságtani Füzetek, BWP, 3. sz. Kertesi Gábor­Köll János (2006): Felsoktatási expanzió, ,,diplomás munkanélküliség" és a diplomák piaci értéke. Közgazdasági Szemle, 53. évf. 3. sz. 201­225. o. Kézdi Gábor (1998): Az önbevalláson alapuló kereseti adatok érvényessége. Közgazdasági Szemle, 9. sz. 1035­1042. o. Kézdi Gábor (2000):Versenyszféra és költségvetés. Megjelent: Fazekas Károly (szerk.): Munkaerpiaci tükör, 2000. MTA Közgazdaságtudományi Intézet, Budapest. Kézdi Gábor (2002): Two Phases of Labor Market Transition in Hungary. Inter-Sectoral Reallocation and Skill-Biased Technological Change. BWP, 3. sz. Kézdi Gábor (2004): Iskolázottság és keresetek. Megjelent: Fazekas Károly­Varga Júlia (szerk.): Munkaerpiaci tükör, 2004. MTA KTI­Országos Foglalkoztatási Közalapítvány. Budapest, 43­49. o. Kiker, B. F.­Santos, M. C.­Oliveira, M. M. D. (1997). Overeducation and Undereducation: Evidence for Portugal. Economics of Education Review, Vol. 16. 111­125. o.

131

közelkép
Köll János (2000a): Iskolázottság és életkor szerinti kereseti különbségek: az emberi tke átértékeldése. Megjelent: Fazekas Károly (szerk): Munkaerpiaci tükör 2000. MTA KTI, Budapest. 80­90. o. Köll János (2000b): Regionális kereseti és bérköltségkülönbségek. Megjelent: Fazekas Károly (szerk): Munkaerpiaci tükör 2000. MTA Közgazdaságtudományi Kutatóközpont, Budapest. Köll János (szerk.) (2000): Közelkép: Bérek a politikai rendszerváltástól az ezredfordulóig. Megjelent: Fazekas Károly (szerk): Munkaerpiaci tükör 2000. MTA Közgazdaságtudományi Kutatóközpont, Budapest. 35­148. o. Köll János (2003): Regionális kereseti és bérköltségkülönbségek. Megjelent: Cseres-Gergely Zsombor­ Fazekas Károly (szerk.): Munkaerpiaci tükör 2003. MTA KTK­OFA, Budapest. Krösi Gábor (1998): Labour Demand During Transition in Hungary. BWP, 5. sz. Krösi Gábor (2000): A vállalatok munkaer-kereslete. Budapesti Munkagazdaságtani Füzetek, BWP, 3. sz. Krösi Gábor (2002): Labour Adjustment and Efficiency in Hungary. BWP, 4. sz. Krösi Gábor (2005): A versenyszféra munkapiacának mködése; KTI Könyvek, 128 o. Kramarz, F. (2003): Wages and International Trade; CEPR Discussion Paper 3936. sz. McAuley, A. (1981): Women's work and wages in the Soviet Union. George Allen & Unwin, London. Nickell, S.­Vainoimaki, J.­Wadhwani, S. (1994): Wages and Product Market Power. Economica, 61. évf. 457­473. o. Nickell, S.­Wadhani, S. (1990): Insider Forces and Wage Determination. The Economic Journal, Vol. 100. No. 401. 496­509. o. OECD­Statistics Canada (2000): Literacy in the Information Age: Final Report of the International Adult Literacy Survey. OECD­Statistics Canada, Párizs, http:// www1.oecd.org/publications/e-book/8100051e.pdf. Ogloblin C. G. (1999): The Gender Earnings Differential in the Russian Transition Economy. Industrial and Labor Relations Review, Vol. 52. No. 4. 602­627. o. Polónyi István­Timár János (2001): Tudásgyár vagy papírgyár. Új Mandátum Kiadó, Budapest Rivkin, G. R.­Hanusek, E. A.­Kain, J. F (2000): Teachers, Schools and Academic Achievment. Working Paper, 6691. National Bureau of Economic Research, Massachusetts. Rubb, S. (2003): Post-College Schooling, Overeducation, and Hourly Earnings in the United States. Education Economics, Vol. 11. 53­72. o. Surányi Éva­Krösi Gábor (2000): Dinamikus alkalmazkodás. Megjelent: Fazekas Károly (szerk): Munkaerpiaci tükör 2000. MTA Közgazdaságtudományi Kutatóközpont, Budapest, 157­159. o. Varga Júlia (2001): A kereseti várakozások hatása az érettségizk továbbtanulási döntésére. Közgazdasági Szemle, 7­8. sz. 615­640. o. Varga Júlia (2006): Why to get a 2nd diploma? Is it lifelong learning or the outcome of state intervention in educational choices? BWP, 4. sz. http://www.econ. core.hu/doc/bwp/bwp/bwp0604.pdf. Wooldridge, J. M. (2002): Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data, MIT Press, Cambridge, MA.

132



Hasonló témájú dokumentumok

Hozzászólások

03.04/1 11.12-2 12 13 2. óra ady alapozás anglia antroptöri architektúra athén biotermék ea egyéb építésszervezés i. eu eu tételek falusi turizmus fotoszintézis gyakorlatok hallgatoi anyag hidraulika jogfosztás jogi alapismeretek jogviszony komplex középkor kőzetek közgazdaságtan lézer log magyarország geográfiája makroökonómia marquez mechanikai példatár méretezés minden ami valszám mit tudtak a régiek összefoglaló polgári jog politológia prácser tamás prezentáció puska2 szerves kémia szocializáció szte torlódási hely tudománytörténet világirodalom 2.