Adóváltozások hatása a magyarországi munkakínálatra az extenzív határon

Budapesti Corvinus Egyetem Közgazdasági Kar

Adóváltozások hatása a magyarországi munkakínálatra az extenzív határon

Készítette: Rácz Olivér Miklós Közgazdasági Szak Makrogazdasági elemző és előrejelző szakriány 2010

Szakszeminárium-vezető: Szabó-Bakos Eszter

Tartalomjegyzék 1. BEVEZETÉS

5

2. ELMÉLET ÉS IRODALOM

7

2. 1. Munkakínálat és adók: a neoklasszikus modellkeret 2. 2. Empirikus eredmények 3. STILIZÁLT TÉNYEK

9 15 20

3. 1. stilizált tények az aktivitásról

20

3. 2. stilizált tények a munkát terhelő adókról

32

4. ADATOK

37

4. 1. A HKF általános jellemzői

37

4. 2. A változóként felhasznált ismérvek definíciója és jellemzése

39

5. MÓDSZERTAN 5. 1. A becslés felépítése

45 45

5. 2. A becslés kivitelezése az aktivitásban való lemaradást magyarázó főbb társadalmi csoportok esetén

48

5. 3. A becslés során nem kezelt problémák és további lehetőségek

49

6. BECSLÉS ÉS EREDMÉNYEK 6. 1. Az iskolai végzettség szerinti különbségek

51 54

7. ÖSSZEFOGLALÁS

56

8. IRODALOMJEGYZÉK

57

FÜGGELÉK

61

2

Táblázatok 2-1. táblázat: munkakínálati rugalmasságok az extenzív határon a nemzetközi szakirodalomból

18

3-1. táblázat: A gyes és a gyed értékének változása különböző átlagbérekhez viszonyítva 1995-2000

30

3-2. táblázat: Az adóterhelés a jövedelem függvényében, valamint az átlagos adóék komponensei az átlagjövedelem szintjén

37

4-1. táblázat: Megfigyelések száma évenként

39

4-2. táblázat: Az aktívak és a foglalkoztatottak mintán belüli aránya az összes megfigyelés bázisán

41

4-3. táblázat: Az aktivitási döntést közvetlenül befolyásoló kontrollváltozók jellemző statisztikái 4-4.

táblázat:

43 Az

aktivitási

döntést

béren

keresztül

közvetve

befolyásoló

kontrollváltozók jellemző statisztikái

44

6-1. táblázat: A korrigált béregyenlet

51

6-2. táblázat: A strukturális probit egyenlet

52

6-3. táblázat: A strukturális probit az iskolai végzettség szerinti bontásban

54

6-4. táblázat: Részvételi rugalmasságok az iskolai végzettség szerinti bontásban

55

6-5. táblázat: Részvételi rugalmasságok a legmagasabb iskolai végzettség szerint

57

F-1. táblázat: Redukált formájú probit

57

3

Ábrák 2-1. ábra: Adóváltozás parciális hatása a foglalkoztatásra

8

2-2. ábra: Adóváltozás hatása az egyéni munkakínálati döntésre

12

2-3. ábra: Sarokmegoldás, mint optimális egyéni munkakínálati döntés

13

3-1. ábra: Az aktivitási ráta nemzetközi összevetése

22

3-2. ábra: A magyarországi aktivitási ráta időbeli változásának dekompozíciója

23

3-3. ábra: Az aktivitási ráta eltéréséből eredő csoportonkénti hozzájárulások

25

3-4. ábra: Az inaktívak aránya a 15-64 éves korú népességen belül az inaktivitás oka szerint 26 3-5. ábra: A hivatalos és az effektív nyugdíjba vonulási kor az európai országokban

28

3-6. ábra: Nők aktivitási rátájának korcsoportonkénti eltérése az EU15-höz képest

30

3-7. ábra: Alapfokú végzettek aránya a megfelelő korú népesség százalékában

32

3-8. ábra: a foglalkoztatási ráta és az átlagjövedelemmel számolt adóék nemzetközi összevetése

35

3-9. ábra: az adóék és GDP arányos teljes adóbevétel nemzetközi összevetése

36

4-1. ábra: A munkajövedelem eloszlása a teljes mintán

43

4

1. Bevezetés Magyarországon az utóbbi évek egyik hangsúlyos gazdasági problémája a nemzetközi összehasonlításban jelentősen alacsony aktivitási ráta. Az alacsony aktivitási ráta rövidtávon a jövedelmek újraelosztása kapcsán eredményez jelentős társadalmi veszteséget, mivel kevés aktív kereső befizetett adójából kell finanszírozni a relatíve sok állami ellátásban részesülő inaktív polgárt. Hosszútávon pedig – a neoklasszikus közgazdasági elmélet értelmében – az alacsony aktivitás alacsonyabb potenciális kibocsátásra van negatív hatással, ez pedig Magyarország fejlett országokhoz való felzárkózását erősen hátráltathatja. Magyarország aktivitásban tapasztalt lemaradása az utóbbi években csökkent, azonban továbbra is jelentős mértékű. A lemaradásban legnagyobb szerepet a fiatalok, az idősek, a szülőképes-korú nők és az alacsony iskolai végzettségűek csoportja játszik. Jóllehet valamennyi csoport esetén más és más ösztönzők hatásának eredménye a társadalmi átlagnál magasabb arányú távolmaradás a munkapiacról, érdemes megvizsgálni, hogy az elérhető adózás utáni munkajövedelem, azaz a nettó bér változása hogyan, és mennyire erősen hat az adott csoport aktivitási döntésére. A nettó bér növelésének egyik gazdaságpolitikai eszköze a munkát terhelő adók és járulékok csökkentése. Magyarországon európai viszonylatban ezen adótípusok által kalkulált adóék kiemelkedően magas, ugyanakkor a munkajövedelmek adóztatásának a hatékonysága meglehetősen alacsonynak mondható. Ebből kifolyólag könnyen elképzelhető, hogy ezen terhek csökkenése a hazai aktivitás bővülését eredményezné. Dolgozatom célja, hogy mikroökonometriai eszközökkel feltárjam, hogy a munkajövedelmeket terhelő adóváltozásnak létezik-e szignifikáns hatása a munkapiaci részvételre. Az adók munkakínálatra gyakorolt hatása két határ mentén történhet. Abban az esetben, ha a munkakínálati reakció a teljesített munkaórák számának változásában következik be az alkalmazkodás intenzív határáról, míg ha a változás eredménye az alkalmazotti létszám elmozdulásában tapasztalható az alkalmazkodás extenzív határáról beszélhetünk. Ebben a tanulmányban kizárólag az extenzív határon történő alkalmazkodás vizsgálata a cél, ezért becsléseim során csak a munkapiaci részvétel rugalmasságait számszerűsítem a különböző aktivitásban lemaradást okozó társadalmi csoportok esetén.

5

A

becslésekhez

a

Központi

Statisztikai

Hivatal

Háztartási

Költségvetési

Felvételeinek (továbbiakban HKF) 1998 és 2007 közötti éves személyi alapú adatbázisait használom. A következő fejezetben a témakörhöz tartozó elméleti modell keretet mutatom be, majd röviden összefoglalom a nemzetközi szakirodalom vonatkozó eredményeit. A harmadik fejezetben a probléma fontosságának alátámasztásaként bemutatom a Magyarországra jellemző aktivitásra és adózásra vonatkozó stilizált tényeket. A negyedik fejezetben bemutatom a felhasznált adatbázist és a becslés során alkalmazott változókat. Az ötödik fejezetben összefoglalom a becslés során alkalmazott ökonometriai módszertant, a hatodikban pedig bemutatom a becsléseim eredményeit és azok értelmezését. A hetedik fejezetben összefoglalom az eredményeket.

6

2. Elmélet és irodalom Az adók munkakínálati hatásának legjobb szemléltető eszköze a klasszikus munkapiaci modell. A munkakereslet oldalán a munkáltatói oldal, másként a munkaerőt alkalmazó vállalatok jelennek meg. A munkakínálat oldalán a munkaképes korú lakosság aktívnak nevezett része, azaz azon csoport, amely adott bérajánlat esetén hajlandó a munkapiaci részvételre. A munkakereslet a munkaadók aggregált viselkedését reprezentáló függvény. A vállalatok számára az alkalmazott munka költséget jelent, munka iránti keresletük ezért a fajlagos bérköltség függvényében csökkenő. A neoklasszikus elmélet értelmében a vállalatok munkakereslete a munka határtermék-értékétől függ, azaz minél nagyobb pótlólagos bevétel növekedést okoz egy újabb egység (munkaóra vagy munkavállaló) alkalmazása, annál magasabb bérajánlattal jelennek meg a piacon. A munka határtermék-értéke erősen függ a pillanatnyi konjunkturális környezettől, egy recesszió idején például a szűkülő kereslet a munka határtermék-értékére is negatív hatással van, ami egy rugalmas béreket feltételező piacon a bérek csökkenéséhez vezet. Természetesen a munkakeresletet különböző időtávokon és különböző dezaggregált piacokon további tényezők is befolyásolják, azonban a keresleti oldal részletes tárgyalása nem tartozik ezen tanulmány fókuszába. A munkavállalók viselkedését a munkakínálati függvény hivatott megragadni. A munkakínálatra ható legfontosabb tényező az adózás utáni bér, aminek növekedésével egyenes arányban nő a gazdaságban felkínált munka mennyisége. A kínálati oldal esetén is igaz, hogy számos további tényező is hat annak alakulására. A teljesség igénye nélkül ilyenek a nem munkából származó jövedelmek, szociális támogatások vagy a résztvevők átlagos szakképzettsége. Az aggregált munkakínálat mögött meghúzódó további egyéni mikroökonómiai tényezők modelljét a fejezet későbbi részében nagyobb részletességgel tárom fel, ezek azonban nem befolyásolják az aggregált viselkedést jellemző általános képet. A munkapiacon a két standard szereplőjén túl megjelenhet az állam is a munkát terhelő adók bekapcsolásával. A klasszikus munkapiaci modellben az adómentes egyensúly a kereslet és a kínálat metszéspontjában alakul ki, azonban a munkából származó jövedelmek szinte valamennyi gazdaságban adókötelesek, ezért ez az ideális helyzet sosem valósul meg, hanem viszonyítási pontként kezelendő. 7

2-1. ábra: Adóváltozás parciális hatása a foglalkoztatásra (illusztratív) bér Munkakereslet

WC’ Munkakínálat

A WC B W C W’

L’

L

létszám

A 2-1. ábrán látható a fent leírtaknak megfelelően kialakuló foglalkoztatás (L), egy főre eső bérköltség (WC) és adózás utáni átlagkereset (W). Egy esetleges adónövekedés az ábrán WC’-nek megfelelő új, magasabb bérköltséget és a W’-vel jelölt alacsonyabb nettóbért eredményez. Az adónövekedés foglalkoztatási hatását a vízszintes tengelyen látható alacsonyabb (L’) foglalkoztatási szint mutatja. Egy adó növekedés tehát megnöveli a munkáltató által viselt bérköltséget, aki a magasabb költségek mellett alacsonyabb foglalkoztatást tart optimálisnak. Ugyanakkor a magasabb adótartalom egy része – a munkakínálat bérrugalmasságától függően – a munkavállalók által realizált bércsökkenésben jelenik meg. Jóléti szempontból is veszteséget jelent egy ilyen adónövelés, hiszen az alacsonyabb foglalkoztatás mellett a korábbi foglalkoztatási szinthez viszonyítva a munkák egy része „elvégezetlen‖ marad, kevesebb munkajövedelem termelődik meg, tehát társadalmi szinten ez a jövedelem mennyiség elvész. Ezt hívják az adózás torzító hatásának, amely jelen esetben a kiinduló helyzethez képest A + B + C területnek megfelelő jövedelem kieséssel egyenlő. Mivel az adóváltozás okozta bérváltozás és az ebből következő foglalkoztatás változás erősen függ a munkakínálattól ennek mélyrehatóbb modellezése indokolt. Mielőtt azonban ezzel folytatnám egy további fontos megjegyzés még indokolt az 8

aktivitás és a foglalkoztatás kapcsolatára vonatkozóan. A munkakínálatban résztvevő egyének együttesen az aktívak csoportját alkotják, azonban ezen csoportnak csak egy része jelenti a ténylegesen foglalkoztatottakat. A foglalkoztatottakon felüli rész az aktivitáson belül a munkanélküliek csoportja. A klasszikus modellben bemutatott adóváltozás a foglalkoztatásra gyakorol közvetlen hatást, a munkakínálatot, mint optimalizáló döntést bemutató munkakínálati modell – melynek kifejtése alább következik – azonban a munkapiaci részvétel szándékára vonatkozik, tehát az aktívak számát határozza meg aggregált szinten. A továbbiakban feltételezzük, hogy azon egyének, amelyek a munkakínálati döntés során az aktív munkakeresést választják, az azonos jellemzőkkel bíró versenytársaikkal egyforma eséllyel találnak állást. Ez alapján azt feltételezzük, hogy a munkanélküliek számának alakulása nem függ a munkakínálati oldaltól, kizárólag a keresleti oldal mozgatja. Jóllehet ez a feltételezés empirikusan nehezen védhető, a nemzetközi gyakorlatot követve, illetve a munkanélküliség elméleti modellje alapján elfogadható, hogy hosszú távon a munkanélküliség állandó1, rövidtávon pedig kizárólag kereslet oldali változások2 befolyásolják.

2. 1. Munkakínálat és adók: a neoklasszikus modellkeret A munkakínálati döntés elemzésére legegyszerűbb elméleti keret a fogyasztói döntés alapját is jelentő statikus optimalizálási modell. Ennek bemutatására Hausmann (1985) valamint Pencavel (1987) írására támaszkodhatunk. Egy ilyen egyszerű modellben egyetlen szereplő viselkedését modellezzük. Erről a döntéshozóról feltételezzük, hogy egy jól viselkedő hasznossági függvény szerint igyekszik hasznosságát maximalizálni. Hasznosságát két tényező befolyásolja: a fogyasztás (c), amelynek függvényében a hasznossága monoton növekvő, de határhaszna csökkenő, és a szabadidő (1-l), amelyre a fogyasztáshoz hasonlóan normál jószágként tekintünk. A szabadidő annyiban különbözik a fogyasztástól, hogy korlátos, hiszen létezik egy gyakorlati maximuma az egy nap során eltölthető szabadidőnek. Mivel a fogyasztó ideje korlátos, ezért ezt az idejét kell megosztani a szabadideje és a munkával töltött ideje között. Ezért a probléma felírható a fogyasztás és a munkakínálat (l) közötti döntési problémaként is, de ebben az

1

a természetes ráta szerint alakul

2

jellemzően konjunkturális ingadozások

9

esetben a munkakínálat káros jószág. Az így felírható hasznosság függvény a következő formát ölti: (1) Ahol U a hasznosság függvény, c a fogyasztás, l a munkakínálat stb. A döntéshozó az optimális fogyasztását és a munkakínálatát egy költségvetési korlát mentén határozza meg. A fogyasztót döntésében a rendelkezésre álló jövedelme, tehát az adózás utáni munkajövedelme (keresete) és a nem munkából származó egyéb jövedelme korlátozza. A fogyasztáshoz jövedelemre van szüksége, tehát minél többet szeretne fogyasztani, lévén az hasznossága növekedésével jár, annál többet kell dolgoznia, hogy rendelkezésére álljon a többlet fogyasztásához szükséges pótlólagos jövedelem. Megjegyzem, hogy ebben a statikus modellkeretben a nem munkából származó

jövedelemre

exogén

tényezőként

tekintek,

annak

befolyásolása

a

fogyasztónak nem áll módjában.3 Mivel vizsgálatunk középpontjában az adók változásainak hatása áll, modellünket ki kell egészíteni. Az adók változása a költségvetési korlátban jelenik meg az adózás utáni keresetben. Ebben az egyszerű modellben, csak egy egykulcsos lineáris adót jelenítünk meg, és feltételezzük, hogy a nem munkából származó jövedelem adómentes, vagy legalábbis az azt terhelő adó független a munkajövedelem adójától, és állandó. Az adóval kiegészített költségvetési korlát egyenlete a következő: (2) Ahol w az adózás előtti kereset, t az adókulcs stb. Egy adónövelés esetén a többlet munkából származó többlet jövedelem alacsonyabb lesz. Tehát ugyanannyi szabadidő feláldozásával, tehát munkakínálat növelésével, a fogyasztó kisebb mértékben tudja növelni fogyasztását, mint az adóemelést megelőzően. Az adó munkakínálatra gyakorolt hatása az optimum felírásának segítségével vizsgálható. Egy ilyen döntési helyzetben magától értetődő, hogy a fogyasztás növelése a szabadidőről való lemondással jár. A szabadidőről való lemondás pedig hasznosság veszteséget okoz. Ebből következik, hogy ha feltételezzük a döntéshozó racionalitását, és feltételezzük továbbá, hogy preferenciái „jól viselkedőek‖, léteznie kell egy 3

Egy időben kiterjesztett modell esetén van erre lehetőség, lásd Blundell és MaCurdy(1999).

10

kombinációnak, ahol egy (végtelenül kicsi) egységnyi többletfogyasztásból származó hasznosságnövekedés

mértéke

megegyezik

a

szabadidőről

való

lemondás

haszonáldozatával. Egy esetleges adónövelés esetén a munkából származó pótlólagos jövedelem csökken,

ezért

ugyanazon

többlet

munkakínálat

okozta

haszonáldozatnál

a

fogyasztásból származó hasznosság növekedés alacsonyabb lesz. Elképzelhető, hogy ilyen körülmények között a fogyasztó csökkenti a munkakínálatát. Ezt a helyzetet mutatja a 2-2. ábra. 2-2. ábra: Adóváltozás hatása az egyéni munkakínálati döntésre (illusztratív) fogyasztás c = (1-t)w + I

c = (1-t’)w + I

Ui

Uii I munkaóra

h f he

he’

Az 2-2. ábrán szemléltetett változást a slutsky egyenlet (3) segítségével felbonthatjuk tiszta helyettesítési hatásra, amely a szabadidő és a fogyasztás relatív hasznosságából származó munkakínálat változásként értelmezhető, és tiszta jövedelemhatásra, amely pedig a kereset változás tiszta hatása. Ebben az egyszerű esetben, ha csak a munkából származó jövedelmet terheli egy egykulcsos adó, egy adónövelés helyettesítési hatása mindig negatív míg a jövedelemhatása mindig pozitív. Azonban a két hatás egymáshoz viszonyított mértéke nem egyértelmű. (3) Az 2-2. ábrán felvázolt esetben a jövedelmi hatás (hf–he) kisebb a helyettesítési hatásnál (he’–he), de elképzelhető ennek az ellenkezője is, ebben az esetben egy adónövelés a munkakínálat növelését vonja maga után. 11

Az adóváltozásnak a teljes hatását számszerűsítő rugalmassági együtthatót kompenzálatlan jövedelemrugalmasságnak nevezik. A jövedelemhatással kompenzált teljes hatás maga a tiszta helyettesítési hatás, ezért ez utóbbit jellemző rugalmasságot kompenzált

rugalmasságként

is

használja

az

irodalom.

A

kompenzálatlan

adórugalmasság előjele tehát nem független a döntéshozó preferenciáitól. Azonban ha a fogyasztó rendelkezik nem munkából származó jövedelemmel (I0), akkor előfordulhat, hogy számára az optimális választás a zérus munkakínálat lesz és fogyasztását kizárólag ebből az exogén jövedelemből fedezi. Ezt az esetet hívjuk sarokmegoldásnak, egy ilyen helyzetet mutat a 2-3. ábra. 2-3. ábra: Sarokmegoldás, mint optimális egyéni munkakínálati döntés (illusztratív)

fogyasztás c = (1-t)w + I

U

I0

munkaóra

he

A munkakínálati döntést elemző modellt eddig az egyszerű fogyasztási optimalizálás analógiájára írtuk fel, azonban van két lényeges probléma, amiért ez a fajta felírás a valósággal nehezen összeegyeztethető feltevésekre alapszik. Az első , hogy míg a fogyasztói döntésnél szereplő két jószág esetén valamennyi fogyasztó ugyanazzal az árral szembesül, addig a munkakínálati döntésnél a különböző fogyasztók különböző bérajánlatok mellett kell meghozzák döntésüket. Ezért a reprezentatív fogyasztós modell keret az átlagos munkavállalóra értelmezhető. Ez egy további problémát is felvet. Ha sok szereplő átlagaként értelmezzük a munkakínálati döntést, feltételeznünk kell, hogy valamennyi fogyasztó belső ponti optimumot talált, és senki sem választ 12

sarokmegoldást vagy mindenki a sarok megoldást választja. Ez egyet jelent azzal, hogy valamennyi munkaképes korú egyén egyben munkavállaló is, vagy legalábbis kényszerű munkanélküli. A valóságban azonban sehol nincs olyan munkapiac, amely esetén a részvételi arány 100% vagy 0%. A valóságban ez a részvételi arány országonként, társadalmi csoportonként és időben is változatos képet mutat. Ezért egy esetleges adóváltozás, nem csak a munkaórák kínálatának változására, hanem a munkakínálatban való részvételre is hatással lehet. A munkaórák mentén való alkalmazkodásra intenzív határként, a részvételi döntésre extenzív határként hivatkozik a szakirodalom4. Az extenzív és az intenzív határnak az elkülönítésére először Lewis (1976) hívta fel a figyelmet. Ez a distinkció azóta általánosan elfogadott lett5. Az első elméleti modell, amelyben lehetőség van a két határ különválasztására Mirrlees (1971) cikkében jelenik meg. Modelljében a heterogenitás a szakképzettségbeli különbségekből fakad. Mirrlees feltételezi, hogy a döntéshozók szakképzettség szerinti eloszlása ismert. Továbbá feltételezi, hogy létezik egy olyan szakképzettségi szint, amelynél alacsonyabb érték esetén már nem optimális dolgozni.

Másképp

megfogalmazva felteszi, hogy mindig lesz a képességek sokféleségéből fakadóan a populációnak egy olyan hányada, amely racionálisan a tétlenséget választja. Mirrlees cikkében nem tér ki az adók munkakínálatot extenzív oldalon befolyásoló hatásokra. Mirrlees modelljét terjeszti ki Diamond (1980) tanulmányában. Diamond további heterogenitást feltételez a döntéshozók ízléseiben. A modell további módosításai, hogy a nem dolgozók számára segélyt biztosít, és ami még fontosabb, hogy a választható munkaórákat egy adott értékre rögzíti. Ez utóbbi feltevésével megteremti a tisztán extenzív oldali alkalmazkodás alapmodelljét. Az adórugalmasságok felírása Saez (2002) tanulmányában található meg. Saez Diamond és Mirrlees modelljét alkalmazva ír fel egy tisztán extenzív, egy tisztán 4

Az irodalomban további határok is felmerülnek lásd Blundell és MaCurdy (1998). Az intenzív határon belül például elméletben megkülönböztethető a munkaidőben való alkalmazkodás és a nem időben történő intenzitás (pl. erőfeszítés) változtatása. Ezen kívül a munkakínálati döntést időben kiterjesztve további alkalmazkodási lehetőség a humántőke beruházás, amely későbbi időszakok magasabb munkajövedelmének diszkontált hasznosságaként értékelhető. Ezen alternatív alkalmazkodási határok kutatásában gátat jelent, hogy ezek a tényezők nem megfigyelhetőek, és mivel csekély befolyással bírnak az extenzív oldali alkalmazkodás megértésében és mérésében, ezen írás keretein belül további tárgyalásuktól eltekintünk. 5

lásd Heckman(1993)

13

intenzív és a két alkalmazást együtt megragadó modellt. Saez a heterogenitást úgy építi be, hogy véges számú (i=1,2…I) állást feltételez, és a munkavállalók ezen állások szerinti eloszlását. (4) Ahol ci az adott állásban rendelkezésre álló jövedelem, c0 az állástalanság „jövedelme‖ hi pedig az adott állásra jellemző foglalkoztatottak gyakorisága. Ha továbbra is feltételezzük, hogy a nem munkából származó jövedelmet terhelő adók és a munkanélkülieknek nyújtott támogatás (segély) mértéke független a jövedelemadó változásaitól, akkor az egyetlen tétel, ahol az adó befolyásolja a fenti részvételi rugalmasságot a rendelkezésre álló munkajövedelem (ci). Az irodalom megkülönböztet marginális és átlagos adókulcsokat. A marginális adókulcs az egységnyi jövedelemváltozás okozta adóteherváltozást mutatja, míg az átlagos kulcs egy bizonyos jövedelemszintnél az egységnyi jövedelemre eső teljes adóterhet mutatja. Az extenzív esetben, mivel csak egyetlen jövedelemadóval terhelt tétel szerepel, az átlagos kulcs lesz a mérvadó. A fent definiált rugalmasság intuitíve pozitív előjelű, amit könnyű belátni, hiszen ha nő a különbség a munkába állással szerezhető jövedelem és az állástalanság mellett rendelkezésre álló jövedelem különbsége, a munkavállalók egy része a sarokmegoldásból egy belső ponti optimumba, azaz pozitív munkakínálati döntésre jut, tehát nő az adott állásban résztvevők aránya. Ebből következik, hogy az alacsony átlagos kulcsok az elmélet szerint ceteris paribus magasabb részvételi arányokat produkálnak. Azt is könnyű belátni, hogy a marginális kulcsok a már dolgozók munkakínálatának intenzitására vannak hatással, az extenzív határon történő alkalmazkodásra így nincsenek hatással. A munkakínálat elméletének létezik egy további kiterjesztése, amely esetén egyetlen reprezentatív fogyasztó feltételezésével is különbséget lehet tenni az extenzív és az intenzív határ között. Rogerson és Wallenius (2007) a munkakínálat életciklus modelljét Heckman(1974) egészíti ki. Ebben a modellben a döntéshozó életciklusa során két alkalommal kerül olyan helyzetbe, amikor a részvételi döntés válik dominánssá. Egyszer a tanulmányai végeztével, egyszer pedig a nyugdíjkorhatár közelében. Egy ilyen modellben kimutatható, hogy az aktív kereső korú életszakaszban egy adóváltozás hatására gyengén reagálnak a munkaórák mentén a szereplők, de az említett két határon egy adóváltozás erősen befolyásolja a döntéshozó munkakínálat részvételi döntését. Ez 14

a fajta megközelítés kiegészíti az extenzív határ létének elméleti alapjait és jelentőségét. Jelen írás központi kérdésének megértéséhez azonban az életciklus elméleti kerete, illetve Rogerson és Wallenius modellje nem ad hozzá, hiszen például az országok vagy társadalmi csoportok közötti heterogenitásról nehezen vonható le belőlük hasznos következtetés.

2. 2. Empirikus eredmények Ezen elméleti eredményeket alátámasztó becslések során többféle munkakínálati függvényformát alkalmaztak. A heterogenitást figyelmen kívül hagyó reprezentatív döntéshozót feltételező elmélet probléámira már korábban felhívtuk a feigyelmet, azonban ennek becsléssel kapcsolatos következményeire most térünk ki. Az egyszereplős modell alapján felírható munkakínálati függvény az alábbi: (5) Ahol H a ledolgozott órák száma, W az adózás utáni bér, Y a nem munkából származó jövedelem és

a nem megmagyarázott heterogenitás a munkaórákban. Egy

ilyen becslés eredménye egy sokszereplős minta átlagán értelmezhető. Ahhoz, hogy a fenti egyenlettel konzisztens becslést tudjunk végrehajtani, feltételezni, kell, hogy a munkaórák meg nem magyarázott heterogenitása független a bérek alakulásától, azaz az egész gazdaságra jellemző egyetlen órabér. Ez általában nem teljesül, ami az úgynevezett mintaszelekciós torzításra vezet. Erre elsőként Heckman (1980) hívta fel a figyelmet. Heckmann (1993) cikke ismerteti a róla elnevezett korrekcióval kiegészített kínálati függvényformákat, amelyek már kezelik a szelekciós torzítást. (6) (7) Utóbbi egyenletekben a valószínűséget becslő tag azt mutatja, hogy egy adózás utáni bér változás (adó változás) hatására egyéb tényezők (pl. nem munkából származó jövedelem) figyelembevételével mennyivel nő vagy csökken a munkába állás valószínűsége. Tehát az utóbbi tag magát az extenzív oldali választ számszerűsíti. Az első forma esetén ez egy segéd egyenlet, amely konzisztenssé teszi az intenzív oldali hatások becslését, de, ahogy a második egyenlet is mutatja ez önmagában is értelmezhető. 15

Az adózás hatásának munkakínálatot befolyásoló hatását számos szerző becsülte már meg, de ezek többsége az intenzív oldali rugalmasságokra fókuszált. Az intenzív határon való alkalmazkodás vizsgálatának példái lehetnek Blundell, Duncan és Meghir (1998), Blomquist, Eklöf és Newey (1998) valamint Meyer és Rosenbaum (2001) tanulmányai. Magyar adatokon Bakos és társai (2008) hajtottak végre hasonló becslést. Tanulmányukban arra az eredményre jutottak, hogy az intenzív határon való alkalmazkodás az alacsony jövedelműek esetén nem jellemző, szignifikáns rugalmasság csak a magas jövedelműek esetén identifikálható. A kimondottan a részvételre koncentráló vizsgálatra csak néhány példa hozható fel, Magyarországra ilyen típusú becslés még nem létezik. Az elemzések jelentős része az Egyesült Államokban a 90-es években történt adóváltozások hatását vizsgálja. A nemzetközi irodalomban fellelhető becslések összehasonlíthatóságát megnehezíti, hogy általában a társadalom egy szűkebb mintáját vizsgálták csak. A vizsgálatok során azonban a társadalmi csoportok között lényeges különbségeket figyeltek meg, és az ezen eltérésekre vonatkozó eredmények konzisztensek szinte valamennyi tanulmány esetén. Ugyanakkor megjegyzést érdemel, hogy a különböző becslések az adóváltozások megragadására eltérő kereset változókat használnak, illetve a nem munkából származó jövedelmek közelítésére is többféle módszert használnak. Az első szerző, aki az adóváltozások munkakínálatra gyakorolt hatását vizsgálta Kosters (1967) volt. Kosters becslése során nem alkalmazta a később alapvető jelentőségűvé vált Heckmann korrekciót, ezért eredményei torzítottak. Ennek ellenére már ő is felfigyelt arra, hogy az alkalmazkodás intenzív határán mért rugalmasságok alacsonyabbak, mint az extenzív határon mértek. Triest (1990) becslése során megfigyelte, hogy a rugalmasságok sokkal nagyobbak és szignifikánsak, ha megfelelően számításba veszi a nem dolgozókat. Ezzel ő is alátámasztja az azóta általánosan elfogadottá vált Heckman korrekció alkalmazását, ami a szelekciós torzítást szünteti meg. A probléma lényege, hogy az adóváltozás munkaórákra gyakorolt hatását befolyásolja, hogy a megváltozott adók a minta olyan tagjainak is megváltoztatja a költségvetési korlátját, akik korábban nem dolgoztak, de az új optimum szerint foglalkoztatottá válnak. A korrekcióval megbecsülhető, hogy az adóváltozás hatására átlagosan mennyivel nő a valószínűsége a nem keresők munkába állásának. Ez másként

16

az extenzív határon való alkalmazkodásként értelmezhető6. A két határ elkülönítése tehát a becslés szempontjából is alapvető jelentőségű. További megerősítése Kosters eredményének, azaz hogy a két határ esetén jellemzően az extenzív határon való alkalmazkodás bizonyul markánsabbnak és robusztusabbnak az intenzív oldalinál, Eissa (2008) cikke. Ezt az eredményt jellemzően több időszakos adatokon nyerték a különböző szerzők, azonban Cancian (2005) tisztán keresztmetszeti becslése során nem talált szignifikáns hatásokat. A munkakínálati alkalmazkodásra gyakorolt hatásokban további különbségek mutatkoznak nemek szerint, családi körülmények szerint vagy az iskolázottság szerint. A nemek szerinti megbontás általában azt a képet mutatja, hogy a férfiak alkalmazkodása mindkét határon gyenge, míg a nők jellemzően az extenzív határon alkalmazkodnak (lásd: Kosters(1967). MaCurdy et al. (1990) és Heckman(1993). Mroz (1987) úgy találta, hogy a családos és dolgozó nők rugalmatlanságai azonosak a középkorú férfiakéval. Ezt az eredményt később cáfolja Hotz, Mullin és Scholz (2002), akik az első kereső nők esetén mérték a legnagyobb részvételi rugalmasságot. Kimmel és Kniesner (1998) a férfiak esetén is találtak pozitív és szignifikáns részvételi rugalmasságokat, de ők is a nők esetén mérték a magasabb értékeket.

6

Ez az extenzív oldali becslés azonban nem kontrollál a bérekre, lévén annak becsléséhez használják, tehát a keresett rugalmassági együttható nem származtatható belőle.

17

2-1. táblázat: munkakínálati rugalmasságok az extenzív határon a nemzetközi szakirodalomból (1% bér növekedés hatása a munkapiaci részvétel valószínűségére) szerzők

publikáció éve

Arrufat és Zabalza

1986

Dickert Hauser és Scholz

adatforrás

társadalmi csoport

rugalmassági együttható

módszer

britt mikro adatok, GHS**** 1974

férjek

-0,93

feleségek

1,41

1995

SIPP** (USA)

a SIPP program résztvevői

0,35

keresztmetszeti becslés

Eissa és Liebmann

1996

Current Population Survey (USA)

egyedül álló anyák és egyedül álló gyermektelen nők

2,8*

difference in differences

Kimmel és Kniesner

1998

SIPP

agglegények

0,6

panel becslés

férjek

1,1

szingli nők

2,4

feleségek

1,8

legszegényebb 10%

5,2

középső 80%

4,7

leggazdagabb 10%

0,4

Aaberge, Colombino és Strom

1999

SHIW

*****

1987

***

keresztmetszeti becslés

keresztmetszeti becslés

Meyer és Rosenbaum

2001

CPS : 19851997

egyedül álló anyák

0,7

panel becslés

Hotz, Mullin és Scholtz

2002

A Kaliforniai támogatási rendszer résztvevőinek adatai

nagycsaládos felnőttek

1,7

difference in differences

valamennyi tanulmány hivatkozása megtalálható az irodalomjegyzékben *a két csoport rugalmassági mutatói közötti különbség **Survey of Income and Program Participation ***Current Population Survey ****General Household Survey ***** Survey on Household Income and Wealth: a Banca D’Italia 2 évente elvégzett mikro felmérése

Az első és másodlagoss keresők elkülönítése, illetve a nem munkából származó jövedelmekre való kontrollálás kevés cikkben fordul elő. Eissa (1995) azt a megoldást választja, hogy másodlagos kereső nők férjének a jövedelmét használja a nem munkából származó jövedelmek instrumentumaként. Eissa a korábbi becslésekkel ellentétesen az intenzív oldalon mér magasabb együtthatókat, azonban Blundell és MaCurdy (1999) rámutat, hogy a férjek keresete nem tekinthető exogénnek, ezért nem érvényes instrumentum. Feldstein (1995) a fogyasztás és a nettó kereset különbségeként definiálja a nem munkából származó jövedelmet, eredményei egybevágnak a korábbiakkal.

18

További eltéréseket mértek a családi állapot szerint. Az USA-ban a 90-es években bevezetett adójóváírási rendszer változásain mért rugalmasságok alapján Eissa és Liebman (1996) a gyermeküket egyedül nevelő anyák esetén rugalmasabb alkalmazkodást mértek a gyermektelen nőkéhez képest. Eredményüket alátámasztja DeSimone és Rinehart (2001) tisztán extenzív oldali becslése, akik a gyerekszámmal növekvő rugalmasságot mértek. A képzettség szerinti különbségeket többen is vizsgálták. Pencavel (1998) és Devereux (2004) az adózás utáni jövedelmeket tekintve arra az eredményre jutottak, hogy az alacsonyan képzettek részvételi rugalmassága magasabb a magasan képzettekénél. Az említett két becslésben az adóváltozások explicite nem jelennek meg. Európai adatokon ismert további két tanulmány Aaberge és társai (1999) valamint Arrufat és Zabalza (1986) munkái, amelyek angol és olasz adatokon találtak hasonló eredményeket. A két európai cikk szerint az alacsony keresetűeknél az extenzív határ a domináns és a csoport markánsabb reakciót mutatott a magasabban képzettekhez képest. Hotz, Mullin és Scholz (2002) már említett munkája is ezzel egybevágó összefüggést talált a keresetek és a részvételi rugalmasság között.

19

3. Stilizált tények A magyarországi munkaerőpiac egyik legmeghatározóbb vonása az aktivitás alacsony szintje. Az alacsony aktivitást nagymértékben magyarázzák a demográfiai összetétel változáson túl, az iskolázottsági összetétel változása, a rendszerváltást követő munkapiaci szerkezetváltás, a munkát terhelő adók magas szintje, az erős szociális segélyrendszer. A stilizált tények bemutatásakor nagymértékben támaszkodom (Kátay, 2009) MNB tanulmányára, amely a hazai aktivitást alakító legfontosabb tényezőket és a munkapiacra hatást gyakorló gazdaságpolitikai intézkedések hatásait tárja fel. 3. 1. stilizált tények az aktivitásról Európai országok aktivitásához mérten a magyar aktivitási ráta alacsonyan alakult az elmúlt évtizedekben. A 3-1. ábrán látható az EU-hoz hazánkkal egyszerre csatlakozó országok, valamint Románia, Bulgária és Horvátország aktivitási rátája. Az EU15 azon 15 ország átlaga, amelyek az unió tagjai voltak a 2004-es bővítést megelőzően. Jól látható, hogy az EU15 átlagához képest jelentős, több mint 10% pontos lemaradással az ábrázolt országok között Magyarországban mérhető a második legalacsonyabb aktivitási ráta. A magyarországi aktivitási ráta alapján 10 munkaképes korú lakosból átlagosan 4-en nem dolgoznak és nem is keresnek munkát. Az újonnan csatlakozók, jellemzően a közép-kelet-európai régiós országokról lévén szó, átlagosan elmaradnak a korábbi tagállamok átlagától, ami arra enged következtetni, hogy a lemaradás egy részét régiós különbségek is magyarázzák. Azonban ez a lemaradás a többi visegrádi országhoz7 mérten is jelentős. A foglalkoztatottak és aktívan

munkát

keresők

munkaképes

korú

népességhez

viszonyított

aránya

Magyarországon, szemben a többi környező EU tagországgal, nem éri el az EU15 csoportban mért legalacsonyabb (olasz) aktivitási ráta szintjét sem. A hazánkra jellemző alacsony aktivitás egyik okát a közelmúlt történelmi változásaiban és az arra adott gazdaságpolitikai válaszokban érdemes keresni. A rendszerváltást követően Magyarországon volt mérhető az egyik legdrasztikusabb foglalkoztatás csökkenés. A markáns foglalkoztatás csökkenés mögött a gazdaság váratlan gyorsasággal végbemenő átalakulása állt.

7

Csehország, Lengyelország és Szlovákia

20

3-1. ábra: Az aktivitási ráta nemzetközi összevetése (15-64 éves korosztály, Eurostat, 2009) %

%

85

max. EU15 (Dánia)

80

80

75

EU15 átlaga 74,0

74,0

70

73,9

70,1

65

85

67,2

60

71,9 69,8

62,5

64,7

min. EU15 (Olaszo.)

68,4

63,1 61,6

75 70 65 60

59,1

55

55

50

50

45

45

Forrás: Kátay (2009)

Ehhez a változáshoz a ’90-es évek első éveiben nem csak az úgynevezett „kapun belüli munkanélküliek‖ tényleges állásvesztése járult hozzá, hanem a gazdasági szerkezetváltás következtében kialakuló szakképzettségbeli illeszkedési problémák is jelentős strukturális munkanélküliséget okoztak. A korábban alkalmazottak jelentős részének több éves vagy akár évtizedes tapasztalata és szaktudása vált értéktelenné, miközben más szakmákban nagymértékű hiányt okoztak az új típusú piaci elvárások. Az így kialakult hatalmas tömegű munkanélküliség a következő években nagy arányban választotta az inaktivitást. Ez utóbbi jelenség nagymértékben magyarázza a hazai aktivitási rátában 1997 tartó jelentős csökkenést. A tömeges munkanélküliség okozta társadalmi feszültségek oldására a korabeli gazdasági vezetés a nyugdíjrendszer átalakításának segítségével és a rokkantnyugdíj kiterjesztésével tartósan a járadékból élők közé irányított sokakat. A rendszerváltást követő két évtizedben a Magyarországi aktivitás 1997-et követően emelkedésnek indult. A ráta ezen időszakra vonatkozó alakulása mögött meghúzódó legfőbb mozgatóerőket tárja fel Kátay és Nobilis (2009) MNB tanulmánya, amely a Központi Statisztikai Hivatal által negyedévente elvégzett munkaerő felmérésre (LFS) 21

alapoz. Ezen tanulmány szerint az aktivitási ráta időbeli alakulását alapvetően három tényező mozgatta. 3-2. ábra: A magyarországi aktivitási ráta időbeli változásának dekompozíciója (Kátay és Nobilis, 2009, MNB-füzetek) (a) éves változás

(b) kumulált éves változás

0.8%

0.8%

0.4%

0.4%

0.0%

0.0%

-0.4%

-0.4%

-0.8%

-0.8%

2.0%

1.5%

1.5%

1.0%

1.0%

0.5%

0.5%

0.0%

0.0%

-0.5%

-0.5%

-1.0%

-1.0%

-1.5%

-1.5%

-2.0%

-2.0% 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008

-1.2%

1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008

-1.2%

2.0%

Összetétel hatás Iskolázottság Transzfer

Demográfiai hatás Oktatásban való részvétel

Forrás: Kátay és Nobilis (2009)

A 3-2. ábrán a jobb oldalon az aktivitást magyarázó tényezők és azok összetételeként adódó kompozit hatás év/év változásai láthatók. A bal oldalon ezen változások kumulált (hosszú-távú) hatása látható. Az összetett hatás jól követi a mért aktivitási ráta időbeli alakulását, a kettő különbségeként adódó reziduális (nem megmagyarázott) hatás a tanulmány

szerint

erősen

korrelált

az

időszakban

tapasztalt

konjunkturális

változásokkal, így a kompozit hatás tekinthető a hazai aktivitás mögött meghúzódó lényegi folyamatok mutatójának. Ezek alapján jól látható, hogy a ráta növekedéséhez legerősebben a demográfiai változások és az átlagos iskolai végzettség növekedés járult hozzá, valamint 1998 után a segélyrendszer szigorodása egyre kevésbé fogta vissza az aktivitás lassú bővülését. Ezzel szemben a magasabb iskolázottság elérésének rövidtávú költségeként egészen 2004-ig a tanulmányokkal töltött évek kitolódása volt jellemző, amely az aktivitás bővülését rontotta ebben az időszakban. A segélyrendszer aktivitást ellenösztönző faktorként való megjelenése megalapozza azt a következtetést, hogy a megfigyelt munkapiactól való távolmaradásban nem csak preferenciális okok, hanem fiskális

22

politikai ösztönzők is szerepet játszottak. Ennek fényében ezek változtatásával az európai átlaghoz való felzárkózás is elősegíthető. Jóllehet 1997 óta a visegrádi országokkal ellentétben növekedést mutat a magyar aktivitási ráta, a rendszerváltást követő folyamatok miatt továbbra is jelentős az lemaradás a legtöbb régiós országhoz viszonyítva. A lemaradás további magyarázata néhány jól meghatározható társadalmi csoporthoz köthető8. A 3-3. ábrán az egyes társadalmi

csoportok

EU15

átlagához

képest

számított

lemaradáshoz

való

százalékpontos hozzájárulása látható a négy visegrádi ország esetén. A munkaerőpiactól való távolmaradás legfőbb okait vizsgálva megállapítható, hogy ezen okok szinte teljes mértékben magyarázzák az aktivitási rátában való lemaradást. Feltételezhető, hogy ezen okok olyan hibás ösztönzési rendszert takarnak, amelyek változtatásával jelentős munkakínálati tartalékok szabadíthatók fel. Az aktivitási rátában tapasztalt eltéréseket hajlandóságának

különbözősége

mellett

a

az adott csoportok aktivitási

társadalom

összetételéből

fakadó

különbözőségek is magyarázzák. Az összetétel heterogenitásával magyarázható eltérések, mint például a korösszetétel, vagy a különböző legmagasabb iskolai végzettséggel rendelkezők populáción belüli aránya rövid távon nem változtatható, hosszú távon is csak bizonyos keretek között ezért célszerű ezen hatások leválasztása az alapvető folyamatok megértése érdekében. Kátay (2009) tanulmányban ezen hatások kiszűrésre kerültek így az ebből a tanulmányból kölcsönzött ábrán ezen hatás nem jelenik meg. Csehország kivételével valamennyi országban a legnagyobb lemaradást az alapfokú iskolai végzettséggel rendelkezők csoportja okozza. Az alacsonyan képzettek okozta lemaradás mindemellett Magyarországon a leginkább kiemelkedő, önmagában 6,5% pontot magyaráz a lemaradásból. További jelentős magyarázó erővel bíró csoportok az idősek (50 év felettiek), a fiatalok (15-24 éves korúak) valamint a szülőképes-korú nők csoportja (15-49 éves korú nők). Ez utóbbi három csoport Magyarországon azonos – mintegy 4 százalékpontos – részesedéssel bír.

8

Fontos megjegyezni, hogy a kiemelt csoportok között lehetnek átfedések ezért azok lemaradáshoz való hozzájárulása nem összegezhető.

23

3-3. ábra: Az aktivitási ráta eltéréséből eredő csoportonkénti hozzájárulások (százalékpontos hozzájárulás a teljes lemaradáshoz, Eurostat és MNB számítás 2007) 7

alapfokú végezettek

50 év felettiek

fiatalok

szülőképes korú nők

6 5 4 3 2 1 0 Magyarország

Lengyelország

Szlovákia

Csehország

Forrás: Kátay (2009)

Az idősek által okozott hazai lemaradás hasonló képet mutat Lengyelországban, míg a másik két országban, de különösen Csehországban úgy tűnik az idősek és nyugdíjas korúak aktivitási hajlandósága nagyobb vagy foglalkoztatása jobban megoldott. A fiatalok inaktivitása, amelyben nagy szerepet játszhat a továbbtanulás mind a négy visegrádi országban hasonló szerepet játszik a teljes lemaradás tekintetében. Magyarország ugyanakkor jelentős elmaradással rendelekzik a szülőképes korú nők tekintetében. Míg ezen csoport részaránya az Uniós átlagtól való teljes lemaradásban a többi országban alacsonynak mondható, hazánk tekintetében ez a mutató az idősek és fiatalokkal azonos magyarázó erővel bír. Az európai Statisztikai hivatalok egységes munkaerő-felmérése alapján az inaktívak arányát a 15-64 éves korosztályon belül a munkapiactól távolmaradás okai szerint a 3-4 ábra foglalja össze összehasonlítva az EU átlagát a Magyarországon adott válaszokkal. A legjellemzőbb megjelölt ok a képzésben való részvétel, amely mind EU-s mind hazai viszonylatban elsődleges, azonban a hazai részarány nagyjából 1,5 százalékponttal magasabb az uniós átlagnál. Ez összefügg az aktivitás dinamikáját magyarázó tanulmányok kitolódásának hatásával.

24

3-4. ábra: Az inaktívak aránya a 15-64 éves korú népességen belül az inaktivitás oka szerint (Forrás: Eurostat, LFS) 14.0% 12.0%

EU

Magyarország

10.0%

8.0% 6.0% 4.0% 2.0% 0.0%

Forrás: Kátay (2009)

A nyugdíjasok körében tapasztalható a második a rokkantság esetén pedig a harmadik legmagasabb népességen belüli arány mindkét mintában. Azonban utóbbi kettőben látszik a legnagyobb eltérés Magyarország és az Uniós tagállamok között. Ezt a jellegzetességet a rendszerváltozást követő átalakulás hatásainak leírása során már említettem, azonban ez az adat is a segély rendszerben rejlő elhibázott vagy nem megfelelően érvényesülő gazdaságpolitikai ösztönzőkre hívja fel a figyelmet. A csoport fontossága miatt ez a kérdés még bővebb kifejtésre kerül a fejezet további részében. Az egyéb okokból távolmaradók aránya nem mutat jelentősebb különbséget az EU átlagához viszonyítva, ami arra enged következtetni, hogy a munkavállalási hajlandóság hazánkban hasonlóan alakul az EU-s országokhoz képest. Megjegyzést érdemel még, hogy a reményvesztett álláskeresők, bár a lemaradáshoz való hozzájárulásuk relatíve alacsonyabb, európai viszonylatban magas, ami az erősebb munkakeresleti korlátokra utal. Az aktivitás alakulásának egyik fő mozgató ereje 1997 után a nyugdíjkorhatár emelkedése és a nyugdíjba vonulás feltételeinek a szigorodása volt. A nyugdíjasok 25

esetén elsődleges szerepe lehet a munkapiactól való távolmaradásban a várható nyugdíj és a koruknak és egészségi állapotuknak megfelelő várható munkabér viszonya, valamint a nyugdíjkorhatár szintje és annak rugalmassága. Az átlagosan gyengébb egészségi állapotuknak és munkabírásuknak illetve estlegesen elavult szaktudásuk következtében az idősek várható bére alacsonyabb és sejthetően az életkor haladtával ez tovább csökken, rezervációs bérüket azonban a nyugdíj növeli, így ez a hatás a nyugdíjasok alacsonyabb munkapiaci részvételi arányát erősíti. Valamennyi európai országban létezik hivatalos nyugdíjkorhatárt, amely esetenként a férfiak és a nők esetén különbözik. Hivatalosan ez alatt az életkor alatt nem lehetséges senki számára a nyugdíjazás, azonban vannak kivételek, például ha valaki elért egy meghatározott időt, amíg folyamatosan fizette a nyugdíjjárulékot. Ezért számítható úgynevezett effektív nyugdíjkorhatár is, amely esetenként alacsonyabb, mint a hivatalos határ. Az effektív nyugdíjkorhatár az átlagos munkaerőpiac elhagyási kor egy 5 éves periódus változásai alapján különböző korcsoportok szerint9. A 3-5. ábra a hivatalos és az effektív korhatárokat hasonlítja össze az európai országokban 2002 és 2007 között. Jól látható, hogy Európai összevetésben magyarországi hivatalos nyugdíjkorhatár a férfiak és a nők esetén is az egyik legalacsonyabb. Az effektív korhatár esetén hazánk az európai országok legalacsonyabb egyharmadához tartozik. Mindkét nem esetén az effektív korhatár átlagosan nagyjából 2 évvel alacsonyabb a hivatalos korhatárnál, ami azt jelzi, hogy sokan éltek a korengedményes nyugdíjazás lehetőségével a 2000-es években. A visegrádi országok e tekintetben nem alkotnak sajátos mintázatot, míg a csehországi adatok a nyugat-európai országokéhoz hasonló, Lengyel ország pedig a középmezőnyben helyezkedik el, hazánk és Szlovákia az alacsony korhatárú országok között található. Azonban igaz valamennyi visegrádi országra, hogy a hivatalos korhatár minden esetben magasabb az effektív korhatárnál, az egyetlen kivételt a cseh férfiak jelentik. Azonban ez a különbség az EU15 tagjai között is csak Olaszországban és Görögországban ellentétes előjelű, amely országokban az idősek átlagosan évekkel a hivatalos korhatárt követően távoznak a munkapiacról.

9

OECD definíció

26

3-5. ábra: A hivatalos és az effektív nyugdíjba vonulási kor az európai országokban (OECD, 2002-2007) 68

év

66 64 62 60 58 56 54

Férfiak (effektív korhatár)

Nők (effektív korhatár)

Férfiak (hivatalos korhatár)

Franciaország

Ausztria

Luxemburg

Szlovákia

Belgium

Magyarország

Finnország

Olaszország

Spanyolország

Lengyelország

Hollandia

Németország

Csehország

Görögország

Egyesült Királyság

Dánia

Írország

Svédország

Portugália

52

Nők (hivatalos korhatár)

Forrás: Kátay (2009)

1998 óta a nyugdíjasok aránya a legmagasabb iskolai végzettség szerint képzett csoportokon belül csökkenést mutat, amely a 1997-ben bevezetett szigorítások eredménye lehet. Az azóta eltelt években a nyugdíjkorhatár emelkedett és a korengedményes nyugdíjba vonulás feltételei is szigorodtak, azonban ezzel együtt is európai viszonylatban alacsonynak számít az effektív nyugdíjkorhatár Magyarországon. 1997-től a korábbi 60 és 55 éves férfi és női korhatárt fokozatosan (a születési évek szerint két évente egy évvel) 62-re emelték10. A nyugdíjasok rezervációs bérén keresztül további inaktivitás ösztönző hatású lehet az a tény, hogy a várható öregségi ellátás a korábbi nettó bér arányában az unión belül is magasnak számít.11 Az OECD 2007-es kiadványa alapján a nettó átlagbér 102 százalékát tette ki az újonnan megállapított nyugdíjak átlaga. Egy másik tanulmány12 szerint a munkában maradás várható hozadéka, mint aktivitásösztönző az idősek esetén

10

A nők esetében ez 2009-ben érte el a 62 évet ezért az ábrán szereplő 2007-es adatok alapján a hivatalos korhatár a nők esetében 60 év. 11 Cseres-Gergely (2007) 12 Duvall (2003)

27

a kor haladtával erőteljesen csökken. Ennek az a magyarázata, hogy a nyugdíjba vonulással járó járadékok és kifizetések alapján meghozott döntés nem aktuáriusan semleges, ezért a nyugdíjrendszer az idősek esetén egy munkát terhelő implicit adóként jelentkezik. Ez az implicit adó nő jelentősen a kor haladtával valamennyi európai országban. A tanulmány szerint egyéb szociális juttatások is erősen ösztönözhetik a nyugdíjba vonulást. A legerősebb ilyen jellegű ösztönző hatást a rokkantsági ellátás jelenti. A nyugdíj mellett további aktivitást csökkentő jelentőségű a rokkantsági ellátásban részt vevők magas száma. A rokkantnyugdíjban részesülőkről ráadásul Scharle (2007) kimatatta, hogy jelentős hányaduk esetén nem igaz a tényeleges munkaképtelenség vagy munkaképesség-csökkenés. A munkakínálatot leginkább befolyásoló tény, hogy ebben az ellátásban részesülők jelentős aránya munkaképes korú (25-64 éves). Ezzel kapcsolatban további problémát jelent, hogy a rokkantnyugdíjasok aktivizálása nemzetközi tapasztalatok alapján nehezen megoldható, magas számuk csökkenése leghatékonyabban az új belépők korlátozásán keresztül érhető el. A szülőképes korú nők csoportjának az európai átlagos aktivitási szinttől való távolsághoz való hozzájárulása nagynak számít, és a csoport önmagában is a populáció átlagánál alacsonyabb munkaerőpiaci részvételi arányt mutat, ezért bővebb kifejtést érdemel. A szülőképes korú nők13 esetén a távolmaradást a gyermekvállalás és annak lehetőség is ösztönzi. Ahogyan ez a 3-6. ábrán is látszik, ezen csoport aktivitása 15 és 39 éves kor között szignifikánsan alacsonyabb az uniós átlagnál. Az EU15 ország-csoport átlagától való lemaradáshoz ezen korcsoport hozzájárulása a legmarkánsabb, több mint 6% pontot tesz ki a teljes lemaradásból. Azonban jól látható, hogy az idősebb nők esetén is megfigyelhető egy jelentősnek mondható részarány. Ez utóbb a nyugdíj esetén már kifejtett tényezőkkel és ösztönzőkkel lehet összefüggésben, lévén az itt tárgyalt csoportok között lehetségesek átfedések. Az egyetlen korcsoport amely esetén az aktivitás kis mértékben az EU15 átlagnál magasabbnak mondható a középkorú nők csoportja.

13

15-39 éves korú nők

28

3-6. ábra: Nők aktivitási rátájának korcsoportonkénti eltérése az EU15-höz képest (hozzájárulás a nők aktivitási rátájának teljes eltéréséhez, százalékpontban, 2007)

10.0

százalékpont

8.0

55 - 64 éves nők; 2.4

6.0

4.0

15 - 39 éves nők; 6.4

2.0

0.0

40- 54 éves nők; -0.5

-2.0 Forrás: Kátay (2009)

A vizsgált csoport távolmaradását ösztönzi a gyermekvállalás esetén megítélhető ellátások (gyes, gyed, gyet, tgyás)14, a gyermekek utáni adókedvezmény valamint a családi pótlék jövedelempótló hatása. A magyarországi támogatási rendszer bőkezűnek mondható és a támogatásra való jogosultság időszaka (3 év) európai viszonylatban hosszúnak számít. A Bokros csomag egyik intézkedése nyomán a gyed megszűnt és rászorultsági alapú lett a korábban a korábbi munkavégzéshez kötött gyes. Jóllehet a GYED 2000-es hatállyal történő visszaállításának a célja „a népesedési mutatók kedvezőbb irányú befolyásolása‖ volt, ennek ellenére a születésszám azóta is alacsony, ami miatt a szabályozás meglehetősen hatékonytalannak tűnik. Ez MNB-s számítások szerint 0,5 százalékos aktivitás bővüléssel járt. Az ezredfordulón visszaállított gyed és a jogosultság alanyi alapon való meghatározása ugyanakkor hasonló mértékű negatív hatást nem mutatott. Bálint és Köllő (2007) tanulmánya alpján megfigyelhető azonban

14

GYED: gyermek

29

egy csökkenő tendencia a csoport aktivitásában, amely a munkavállalást korlátozó számos tényező eltörlése ellenére sem fordult vissza15. 3-1. táblázat: A gyes és a gyed értékének változása különböző átlagbérekhez viszonyítva 1995-2000 (Forrás: Spéder, 200?, százalékos arány) Év

Átlagbér gyes

gyed

gyes

gyed

Korcsoportos női átlagbérek 20–24 25–29 30–34 gyes gyed gyes gyed gyes gyed

19,8 19,8 21,2 19,8 18,7 18,4

32,9 32,9 – – – 35,0

22,2 22,5 23,9 22,3 21,1 20,8

36,8 37,3 – – – 39,6

28,9 30,8 33,3 30,1 28,5 28,5

1995 1996 1997 1998 1999 2000

Nők átlagbére

47,6 51,0 – – – 54,4

23,5 25,2 26,4 23,9 22,4 21,4

39,1 41,8 – – – 40,1

23,4 24,7 25,8 24,0 22,4 21,9

38,3 41,0 – – – 41,7

A gyermektámogatások nemzetközi összehasonlításban bőkezű volta ellenére a Magyarországi születésszám alacsonynak számít. Ezzel ellentétben azonban a szükőképes korú nők csoportjának a segélyrendszer munkavállalási hajlandóságra gyakorolt hatását számszerűsítő rugalmasságai alapján megállapítható, hogy a csoportban a segély rendszer bővülése szignifikánsan romlást idéz elő az elhelyezkedési esélyben16. Az aktivitási döntés szempontjából tovább nehezíti a gyermeket vállaló nők helyzetét,

hogy

Magyarországon

nem

jellemző

a

gyermeknevelés

melletti

munkavégzés, illetve a munkáltatóra is több várható terhet ró egy szülőképes korú nő alkalmazása, mint egy azonos korú férfié. Ez a jelenség azzal magyarázható, hogy a gyermeknevelés segítését célzó támogatások és segélyek növelik a társadalombiztosítási járulék alapját ezzel növelve az effektív marginális adóéket, ami a munkavállalás intenzitásának csökkentését ösztönzi a kisgyermekes anyák körében. További korlátozza

a

kisgyermek

nevelés

melletti

munkavégzés

lehetőségét,

hogy

Magyarországon alacsony a részmunkaidős munkavégzés részaránya, illetve, hogy az elmúlt évtizedben a bölcsőderendszer szinte teljesen leépült, ezért a kisgyermekek felügyeletére sincs intézményi megoldás.

15 16

Ez a tendencia az utóbbi években megfordult. Lásd: Köllő (2007)

30

3-7. ábra: Alapfokú végzettek aránya a megfelelő korú népesség százalékában (2007) 55% Teljes

15 - 24 év között

25 - 49 év között

50 - 64 év között

50% 45% 40% 35% 30% 25% 20% 15% 10% 5% 0% Magyarország

Lengyelország

Szlovákia

Csehország

Európai Unió (15 ország)

Forrás: Kátay (2009)

Az aktivitásban való lemaradást legnagyobb arányban (mintegy 60%-ban)17 az alacsony iskolai végzettséggel rendelkezők adják. A lemaradásban való magas részesedésükhöz azonban hozzátartozik, hogy ennek egy jelentős része a hazai népesség képzettség szerinti összetételének európai országokhoz viszonyított eltérésből adódik. A legnagyobb problémát Magyarországon ez a csoport jelenti, a csoporton belüli inaktivitás az alacsonyan képzetek körében kiugróan magas. Ráadásul az aggregált aktivitást jobban csökkenti, hogy a csoport lakosságon belüli aránya is magasabb a többi visegrádi országhoz képest. Ezt támasztja alá a 3-7. ábra, amely az EU15 átlagát és a visegrádi országok vonatkozó adatait hivatott összefoglalni. Jól látható, hogy a visegrádi országokban az alacsonyan képzettek aránya a teljes lakosságon belül alacsonyabb az EU15 átlagánál. A korcsoportonkénti megbontásban egyedül a legfiatalabb 15-24 éves korosztályon belüli részarány mutat a nyugat-európai országokkal hasonló szintet, azonban ennek a korosztálynak egy jelentős része továbbtanul. Az idősebb korosztályokban látható jelentős különbségek azzal lehetnek összefüggésben, hogy a poszt-szocialista országok esetén a szakmunkás és egyéb

17

A csoportok közötti lehetséges átfedések miatt azonban ennek az aránynak egy részét a korábban már tárgyalt csoportok, valamint az alacsony iskolai végzettséggel rendelkezők de tanulmányaikat folytatók is magyarázzák.

31

szakmát adó képzések elterjedtebbek. A magyarországi számok is a másik három visegrádi országhoz hasonló képet ad azonban, ebben a körben a magyarországi részarányok a legmagasabbak valamennyi korcsoportban. Különösen igaz ez azokra a korosztályokra (25-49, 50-64), amelyek esetén elhanyagolható a valószínűsége a továbbtanulásnak. Az oktatásban való részvételre a várható magasabb életpálya jövedelem ösztönöz. Mivel a magasabban képzettek várható jövedelme és a munkához jutás valószínűsége is magasabb, ez az ok hosszabb távon az aktivitási és foglalkoztatási ráta javulását eredményezheti. Az oktatásban való részvétel a legmarkánsabb lemaradást magyarázó ok is ugyanakkor, ami a tanulmányok kitolódásával van összefüggésben. A munkaképes korú lakosság iskolai végzettség szerinti átrendeződése a magasabban képzettek irányában az aktivitási ráta 1997 óta tartó növekedésének egyik fő magyarázata is egyben. A tanulmányok kitolódásával és az oktatási rendszer átalakulásával az elmúlt 20 évben a magasabb képzettségűek irányába mozdult a lakosság képzettség szerinti összetétele. Rövidtávon azonban a továbbtanulók arányának növekedésével a fiatalok aktivitási rátája csökken, mert a tanulás melletti munkavállalás általában nem jellemző. Az oktatásban résztvevők esetén nem szabad megfeledkezni a külföldi munkavállalás lehetőségével, amely a képzettség javulásának hazai munkakínálatra gyakorolt hatását tompíthatja, hiszen a magasan képzetteknek van a legjobb esélye külföldön állást találni. 3. 2. stilizált tények a munkát terhelő adókról A munkapiaci részvétel egyik legfőbb ösztönzője a várható adózás utáni jövedelem, amelynek szintje erősen függ a gazdaság teljes adóterhelésétől és annak változásától. A második fejezetben bemutatott példa alapján az adóék növekedése ceteris paribus csökkenő foglalkoztatottsággal jár, ugyanakkor, mivel várható keresetek csökkenésével jár, közvetetten csökkentheti az aktivitási hajlandóságot. Ezért érdemes megvizsgálni a magyarországi adóintézmények nemzetközi viszonylatban milyen mértékben terhelik a munkajövedelmeket. A 3-8. ábrán az adóék és a foglalkoztatási ráta összevetése látható az európai országok között látható 2008-ban. Az adóék a teljes adóterhelés (személyi 32

jövedelemadó, munkáltatói és munkavállalói járulékok) teljes munkaköltséghez viszonyított aránya. Ezen mutató alapján Magyarország az EU-n belül a második legmagasabb adóterhelésű ország, Belgium után hazánkban kerülnek újraosztásra a legnagyobb arányban a munkával szerzett jövedelmek. Ha a magas adóterhelés alacsony foglalkoztatottsággal párosul komoly problémát jelent, hogy ez a magas terhelés a társadalom egy viszonylag kis rétegére hárul. Ez a kettősség a visegrádi országokban nem figyelhető meg. Csehországban és Szlovákiában (köszönhetően a közelmúltban bevezetett adóreformnak) az európai országok átlagánál magasabb foglalkoztatás egy hasonló viszonylatban alacsonynak mondható adóékkel párosul, ezért ezekben az országokban ez a probléma sokkal kevésbé jelentkezik. Az euro-zóna országai közül Belgiumban és Olaszországban tapasztalható hasonló párhuzam. 3-8. ábra: a foglalkoztatási ráta és az átlagjövedelemmel számolt adóék* nemzetközi összevetése *(személyi jövedelem adó és járulékok a teljes munkaköltség arányában, 2009, Eurostat)

% 65 60 55 50 45 40 35 30 25 20 Hollandia Dánia Ciprus Svédország Írország Egyesült Királyság Ausztria Portugália Észtország Finnország Lettország Szlovénia Csehország Dánia EU15 Szlovákia Litvánia Luxemburg Spanyolország Franciaország Románia Bulgária Lengyelország Belgium Görögország Málta Magyarország Olaszország

15

foglalkoztatási ráta

átlagos adóék (munkaköltség arányában)

A 3-9 ábrán látható ezen két mutató összevetése az OECD országok mintáján. Az ábrán látható illesztett egyenes azt a feltételezést illusztrálja, hogy a munkát terhelő adók emelése az emeléssel arányos adóbevételt eredményez Az ábráról jól látható, hogy az OECD országok jelentős része nagyjából azonos hatékonysággal működtetik az 33

adórendszerüket, így a GDP arányos adóterhelés és az adóék közel esik az ábrán látható egyeneshez. Az egyenestől jobbra az adórendszert az OECD átlagánál alacsonyabb hatékonysággal működtető gazdaságok, köztük Magyarország, találhatók. Minél távolabb esik egy pont az egyenestől annál kevesebb GDP arányos bevételt eredményez az aktuálisan megfigyelt adórendszer. Csehország kivételével valamennyi visegrádi ország az egyenestől jobbra esik, de a legtávolabb Magyarország található. 3-9. ábra: az adóék és GDP arányos teljes adóbevétel nemzetközi összevetése *( 2006, OECD)

személyi jövedelemadó + tb járulék bevételek a GDP %-ban

30

SWE BEL FIN FRA AUS ITAAUT DEU NLD CZE SWI ESP HUN GBR NOR ISL USA LUX POL CAN PRT GRC JPN SVK DEN

25 20

15

NZL IRL

10

KOR

TUR

5 MEX 0 10

20

30 40 átlagos adóék (átlagbérnél)

50

60

Forrás: Kátay (2009)

Magyarország tehát nagy lemaradást mutat a munkát terhelő adók hatékonyságának tekintetében. Ez a lemaradás egyrészt az adórendszer túlzott bonyolultságával, másrészt az előbbitől nem teljesen független adóelkerülés magas szintjével magyarázható. Az adóelkerülés társadalmi veszteséget jelent, mivel jövedelem újraelosztó hatása keletkezik azáltal, hogy az adót elkerülők többlet jövedelemhez jutnak a tisztán adózók rovására. A magyarországi adóelkerülés kapcsán számos felmérés készült18, amelyek kimutatták, hogy a Magyarországon foglalkoztatottak jelentős része (több, mint 25%-a) bújt ki az adózás kötelezettségei alól. Ennek egyik módja a minimálbérre bejelentett vállalkozóként való foglalkoztatás. Az idézett tanulmányok becslései alapján az így foglalkoztatottak a minimálbért keresők közel felét tehetik ki. Ezen foglalkoztatotttak

18

Elek és társai (2008), Semjén és társai (2008), Ádám-Kutas (2004), Köllő (2008), Elek és Szabó (2008) valamint Krekó és P. Kiss (2007)

34

létszáma valamelyest csökkenhetett 2007-ben a 2006 őszén bevezetett kétszeres járulék alap következményeként. Tovább árnyalja a képet a magyar adójóváírások rendszere. A magyar adórendszer a többsávos jövedelem-adórendszert és a jövedelemarányosan változó adójóváírást is tartalmaz. Azonban ezek összehangoltsága már koránt sem mondható optimálisnak, ami különösen a marginális kulcsok ösztönző hatásának erejét csorbítja. A marginális kulcsok azonban a foglalkoztatottak munkaintenzitását befolyásolja a munkapiacra való ki és belépésre kevés hatással bírnak. Az extenzív határon való alkalmazkodást az átlagos adóék befolyásolja, az a várható bérre eső teljes adó teher. A 3-2 táblázat az átlagos és a marginális adóékek összehasonlítását tartalmazza a visegrádi országok körében. A táblázatból jól látható, hogy az átlagos adóék a vizsgált országok körében Magyarországon a legmagasabb. Az átlag jövedelem szintjén számított átlagos adóék 13 százalékponttal volt magasabb Magyarországon a visegrádi országok átlagához képest. Az átlagos adóékben látható eltérés a munkavállalói és a munkáltatói terhek esetén is megfigyelhető. A visegrádi országokhoz képest a nagyobb különbség a munkavállalói oldalon jelentkezik, az EU átlagához képest azonban a munkáltatói oldalon vannak relatíve magasabb terhek. A különböző jövedelem szintek bontásában jól látszik, hogy a magyar adórendszer jóval progresszívebb a visegrádi hármakénál, azonban még a minimálbér szintjén is magasabb az átlagos adóék. A magas átlagos adóék különösen az alacsony keresetűek esetén jelenthet problémát, hiszen az alacsonyan képzettek körében a legmagasabb az inaktivitás. Az extenzív határon ebből a körből várható a leginkább munkakínálat bővülés, és az alacsonyan képzettek várható keresete a jövedelem eloszlás alacsonyszélén valószínű, ami erősen cenzorált a minimálbér.

35

3-2. táblázat: Az adóterhelés a jövedelem függvényében, valamint az átlagos adóék komponensei az átlagjövedelem szintjén (2007, MNB) Átlagos adóék Az átlagbér arányában

Marginális adóék

Min. bér***

67%

100%

167%

Min. bér

67%

100%

167%

40,6

46,3

54,6

59,1

51

55,1

71,0

64,7

Csehország

37,5**

40,5

42,9

46,7

43

47,5

51,4

55,9

Lengyelország

39,7**

41,6

42,8

43,8

39

45,2

45,2

45,2

Szlovákia

31,4**

35,6

38,5

40,5

31

44,4

44,4

42,8

Visegrádi hármak átlaga

36,2**

39,2

41,4

43,7

37,7

45,7

47,0

48,0

EU 15

n.a.

38,0

42,5

47,7

n.a.

51,3

52,1

54,1

Különbség a visegrádi hármakhoz végest

4,3

7,0

13,2

15,4

13,3

9,4

24,0

16,7

Különbség az EU15-höz képest

n.a.

8,2

12,1

11,4

n.a.

3,7

18,9

10,6

Magyarország

szja

munkavállalói járulékok

munkavállalói terhek összesen

munkaadói járulékok

teljes adóék

Magyarország

16,1

12,6

28,7

25,7

54,4

Visegrádi hármak

6,7

13,5

20,2

21,2

41,4

EU 15

12,1

10,3

22,5

19,0

42,5

Különbség a visegrádi hármakhoz végest

9,4

-0,8

8,5

4,5

13,0

Különbség az EU15-höz képest

4,0

2,3

6,3

6,7

11,9

*A teljes munkaköltség arányában **2006-os adat ***A visegrádi országokban a minimálbér átlagbérhez viszonyított aránya hasonló, 35-40% között van Forrás: Kátay (2009)

A magyar adórendszer nehezen közelíthető az elméletben feltárt egyszerűbb modellekkel, azonban biztosan állítható, hogy a nemzetközi mércével alacsony aktivitással párhuzamosan a munkát terhelő adók mértéke magas,

ami

a

munkakínálatban rejlő tartalékokra utal. A munkakínálat extenzív határon mért rugalmasságainak feltárása választ adhat azon kérdésre, hogy ezen tartalékok egy adócsökkentéssel mennyire hatékonyan aknázható ki a társadalom különböző csoportjaiban és lakosság egészét tekintve.

36

4. Adatok A Központi Statisztikai Hivatal 1949 óta készít Háztartási Költségvetési Felvételhez (HKF) hasonló éves statisztikai felmérést Magyarországon. A HKF mai formáját lényegében 1993 nyerte el. Dolgozatomban a HKF 1998 és 2007 közötti adatállományát használom. A HKF használatát indokolja, hogy Magyarországra vonatkozóan ez az egyetlen mikro-adatbázis, amelyben egyszerre megfigyelhető az egyének munkapiaci aktivitása és személyes jövedelmei nagy részletességgel.

4. 1. A HKF általános jellemzői A HKF részletes bemutatása megtalálható Szabó (1997) valamint Galla (2007) tanulmányokban, az alábbi bekezdésekben csak a saját becslésem szempontjából releváns jellemzőket foglalom össze. A HKF egy személyes naplóvezetésen alapuló éves felmérés, amelyben a mintában szereplő háztartások költségvetési és jövedelmi helyzetének részletes adatait gyűjtik össze. Az adatbázis a rotációs panel adatbázisok elvén működik, évente a háztartások nagyjából egyharmada cserélődik, így egy háztartás átlagosan három évig marad a mintában. A felvétel célsokasága a Magyarországon magánháztartásban élő magyar állampolgárok19. A kiválasztás alapegysége a lakás, azonban a megfigyeléseké a háztartás. A statisztikai hivatal a HKF-et személyi és háztartási részletezettségi szinten is publikálja, mivel azonban a munkakínálati döntés egyéni döntés becslésem során kizárólag a személyi adatbázist használom. A személyi adatbázisok megfigyelés számát mutatja a 4-1. táblázat a vizsgált években. A becslés alapjául szolgáló mintában csak a 25. életévüket betöltött egyének szerepelnek, mivel az ő esetükben beszélhetünk releváns aktivitási döntésről, hiszen ebben az éltekorban a továbbtanulás csak egy nagyon alacsony réteget érint. A táblázat második oszlopában a becslés során felhasznált megfigyelésszám szerepel20.

Nem tartalmazza sem a Magyarországon magánháztartásokban élő külföldi állampolgárokat, sem az intézményi háztartásokban élőket (javító-nevelő intézetek, börtönök, honvédségi intézmények, idősek otthonai, kórházak, szanatóriumok) lakóit, valamint nem kerülnek a felvétel körébe a nem háztartásban élők (hajléktalanok), a kérdezőbiztossal kommunikálni képtelenek, vagy azt megtagadó szegények sem az „elkülönült életmódot folytató‖ leggazdagabbak. (vö: Galla, 2007) 19

20

További szűrés is történt a rendellenes megfigyelések (pl. negatív nettó jövedelmek) kiküszöbölése érdekében.

37

4-1. táblázat: Megfigyelések száma évenként év

megfigyelések száma

a 24 évnél idősebb megfigyelések száma

1998

26 034

17 719

1999

25 608

17 688

2000

25 297

17 610

2001

25 227

17 732

*

22 921

16 363

2003

22 739

15 583

2004

23 513

16 130

2005

24 549

16 660

2006

24 065

16 407

2007

22 305

15 420

teljes minta

242 258

167 312

2002

2002-es mintán előszelekció történt, a megfigyelés szám nem egyezik az eredeti KSH számmal *

A mintavételi eljárás során úgy alakítják ki a mintavételi körzeteket, hogy valamennyi 15 ezer főnél nagyobb település szerepeljen. Az így kialakított mintakeret aránytalan, a megkérdezések népességhez viszonyított aránya a fővárosban és a nagyobb

lélekszámú

városokban

alacsonyabb

a

vidékhez

képest.

Ezen

aránytalanságokat kezelendő a HKF tartalmaz a KSH által kalibrált súlyvektort, melynek számítási módszertana megismerhető Szabó (1997)-ből. A tanulmány központi kérdésének szempontjából ennek egyetlen releváns jellemzője, hogy a háztartásokra kalibrált súlyok megegyeznek az adott háztartásban élő személyek súlyával. Mivel az adatfelvétel naplóvezetésen és egyéni megkérdezésen alapul az adatbázis tartalmaz mintavételi hibákat, amelyeket érdemes szem előtt tartani az eredmények értékelésekor. A hibák forrása a válaszmegtagadás és annak különböző ismérvek szerinti aránytalansága illetve a reprezentativitás hiánya. A válaszmegtagadás gyakorisága nem független a különböző általam is használt ismérvek szerint. Az iskolai végzettség tekintetében a magasabb végzettséggel rendelkezők körében a válasz megtagadás gyakorisága az átlagosnál magasabb. További aránytalanságok figyelhetők meg település típusonként, azonban erre a típusú varianciára a becslés során nem kontrollálok ezért ez nem befolyásolja az eredményeket. A reprezentativitás is eltérő település típusonként, azonban ennél fontosabb, hogy az aktív keresőkhöz képest a

38

munkanélküliek és a nyugdíjasok túlreprezentáltak, míg az országos arányukhoz képest alacsonyabb a vállalkozók relatív száma a felvételben.

4. 2. A változóként felhasznált ismérvek definíciója és jellemzése A becslés során négy fő változócsoportot különböztetek meg: a munkapiaci részvétel indikátorai, munkajövedelem, a munkapiaci részvétel kontroll változói, a munkapiaci részvételt béren keresztül befolyásoló tényezők. A legfontosabb a munkapiaci részvétel indikátoraként meghatározott dummy változó, amely függő változóként fog szerepelni a becslésben. A megkérdezettek bevallásai alapján előálló legjellemzőbb gazdasági aktivitás az adott évben változó felhasználásával, előállítottam egy foglalkoztatás és egy aktivitás indikátort is. A nemzetközi gyakorlattal párhuzamosan a munkakeresleti tényezőkre való kontrollálás miatt azonban a becslések során a foglalkoztatásban való részvételt fogom használni a probit modellek eredményváltozójaként.

39

4-2. táblázat: Az aktívak és a foglalkoztatottak mintán belüli aránya az összes megfigyelés bázisán (százalékos arány) év 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 a 10 év átlagában

aktivitás

foglalkoztatás

43.84%

37.50%

(0.4962)

(0.4841)

42.66%

37.57%

(0.4946)

(0.4843)

45.00%

39.22%

(0.4975)

(0.4882)

36.88%

32.63%

(0.4825)

(0.4689)

37.89%

33.58%

(0.4851)

(0.4723)

45.18%

40.60%

(0.4977)

(0.4911)

59.30%

40.89%

(0.4913)

(0.4916)

50.45%

46.15%

(0.5000)

(0.4985)

46.04%

42.07%

(0.4984)

(0.4937)

44.01%

41.05%

(0.4964)

(0.4919)

45.16%

39.15%

(0.4976)

(0.4881)

zárójelben a változók szórása

Látható, hogy az aktívak és a foglalkoztatottak mintán belüli aránya (minta átlaga) nem pontosan követi a makroszinten megfigyelt aktivitási ráta éves dinamikáját. Ez a reprezentativitás hiányának korábban bemutatott problémájával van összefüggésben, azonban ezen eltéréseknek nincs hatása a becslésre, így az eredmények értékéből sem vesz el. A vizsgált időszakban az aktívak mintán belüli aránya nagyjából 6 százalékponttal volt magasabb a foglalkoztatottak mintán belüli arányánál. Ez a két változó ugyanakkor hordozhat magában nem megfigyelt mérési hibákat, mivel a HKFben publikált aktivitást mérő változó évente nagyjából 30 kategóriából áll, ráadásul a vizsgált években a kategóriák száma és definíciója többször is megváltozott. Emellett a kategóriák ilyen magas száma esetén, illetve egyéb nem ismert okokból történő tévedések miatt a válaszadás pontatlanságának kockázata nem elhanyagolható a becslés során használt változók. 40

4-1. ábra: A munkajövedelem eloszlása a teljes mintán

3.0e-06 2.0e-06

0

1.0e-06

Gyakoriság

4.0e-06

5.0e-06

(relatív gyakoriság az összes megfigyelés százalékéban)

0

1000000 2000000 munkajövedelem (Ft)

3000000

Az adóváltozás hatásának megragadásához a legfontosabb magyarázó változó a nettó munkajövedelem. A munkajövedelem változót a HKF-ben nyilvántartott részletes jövedelmi tényezőkből összegeztem. A munkajövedelmek eloszlása több olyan jellegzetességet is mutat, amelyről érdemes néhány szót ejteni. A bér típusú jövedelmek egyik általános jellemzője, hogy eloszlásuk jobbra ferdült, logaritmusuk azonban megközelítőleg normális eloszlást követ. További problémát jelent, hogy a mintában szereplő nem foglalkoztatottak munkajövedelme szükségképpen zérus, ezért a nettó bérváltozó nullában cenzorált. Ezen tulajdonságok jól megfigyelhetőek a 4-1. ábrán. Léteznek azonban további megjegyzést érdemlő jellemzők is, amelyek az eloszlás ábráján kevésbé megfigyelhetőek. Az egyik ilyen jellegzetesség, hogy különösen a magas jövedelműek esetén előfordulhat a jövedelmek nagyobb arányú eltitkolása, mivel a jövedelmi adatok bevalláson alapulnak. További kockázatot jelent, hogy a munkajövedelmek esetén számításba vettem a mintában szereplő vállalkozók vállalkozásból származó munkabérét is. Mivel Magyarországon az adóelkerülés egy elterjedt formája a vállalkozói munkajövedelmek minimálbéren felüli részének tőkejövedelemként való elkönyvelése ez is egy további torzító hatást eredményezhet 21.

21

A minimálbér egy adott évben megfigyelt béreloszlás esetén egy további kiugró csúcsot eredményez az eloszlásban a minimálbéren bejelentett foglalkoztatottak kiemelkedő súlya miatt. Azonban mivel a

41

A következő változócsoport azon kontrollváltozókat tartalmazza, amelyek a HKFben megfigyelhetőek és az elmélet alapján összefüggésbe hozhatóak a munkapiaci részvételi döntéssel. Ezek a változók a nem munkából származó jövedelem, a háztartásfő személyét jelző bináris változó (dummy), a háztartás méret, valamint egy másik bináris indikátor, amely azt jelzi, hogy a megfigyelt egyén részt vesz-e nappali tagozatos oktatásban. 4-3. táblázat: Az aktivitási döntést közvetlenül befolyásoló kontrollváltozók jellemző statisztikái (a bináris változók esetén az átlag megegyezik a 1 értékű megfigyelések mintabeli arányával) változó

átlag

szórás

nem munkából származó jövedelem

322642

232436

1, ha háztartásfő (különben 0)

0.4209

0.4937

háztartás mérete

3.1753

1.4493

1, ha nappali tagozatos hallgató (különben 0)

0.1370

0.3438

*

*a statisztikák a változó nem nulla értékeire vonatkoznak

Ezen változócsoport jellemző statisztikáit a 4-3. táblázat mutatja. A nem munkából származó jövedelem a munkajövedelemhez hasonlóan a részletesen nyilvántartott jövedelmi tételek kombinációja, azonban a munkajövedelemnél sokkal heterogénebb. A nem munkajövedelmek közé soroltam a különböző szociális ellátást biztosító járadékokat (pl. baleseti járadék, vaksági járadék stb.) a munkanélküli ellátásból származó jövedelmeket (pl. munkanélküli segély, álláskeresési járadék stb.) a gyermekgondozáshoz kapcsolódó juttatásokat (pl. gyes, gyed stb.), a nyugdíjrendszerhez köthető ellátásokat (pl. nyugdíj, özvegyi nyugdíj, öregségi járadék stb.) valamint az olyan jövedelmeket, amelyek nem köthetők munkavégzéshez, azonban a döntéshozó költségvetési halmazát bővítik (pl. ingatlan hasznosításából származó jövedelem, egyéb rendszeres és nem rendszeres segélyek stb.). A nagyfokú heterogenitás ellenére az összegzett nem munkajövedelem változó a munkajövedelem változóhoz hasonló eloszlást mutat. Azonban ezen jövedelem csoportra is igaz, hogy a megfigyelt egyének csak egy szűkebb csoportja rendelkezik ilyen típusú forrásokkal, ezért ez a változó is erősen cenzorált nullában. Bár indokolt lenne ennek a korrigálása is a becslés során ettől itt eltekintünk. Ez azért megengedhető, mert az egyéb jövedelmeket terhelő adók hatását, illetve a szociális ellátó rendszer aktivitási hatásait nem vizsgálom, ezért ez a változó csak kontrollként szerepel a nettó munkabér mellett. Megjegyzést érdemel, minimálbér szintje évről évre változott a megfigyelt években ennek a hatása „elmosódik‖ a mintában szereplő 10 év átlagában.

42

hogy a vizsgált 10 év alatt számottevően változott a magyarországi árszint, ezért a jövedelem változókat a KSH által publikált éves fogyasztói árindex segítségével a 2000. évi átlagárra defláltam. 4-4. táblázat: Az aktivitási döntést béren keresztül közvetve befolyásoló kontrollváltozók jellemző statisztikái (bináris változók esetén az átlag megegyezik a 1 értékű megfigyelések mintabeli arányával) definíciója

átlag

szórás

nő

1, ha nő (különben 0)

0.5450

0.4980

kor (év)

betöltött évek száma

42.2175

20.7086

legmagasabb iskolai végzettség: isk1

1, ha… (különben 0) …kevesebb mint 8 általános

0.1865

0.3895

isk2

…8 általános

0.2967

0.4568

isk3

…középfokú

0.3898

0.4877

isk4

…ha felsőfokú

0.1271

0.3331

változó neve

A mintában szereplő háztartások átlagos mérete 3,17 fő, azonban sok az egyszereplős háztartás is, mivel a mintában 10 emberből átlagosan 4-en háztartásfő státuszúak. A háztartás méret helyett értelmes lett volna a gyerekszámot22 szerepeltetni, azonban előzetes becslések során a gyerekszám a magyar adatokon a háztartásméretnél magyarázó erővel bírt a munkapiaci részvételre végrehajtott regressziók esetén. A mintában csak a 25. évüket betöltött egyének szerepelnek ezért a nappali tagozatos oktatásban résztvevők aránya alacsony (13,7 százalék), azonban ez a változó erősen összefügg az aktivitással, lévén a nappali tagozatos képzésben résztvevők csoportjában a teljes munkaidőben foglalkoztatottak erősen alulreprezentáltak. A kontrollváltozók másik csoportja azon tényezőket tartalmazza, amelyek az aktivitási döntést közvetlenül vélhetően csak kevéssé befolyásolják, azonban az elérhető bérrel erősen korreláltak. Ilyenek a nem, a kor illetve a legmagasabb iskolai végzettség. Ezen változók definícióit és leíró statisztikáit a 4-4. táblázat tartalmazza. Látható, hogy a nők enyhén felülreprezentáltak a mintában, számuk kis mértékben meghaladja a férfiakét. Az iskolai végzettséget négy osztályba soroltam a HKF ennél jóval

22

A két változó együttes szerepeltetése erős multikollinearitást mutatott, ami rontotta az együttható teszteket.

43

részletesebb beosztása alapján. A kor a 10 évet felölelő mintán mindig az adott évben megfigyelt korra vonatkozik. A változókban rejlő problémák azon része, amely komoly torzítást okozhat, a becslésben kezelésre kerül. Ezek leírása az ötödik fejezetben a módszertani rész kifejtése során olvasható.

44

5. Módszertan Annak érdekében, hogy az adóváltozások hatásának a munkaerőpiaci részvétel valószínűségére gyakorolt hatását megbecsüljem, egy bináris modellre van szükségem. Két típusú bináris modell is alkalmazható ilyen esetben, az egyik a logit modell, a másik a probit modell. A két modell típus között az egyetlen különbség a transzformációs függvény formája, amely a magyarázó változók különböző megfigyelt kombinációit a valószínűség értelmezési tartományába a [0,1] zárt intervallumba transzformálja. A becslés szempontjából nincs jelentősége ennek a különbségnek, ezért, és a további kifejtésből következő okok miatt a probit modellt választottam. A becslést először végrehajtom a teljes mintán, hogy a társadalom átlagában tudjam értékelni a kompenzált bérrugalmasságot. Ezt követően a társadalom azon szűkebb csoportjaira fókuszálva folytatom a becsléseket, amelyek a legnagyobb arányban magyarázzák hazánk aktivitási rátában való lemaradást az EU átlagához képest (bővebben lásd a harmadik fejezetben). Ezen csoportok az alacsonyan képzettek, a szülőképes-korú nők, a fiatalok és az idősek. Az így nyert rugalmasságok előállításánál fontos, hogy azok összehasonlíthatóak legyenek a teljes felnőtt korú társadalmat felölelő becsléssel. Az alcsoportokon való becslések célja annak megválaszolása, hogy ezen csoportok egy megfelelően megtervezett adókönnyítéssel mobilizálhatók-e elősegítve ezáltal a felzárkózást.

5. 1. A becslés felépítése A munkakínálati részvétel valószínűségét megbecslő probit egyenlet az alábbi formát ölti. (8) Ahol a munkabér és

a normális eloszlás kumulatív eloszlásfüggvénye,

az adózás utáni

olyan egyéb jellemzőket tartalmaz, amelyek befolyásolják a

munkavállalási hajlandóságot. Becslésem során ilyen változók az adózás utáni nem munkából származó jövedelem, a háztartás mérete, a háztartásfőt azonosító indikátor (dummy változó) illetve egy másik bináris változó, amely a nappali tagozatos oktatásban való részvételt azonosítja. A (8)-as egyenletben szereplő

együttható a munkakínálat adózás utáni kereset

szerinti extenzív oldali rugalmassága, mivel a kereset logaritmusa szerepel a jobb 45

oldalon, ezért a jobb oldal bér szerinti parciális deriváltja a lin-log típusú modellekhez hasonlóan a bér aktuális szintjéhez képest mért százalékos megváltozását számszerűsíti, a baloldalon pedig a részvételi valószínűség áll, aminek megváltozása szintén százalékosan értelmezhető. Tehát a

együttható pontosan azt mutatja meg, hogy az

adózás utáni bér egy százalékos megváltozása hány százalékkal változtatja meg a részvételi valószínűséget. Egy munkát terhelő adó változás, ahogyan azt már korábban bemutattam kizárólag a bérváltozáson keresztül hat a foglalkoztatásra, ezért a bér változás munkakínálati hatását számszerűsítve az adóváltozások hatása is megragadható. Bérre vonatkozó megfigyelés azonban kizárólag a foglalkoztatottak esetén áll rendelkezésre. A becslés kivitelezése érdekében ezért a nem dolgozók bérét az egyéb jellemzőik alapján becsülhető várható bérrel kell helyettesíteni. Ehhez a becsléshez egy (9)-es egyenletnek megfelelő béregyenletet kell megbecsülni. (9a) A (9)-es egyenletben szereplő

változócsoport olyan jellemzőket tartalmaz,

amelyek összefüggésben lehetnek a munkáltatótól kapott bérajánlattal. Ebben a változócsoportban becsléseim során a munkavállaló kora, neme és legmagasabb iskolai végzettsége szerepel. Ezen változók alapján és a dolgozóknál megfigyelt bérek segítségével becsülhető olyan „mintán kívüli‖ bérajánlat, amely felhasználható a nem dolgozók esetén is, mint magyarázó változó. A béregyenlet bal oldalán a bér logaritmusa szerepel a bérek eloszlásának ferdesége miatt, mivel a bérek logaritmusa megközelítőleg normális eloszlást követ. További problémát jelent a megfigyelt bérek esetén, hogy csak azok esetén megfigyelhető, akiknek az adott mintaperiódusban volt keresete. Ez a mintaszelekció, azonban nem tekinthető exogénnek a kontroll változókra tekintettel, tehát a exogenitás feltétel nem teljesülhet. Például a magasabb iskolai végzettséggel, vagy szakképesítéssel rendelkező egyének nagyobb valószínűséggel voltak a mintaperiódusban foglalkoztatottak, mint az alacsonyabban kvalifikált munkavállalók. Erre utal az alacsonyabban képzettek foglalkoztatásban és aktivitásban mért jelentős lemaradásuk. Ezért a mintába kerülés (foglalkoztatásban való részvétel) feltételes valószínűsége nem független a jobb oldali változóktól, következésképp az így kapott együtthatók nem lesznek konzisztensek. Ennek következményeként pedig a nem 46

dolgozók mintájára becsült bérajánlatok sem lesznek konzisztensek, holott ez a legfontosabb magyarázó változó a (8)-as, strukturális probit egyenletben. Ezt a szelekciós torzítást először Heckmann fedezte fel23, így az ennek megoldására kifejlesztett korrekciós módszert Heckmann korrekciónak nevezi az irodalom, a korrekciót alkalmazó modellcsaládot pedig heckit modellnek. Célom tehát a béregyenletbe ezt a heckman korrekciót beépíteni, és ahogy arra már korábban utaltam, a heckmann korrekció is a probit modellforma választását indokolja. A Heckman korrekció lényege, hogy a becslés során kontrollálunk a mintába kerülés valószínűségére. Az ezen tanulmányban bemutatott becslés esetében a mintába kerülés valószínűsége egy probit modellel írható fel, amelyet a (9)-es egyenlet (8)-ba való helyettesítésével kapunk. (10) A (10)-es egyenlet a redukált formájú probit, amely pontosan megfelel a második fejezetben felírt (7)-es egyenletben szereplő munkakínálatnak. Ebben az egyenletben nem szerepel explicit módon a bér, mint magyarázó változó, csak az azt közvetlenül befolyásoló egyéni jellemzők (Xi). A redukált forma jelen esetben azt jelenti, hogy az (Zi) változócsoport együtthatóiban nem különül el a béren keresztül kifejtett hatás és a bértől független aktivitási hatás. A bértől független aktivitási hatás minden olyan viselkedésbeli hatást megragad, amely az egyén munkakínálatban való részvételi döntését közvetlenül érinti, de független a várható keresettől, ilyen például a neoklasszikus elméleti modellkeretből megismert szabadidő iránti preferencia, vagy a nem munkavégzéssel szerzett jövedelmek. A (10)-es egyenlet segítségével előállítható az inverz Mills ráta24 valamennyi megfigyelésre. Az inverz Mills ráta beépítése a bérbecslésbe megszünteti a szelektált minta okozta torzítást. Így a (9a) egyenlet az alábbi módon változik, ahol

az iverz

Mills ráta. (9b)

23

lásd Heckmann (1980)

24

az inverz mills ráta a normális eloszlás sűrűség függvényének és kumulatív eloszlás függvényének a

hányadosa:

47

Ebben az esetben az

exogenitási feltétel elméletileg teljesül.

Előfordulhat, hogy léteznek olyan további nem megfigyelt magyarázó változók, amelyek összefüggésben vannak a bérrel (pl. egyéb nem szakirányú képesítések, munkatapasztalat, örökölt képességek, tanult munkamorál stb.) és az változócsoportban lévő jellemzőkkel, azonban ilyen típusú megfigyelésünk nincs, ezért ez a további inkonzisztenciák kiküszöbölésének gátat szab. A becslés tehát három lépésből áll25: 1. Az első lépésben a (10)-es redukált probit egyenlet segítségével megbecslem a munkába állás valószínűségét nem kontrollálva a csak részlegesen megfigyelt bérekre, hanem csak az azt befolyásoló tényezőkre (

), illetve azon exogén

változókra, amelyek a munkába állásra a várható bérajánlaton kívül is befolyással bírnak ( ). Ezután redukált probit egyenlet segítségével előállítom a Heckmann korrekcióhoz az inverz Mills rátát. 2. A következő lépésben az így nyert inverz Mills rátát felhasználva megbecsülöm a (9b) egyenletet, és a teljes mintára készítek előrejelzést a bérekre vonatkozóan. Ezzel előállítottam egy konzisztens bérajánlat változót, amelyet felhasználhatok a strukturálsi probit megbecsléséhez. 3. Utolsó lépésként a (8)-as egyenlet alapján megbecsülöm a strukturális munkapiaci részvételi probitot. Ennek a becslésnek a legfontosabb eredménye a bérváltozó logaritmusának együtthatója ( ), amely megmutatja, hogy 1%-nyi nettóbér-változás hány százalékkal változtatja meg a munkába állás valószínűségét. Ez az együttható nem más, mint a munkába állás kompenzált bérrugalmassága.

5. 2. A becslés kivitelezése az aktivitásban való lemaradást magyarázó főbb társadalmi csoportok esetén A lemaradást magyarázó csoportok a fiatalok, az idősek, a szülőképes-korú nők illetve az alacsonyan képzettek. A becslés során az első három csoportot külön nem vizsgálom. A fiatalok és idősek esetén az alacsony aktivitásában nem a várható nettó kereset játszik elsődleges szerepet. Továbbá ezen két csoporttal a nemzetközi irodalom sem foglalkozik külön. A szülőképes korú nők esetén is inkább intézményi ösztönzők hatása sejthető a háttérben. Ezen három csoport esetén a szociális ellátó rendszer 25

Vesd össze Kimmel és Kniesner (1998)

48

aktivitást ellenösztönző szerepére a becslés során a nem munkából származó jövedelmek együtthatói alapján lehet következtetni. A következő fejezetben tehát csak az alacsonyan képzettek részvételi rugalmasságainak átlagostól való eltérést fogom vizsgálni. Az iskolai végzettségbeli különbségek hatásának megjelenítése a következő változásokat okozza a fent bemutatott egyenletekben: (11) (12) Itt az

az iskolai végzettséget azonosító indikátor változók vektora, az

a kor-t

annak négyzetét és a nő dummyt tartalmazza. A keresztszorzatok szerepeltetésének a szerepe ebben az egyenletben, hogy a különböző végzettséggel rendelkezők esetén eltérő kor-kereset profilok különbözősége megjelenjen és a bérelőrejelzés során minden egyén esetén ezen jellemzőinek megfelelő bért inputálhassak.

5. 3. A becslés során nem kezelt problémák és további lehetőségek A becslés során nem használtam ki, hogy az adatbázisban szereplő egyének átlagosan 3 éven keresztül megfigyelhetők. Egy ilyen panel adatbázisban lehetőség van az egyénre jellemző rögzített hatásokra (fixed effect) való kontrollálásra. A legtöbb hasonló becslést bemutató tanulmány kihasználja a panel tulajdonságokat és szerepelteti a rögzített hatásokat az egyenleteikben. Erre az egyéni azonosítók generálásakor felmerült problémák miatt nem volt lehetőségem, érdemes volna tehát megismételni becsléseimet ilyen rögzített hatások figyelembevétele mellett. A jövedelemváltozók esetén az adatok a bruttó jövedelmeket tartalmazzák, nettósításukhoz pedig a megkérdezettek által bevallott levonásokkal korrigáltam. Ennél pontosabb eljárás lehet a bevallott jövedelmek alapján a megfelelő év adózási szabályainak megfelelően előállítani a tényleges adókötelezettségeket és ezek segítségével kiszámítani a nettó értékeket. Mivel a vizsgált években ezek az adózási szabályok sokat változtak és esetenként kimondottan komplikáltak ez egy időigényes feladat, egy nagyobb lélegzetvételű munka esetén azonban végrehajthatóak. A jövedelemváltozók esetén felmerül egy további probléma is, amelyre az előző részekben már kitértem. A nem munkából származó jövedelmek esetén is erősen szelektáltak a megfigyelések. Érdemes volna a becslések során erre a szelekcióra is 49

alkalmazni egy heckmann korrekciót. Azonban mivel ezen korrekcióra az irodalomban példát nem találtam és mivel közvetlenül nem érinti a bérrugalmasságok konzisztenciáját ebben a dolgozatban nem tettem kísérletet ennek pontosabb vizsgálatára. Ettől függetlenül egy további munkában feltétlenül érdemes megvizsgálni a kérdést.

50

6. Becslés és eredmények A következőkben bemutatom az előző fejezet alapján végre hajtott becsléseket. A redukált formájú probit együtthatóiban a vizsgált hatások összevontan szerepelnek, ezért azt csak a függelékben közlöm Az első lépésben a különböző társadalmi csoportokra való fókuszálás nélkül a teljes társadalmi átlagon számított béregyenletet és a strukturális egyenletet mutatom be. Ezután rátérek az iskolai végzettség okozta strukturális törésből következő csoport specifikus különbségekre. 6-1. táblázat: A korrigált béregyenlet (függő változó: megfigyelt nettóbér) magyarázó változó nő kor

együttható

standard hiba

-0,2019

0,0706

0,2243

0,0168

2

-0,0035

0,0002

isk1

2,3325

0,7692

isk2

5,0716

0,4569

isk3

2,2082

0,4279

nő*isk1

-0,2524

0,1260

nő*isk2

-0,8805

0,0862

nő*isk3

-0,6301

0,0818

kor*isk1

-0,3531

0,0279

kor*isk2

-0,3301

0,0186

kor*isk3

kor

-0,1253

0,0178

2

0,0043

0,0002

2

0,0036

0,0002

2

kor *isk3

0,0013

0,0002

inverz Mills ráta

-1,1596

0,0352

konstans

6,6789

0,3929

megfigyelések száma R2

167 305 0,2738

kor *isk1 kor *isk2

A függelékben közölt redukált probit egyenlet segítségével megbecsültem a módszertani részben (5. fejezet) bemutatott inverz Mills rátát. A (9b) egyenlet segítségével megbecsült bérajánlati egyenlet látható a 6-2. táblázatban. Valamennyi változó szignifikáns 5%-os szignifikancia szinten. Különösen fontos, hogy az inverz Mills ráta is szignifikáns magyarázó erővel bír, tehát mindenképp szükséges volt a korrekció. 51

A nemzetközi irodalomban is szokásos béregyenletekhez hasonlóan a korprofilra jól illeszkedik a kvadratikus függvényforma, ezt mutatja a kor négyzetes tagjának negatív és szignifikáns együtthatója. Az interakciókból látszik, hogy a referencia csoportként kezelt legképzettebbekhez (felsőfokú végzettséggel rendelkezők) képest a kevésbé magasan kvalifikált csoportok kor-kereset profilja kis mértékben eltér, kevésbé meredeken emelkedik az évek haladtával és erősebb a négyzetes tag okozta csökkenő hozadék. Az előrejelzett bérajánlatot a bér nevű változó tartalmazza. Az alábbi 6-2. táblázat a strukturális probit egyenlet keresztszorzatok nélkül becsült eredményeit mutatja. Valamennyi együttható szignifikáns és az előjelek nem mondanak ellent az elméletnek. Látható hogy egy átlagos magyar munkavállalási hajlandóságát legerősebben a háztartásvezető (családfő) szerep motiválja. A háztartásfő változónál csak a nappali tagozat az erősebb hatású, ez azonban pusztán azt mutatja, hogy a teljes munkaidős időigényű oktatásban való részvétel gyakorlatilag kizárja a kereső tevékenységet26. 6-2. táblázat: A strukturális probit egyenlet (függő változó: foglalkoztatás=[1,0]) magyarázó változó log(bér)

együttható

standard hiba

0,1944

0,0019

-0,1514

0,0008

háztartásfő

0,3431

0,0091

házt. mérete

-0,0296

0,0035

nappali tagozatra jár

-1,8141

0,0610

konstans

-0,2919

0,0174

log(nem m.jöv.)

megfigyelések száma

167 305

2

0,5511

pszeudo R

A strukturális probit egyenlet együtthatóit közvetlenül nem lehet értelmezni ezért a rugalmasságok kiszámításakor az együtthatókból következő parciális hatásokat számszerűsítem, amelyek az átlag környezetében értékelem ki. Mivel a magyarázó változók és a függő változó közötti kapcsolat ebben a modell típusban nem lineáris ezért a parciális hatások is a változók szintjének a függvénye. Ebből kifolyólag a parciális 26

A nappali tagozatra jár változó átlag körül kiértékelt parciális hatása -43,7 %, azaz 43,7 százalékkal rontja a munkavállalás valószínűségét a nappali tagozatos oktatásban való részvétel

52

hatásokat a változók mintabeli átlaga környezetében érdemes kiértékelni. A minta átlagán becsült strukturális probit együtthatói segítségével kiszámolt parciális hatások alapján a bérváltozó parciális hatása 7,7%. Mivel a bér logaritmusa szerepel az egyenletben ez a szám értelmezhető közvetlenül a munkakínálat extenzív határán mért rugalmasságaként. A mutató alapján azt lehet mondani, hogy egy 1%-os nettó bérváltozás 7,7 százalékkal növeli a munkapiacon való részvétel valószínűségét átlagosan, minden egyéb tényező változatlansága mellett. Ez tehát a társadalmi átlag. Ez az együttható erősebb, mint a nemzetközi irodalomban publikált rugalmassági együtthatók27. Ennek fényében

egy 1% pontos

effektív adóráta csökkenés

könnyedén

számszerűsíthető. A KSH publikált éves fogyasztói árindexei segítségével 2009-es árakra számítottam át az adatbázisból nyert átlagos munkajövedelmet, majd a Pénzügyminisztérium honlapján található adó kalkulátorával kiszámítottam az ehhez a bérszinthez tartozó effektív átlagos adóéket. Ennek alapján egy 1%-os effektív átlagos adókulcs csökkenés a nettó bér 0,91 százalékos növekedésével járna. Ezek alapján a munkakínálat átlagos adórugalmassága nagyjából 7% az átlagos jövedelműek esetén. Egy további érdekesség, hogy a nem munkából származó jövedelmek, amelyek a számításaim során tartalmazzák a szociális ellátásokat is, -6,01 %-os parciális rugalmasságot

mutatnak

a

magyarázó

változók

átlagánál.

A

nettó

bérek

rugalmasságával azonos nagyságrendű együttható azt mutatja, hogy a bőkezűnek mondható hazai szociális ellátórendszer vélhetően erősen ellenösztönzi a munkapiaci részvételt.

27

Lásd a második fejezetben!

53

6. 1. Az iskolai végzettség szerinti különbségek Megvizsgálva az iskolai véhzettségi csoportok eltéréseit az alábbi strukturális probit egyenlet adódott. 6-3. táblázat: A strukturális probit az iskolai végzettség szerinti bontásban (függő változó: foglalkoztatás=[1,0]) magyarázó változó

együttható

standard hiba

log(bér)

0,1719

0,0049

log(nem m.jöv.)

-0,1529

0,0008

háztartásfő

0,3457

0,0091

házt. mérete

-0,0223

0,0036

nappali tagozatra jár

-1,8392

0,0616

isk1

-0,5826

0,0493

isk2

-0,2267

0,0429

isk3

-0,3389

0,0456

log(bér)*isk1

0,0636

0,0148

log(bér)*isk2

0,0049

0,0059

log(bér)*isk3

0,0134

0,0058

konstans

0,0406

0,0413

megfigyelések száma

167 305

2

0,5530

pszeudo R

Az iskolai végzettség szerinti bontáshoz a strukturális egyenletet ki kell egészíteni a iskolai végzettség indikátoraival, és mivel feltételezhető, hogy a bér szerinti rugalmasságuk is eltér a különböző csoportoknak azok log(bér) változóval vett keresztszorzatait is szerepeltetni kell. Ezt a becslést mutatja a 6-3. táblázat. Az iskolai végzettség szerinti referencia csoport a felsőfokú végzettséggel rendelkezők csoportja. A becslésből jól látható, hogy minél alacsonyabb az iskolai végzettség annál markánsabb eltérés figyelhető meg a bérváltozás együtthatójában28. Ez a különbség felfedezhető a többi iskolai végzettség szerinti osztályban. A 6-4. táblázatban láthatóak ezen parciális hatások összefoglalva.

28

Kivételt képez a 8 általánossal rendelkezők csoportja, amely esetén a különbség a legképzettebb csoporthoz képest kisebb, mint a középfokon végzetteknél.

54

6-4. táblázat: Részvételi rugalmasságok az iskolai végzettség szerinti bontásban a társadalmi átlagtól vett iskolai végzettség:

parciális hatás

eltérés

társadalmi átlag

0,077%

-

kevesbb mint 8 általános

0,094%

0,016%pont

8 általános

0,070%

-0,007%pont

középfokú

0,074%

-0,004%pont

felsőfokú

0,068%

-0,009%pont

A parciális hatások alapján egy felsőfokú végzettséggel rendelkező egyén egy 1 százalékos nettó bérváltozásra átlagosan 0,068 százalékkal nagyobb valószínűséggel dönt a munkába állás mellett. Ez az érték alacsonyabb társadalmi átlagnál. A legalacsonyabb iskolai végzettséggel rendelkezők estén azonban ez a szám 0,094 %, ami jóval magasabb a társadalmi átlagnál. Ez az eredmény alátámasztja azt a feltételezést, hogy az alacsonyan képzettek egy esetleges adócsökkenés eredményezte bérnövekedésre sokkal erősebben reagálnak a magasan képzettekhez képest. Ebből arra lehet következtetni, hogy mivel az alacsonyan képzettek átlagosan alacsonyabb bérekre számíthatnak, az átlagos adókulcs mérséklése az alacsony kereseti tartományban szignifikáns növekedést okozhat a hazai munkakínálatban és aktivitásban.

55

7. Összefoglalás Dolgozatomban a magyarországi aktivitási helyzet problémáinak egyik lehetséges magyarázatát, a magas adóterhelés hatását vizsgáltam. Konkrétabban arra kerestem a választ, hogy az aktivitásban legnagyobb lemaradást mutató társadalmi csoportok esetén egy esetleges adókönnyítés a társadalom átlagos reakciójánál erősebben javítja-e a csoport aktivitási hajlandóságát. A nemzetközi irodalomban alkalmazott módszereknek megfelelően eljárva úgy találtam, hogy az iskolai végzettség szerint az alacsonyabban képzettek átlagosan erősebb reakciót mutatnak egy azonos bérváltozásra, mint a magasabban képzettek. Mivel az alacsonyan képzettek csoportja az egyik legnagyobb inaktivitást mutató csoport ez az eredmény arra enged következtetni, hogy egy adócsökkentés az alacsony bérkategóriákban a hazai aktivitás javulását eredményezné. Ha az így kieső adóbevételeket a magasabb jövedelműek körében történő adókulcs emeléssel finanszíroznák, még akkor is nagy valószínűséggel összességében javulna az aktivitás, lévén eredményeim alapján egy azonos arányú bérváltozásra a magasabban képzettek gyengébben reagálnak. Egy további érdekesség, hogy a nem munkából származó jövedelmek, amelyek a számításaim során tartalmazzák a szociális ellátásokat is, -6,01 %-os parciális rugalmasságot

mutatnak

a

magyarázó

változók

átlagánál.

A

nettó

bérek

rugalmasságával azonos nagyságrendű együttható azt mutatja, hogy a bőkezűnek mondható hazai szociális ellátórendszer vélhetően erősen ellenösztönzi a munkapiaci részvételt.

56

8. Irodalomjegyzék AABERGE, Rolf, Ugo Colombino, S. Strom (1999) „An Empirical Analysis of Joint Household Decisions, with Taxes and Quantity Constraints‖, Journal of Applied Econometrics, Vol. 14, No. 4 (Jul. - Aug., 1999), pp. 403-422 ARRUFAT, Jose Luis és Antonio Zabalza (1986) „Female Labor Supply with Taxation, Random Preferences, and Optimization Errors‖, Econometrica, Vol. 54, No. 1 (Jan., 1986), pp. 47-63 BAKOS Péter, Benczúr Péter és Benedek Dóra (2008) „Az adóköteles jövedelem rugalmassága: Becslés és egy egykulcsos adórendszerre vonatkozó számítás a 2005. évi magyar adóváltozások alapján‖ MNB-füzetek, WP 2008/7., Magyar Nemzeti Bank BLOMQUIST, Sören, Matias Eklöf és Whitney Newey (1998) „Tax reform evaluation using non-parametric methods: Sweden 1980–91.‖ NBER Working Paper No. 6759, National Bureau of Economic Research, Cambridge, MA. BLUNDELL, Richard, Alan Duncan és Costas Meghir (1998) „Estimating labour supply responses using tax policy reforms‖, Econometrica, Vol. 66, No. 4 (Jul., 1998), pp. 827-861 BLUNDELL, Richard, és Thomas E. MaCurdy,(1999) „Labor Supply: A Review of Alternative Approaches‖ in O. Ashenfelter és D. Card, szerk., Handbook of Labor Economics, Volume IIIA (Amsterdam: North-Holland, 1999). CANCIAN, Maria és Arik Levinson (2005) „Labor Supply Effects of the Earned Income Tax Credit: Evidence from Wisconsin Supplemental Benefit for Families with Three Children‖, NBER Working Paper Series, Vol. w11454 DESIMONE, Jeff és Jeff Rinehart (2001) „Labor force participation responses to the 1993 EITC expansion‖, Economics Bulletin, Vol. 8, No. 6 pp. 1−9. DEVEREUX, Paul J. (2004) „Changes in Relative Wages and Family Labor Supply‖, Journal of Human Resources, Vol. 39, No. 3, pp. 696 — 722. DIAMOND, Peter A. (1980) „Income Taxation with Fixed Hours of Work‖ Journal of Public Economics, Vol. 13, pp. 101-110. 57

DICKERT, S., S. Houser and J.K. Scholz (1995). „The Earned Income Tax Credit and Transfer Programs: A Study of Labor Market and Program Participation‖ in J. Poterba (szerk.), Tax Policy and the Economy 9th ed., pp. 1-50. EISSA, Nada (1995) „Taxation and Labor Supply of Married Women: The Tax Reform Act of 1986 as a Natural Experiment.‖ National Bureau of Economic Research (Cam- bridge, MA) Working Paper No. 5023 EISSA, Nada és Jeffrey B. Liebman (1996) „Labor supply response to the earned income tax credit‖, Quarterly Journal of Economics, Vol. 61, pp. 605–637. EISSA, Nada, Henrik J. Kleven és Claus T. Kreiner (2008) „Evaluation of Four Tax Reforms in

the United States: Labor Supply and Welfare Effects for Single

Mothers‖ NBER Working Paper no. w10935 FELDSTEIN, Mark (1995) „The Effect of Marginal Tax Rates on Taxable Income: A Panel Study of the 1986 Tax Reform Act‖, The Journal of Political Economy, Vol. 103, No. 3 (Jun., 1995), pp. 551-572 HAUSMAN, James (1985) „Taxes és Labor Supply‖ in A. Auerbach és M. Feldstein, szerk., Handbook of Public Economics, Vol. I, Amsterdam: North-Holland, 1985, pp. 213-63., The University of Chicago Press HECKMANN, James J. (1980): „Sample Selection Bias as a Specification Error: An Application to the Estimation of Female Labor Supply Functions” in James Smith, ed., Female Labor Supply, Princeton, NJ: Princeton Univer-sity Press, 1980, pp. 206-48. HECKMANN, James J. (1993) ―What Has Been Learned About Labor Supply in the Past Twenty Years?‖ The American Economic Review, Vol. 83, No. 2, Papers and Proceedings of the Hundred és Fifth Annual Meeting of the American Economic Association (May, 1993), pp. 116-121. HOTZ, V. Joseph, Charles H. Mullin és John K. Scholz (2002) „The Earned Income Tax Credit and Labor Market Participation of Families on Welfare‖ JCPR Working Papers 214, Northwestern University/University of Chicago Joint Center for Poverty Research.

58

KÁTAY Gábor (2009) „Az alacsony aktivitás és foglalkoztatottság okai és következményei Magyarországon‖ MNB-tanulmányok, MT-79, 2009, Magyar Nemzeti Bank KÁTAY Gábor és Nobilis Benedek (2009), „Az aggregált aktivitást befolyásoló tényezők Magyarországon‖ MNB-füzetek, WP 2009/5, 2009, Magyar Nemzeti Bank KIMMEL Jean, és Thomas J. Kniesner (1998) „New evidence on labor supply: Employment versus hours elasticities by sex and marital status‖, Journal of Monetary Economics, 1998, Vol. 42., pp. 289-301. KOSTERS, Marvin (1967) „Effects of an Income Tax on Labor Supply‖ in Arnold Harberger and Martin Baily, eds., The Taxation of Income From Capital, Washington, DC: Brookings Institution, 1967, pp. 301-21. LEWIS, H. Gregg (1976) ―On Income and Substitu- tion Effects in Labor Force Participation‖ mimeo, University of Chicago, 1967. MACURDY, Thomas, David A. Green és Harry J. Paarsch (1990) „Assessing Empirical Approaches For Analyzing Taxes And Labor Supply‖ Papers e-90-11, Stanford Hoover Institution. MEGHIR, Costas, és David Phillips (2008). ―Labour Supply and Taxes‖ Prepared for the Report of a Commission on Reforming the Tax System for the 21st Century, Chaired by Sir James Mirrlees, The Institute for Fiscal Studies, Full Report to be published by Oxford University Press MEYER, BRUCE D., és Dan T. Rosenbaum (2001) „Welfare, The Earned Income Tax Credit, And The Labor Supply Of Single Mothers‖ The Quarterly Journal of Economics, MIT Press, vol. 116(3), pages 1063-1114, August. MIRRLEES, James A. (1971) ―An Exploration in the Theory of Optimal Income Taxation‖ Review of Economic studies 38, 175-208. MROZ, Thomas A. (1987) „The Sensitivity of an Empirical Model of Married Women's Hours of Work to Economic and Statistical Assumptions‖ Econometrica, Econometric Society, vol. 55(4), pages 765-99, July.

59

PENCAVEL, John (1998) „The Market Work Behavior and Wages of Women: 197594‖ The Journal of Human Resources, Vol. 33, No. 4 (Autumn, 1998), pp. 771804, University of Wisconsin Press PENCAVEL, John (1987) „Labor supply of men: A survey‖ in: O. Ashenfelter & R. Layard (ed.), Handbook of Labor Economics, 1. kiadás, 1. kötet, 1. fejezet, pp. 3102. ROGERSON, Richard és Johanna Wallenius (2007) „Micro and Macro Elasticities in a Life Cycle Model With Taxes‖ NBER Working Papers 13017, National Bureau of Economic Research, Inc. SAEZ, Emmanuel (2002) „Optimal Income Transfer Programs: Intensive Versus Extensive Labor Supply Responses‖ Quarterly Journal of Economics, 2002, Vol. 107(3,Aug), pp. 1039-1073. SZABÓ Zsuzsanna (1997) „A Háztartási Költségvetési Felvétel módszertana‖ Statisztikai szemle, 37, Központi Statisztikai Hivatal, 1997, Budapest TRIEST, Robert K. (1990) „The Effect of Income Taxation on Labor Supply in the United States‖ Journal of Human Resources 25, 491-516.

60

FÜGGELÉK F-1. táblázat: Redukált formájú probit (függő változó: foglalkoztatás=[1,0]) együttható -0,0952

standard hiba 0,0008

p-érték 0,0000

háztartásfő

0,3472

0,0105

0,0000

háztartás mérete

-0,0370

0,0033

0,0000

nappali tagozatra jár

-1,7352

0,0592

0,0000

nő

-0,2030

0,0224

0,0000

isk1

3,9644

0,2536

0,0000

isk2

0,4996

0,1625

0,0020

isk3

-0,3431

0,1555

0,0270

kor

magyarázó változó log(nem munkajöv.)

0,2365

0,0060

0,0000

2

-0,0030

0,0001

0,0000

nő*isk1

0,1666

0,0479

0,0010

nő*isk2

-0,0139*

0,0254

0,5840

nő*isk3

0,0283*

0,0244

0,2460

kor*isk1

-0,2693

0,0100

0,0000

kor*isk2

-0,0622

0,0073

0,0000

kor*isk3

kor

0,0013*

0,0071

0,8540

2

0,0030

0,0001

0,0000

2

kor *isk2

0,0007

0,0001

0,0000

kor2*isk3

-0,0001*

0,0001

0,1660

konstans

-2,9744

0,1327

0,0000

megfigyelések száma pszeudo R2

167 305 0,4226

kor *isk1

*5%-os szinten szignifikánsan 0-tól nem különböző

61