Změna minimální mzdy a její vliv na trh práce

Mendelova univerzita v Brně Provozně ekonomická fakulta

Změna minimální mzdy a její vliv na trh práce Bakalářská práce

Vedoucí práce: Ing. Marek Litzman

Kateřina Havlíčková

Brno 2014

Na tomto místě bych ráda poděkovala především svému vedoucímu Ing. Marku Litzmanovi, za vstřícný přístup a cenné rady a připomínky v průběhu tvorby této práce. Dále bych ráda poděkovala svému příteli a rodině za podporu při tvorbě této práce i po celou dobu studia.

Čestné prohlášení Prohlašuji, že jsem práci: Změna minimální mzdy a její vliv na trh práce vypracoval/a samostatně a veškeré použité prameny a informace uvádím v seznamu použité literatury. Souhlasím, aby moje práce byla zveřejněna v souladu s § 47b zákona č. 111/1998 Sb., o vysokých školách ve znění pozdějších předpisů, a v souladu s platnou Směrnicí o zveřejňování vysokoškolských závěrečných prací. Jsem si vědom/a, že se na moji práci vztahuje zákon č. 121/2000 Sb., autorský zákon, a že Mendelova univerzita v Brně má právo na uzavření licenční smlouvy a užití této práce jako školního díla podle § 60 odst. 1 autorského zákona. Dále se zavazuji, že před sepsáním licenční smlouvy o využití díla jinou osobou (subjektem) si vyžádám písemné stanovisko univerzity, že předmětná licenční smlouva není v rozporu s oprávněnými zájmy univerzity, a zavazuji se uhradit případný příspěvek na úhradu nákladů spojených se vznikem díla, a to až do jejich skutečné výše.

V Brně dne 19. května 2013

__________________

Abstract Havlíčková, K. The effect of minimum wage change on the labour market. Bachelor thesis. Brno: Mendel University, 2014. This thesis evaluates the effect of minimum wage change that occurred on Czech labour market in August 2013. The study was conducted using labour market indexes: unemployment rate, average gross wage and the number of job vacancies. The effect of minimum wage change is evaluated using time series analysis and Difference-in-Differences method. The hypothesis on unemployment growth due to minimum wage rise was confirmed for young workers cohort and rejected for low-educated workers. The hypothesis on job vacancies decrease due to minimum wage rise was confirmed as well; however the development of average gross wage appears to be unaffected. Keywords Minimum wage, labour market, Difference-in-Differences, time series, unemployment rate, average gross wage, job vacancies.

Abstrakt Havlíčková, K. Změna minimální mzdy a její vliv na trh práce. Bakalářská práce. Brno: Mendelova univerzita v Brně, 2014. Tato práce se zabývá empirickým stanovením vlivu změny výše minimální mzdy, která proběhla v České republice v srpnu roku 2013, na tyto vybrané ukazatele trhu práce: obecná míra nezaměstnanosti, průměrná hrubá měsíční mzda a počet volných pracovních míst. Tento vliv je stanoven za použití analýzy časových řad a metody Difference-in Differences. Dle výsledků je předpoklad o růstu nezaměstnanosti vlivem zvýšení minimální mzdy u mladistvých pracovníků naplněn, kdežto u méně vzdělaných pracovníků nikoli. Splněn je i předpoklad o poklesu počtu volných pracovních míst pro méně kvalifikované pracovníky, avšak navzdory očekávání vývoj průměrné hrubé měsíční mzdy zvýšením minimální mzdy ovlivněn není. Klíčová slova Minimální mzda, trh práce, Difference-in-Differences, časové řady, obecná míra nezaměstnanosti, průměrná hrubá měsíční mzda, volná pracovní místa.

Obsah

5

Obsah 1

Úvod a cíl práce

2

Minimální mzda a výzkumy v této oblasti

9 10

2.1

Minimální mzda a zaměstnanci restaurací s rychlým občerstvením ......10

2.2

Minimální mzda a pracující studenti a mladiství.................................... 13

2.3

Minimální mzda a handicapovaní pracovníci ......................................... 14

2.4

Minimální mzda a celková zaměstnanost v ekonomice .......................... 16

3

Legislativní vymezení minimální mzdy

18

4

Metodika

20

5

4.1

Difference-in-Differences ....................................................................... 20

4.2

Analýza časových řad ............................................................................... 21

4.3

Charakteristika zdrojových dat............................................................... 22

Analýza vlivu změny minimální mzdy

23

5.1

Vliv změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti členěnou dle věkových skupin ................................................................ 23

5.2

Vliv změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti členěnou dle dosaženého vzdělání.......................................................... 27

5.3

Vliv změny minimální mzdy na mzdy zaměstnanců v ubytování, stravování a pohostinství ........................................................................ 29

5.4

Vliv změny minimální mzdy na počet volných pracovních míst na českém pracovním trhu .......................................................................... 32

6

Diskuze

36

7

Závěr

39

8

Literatura

40

Seznam obrázků

6

Seznam obrázků Obrázek 1: Vývoj a analýza průměrné hrubé měsíční mzdy zaměstnanců v ubytování, stravování a pohostinství

31

Seznam tabulek

7

Seznam tabulek Tabulka 1: Výpočet odhadovaného koeficientu vlivu pomocí metody DiD 20 Tabulka 2: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti mladistvých pracovníků ve věku 15 – 19 let 24 Tabulka 3: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti mladistvých pracovníků ve věku 20 - 24 let 25 Tabulka 4: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti mladistvých pracovníků ve věku 15 – 19 let (kontrolní skupina pracovníci ve věku 35 – 39 let) 26 Tabulka 5: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti mladistvých pracovníků ve věku 20 - 24 let (kontrolní skupina pracovníci ve věku 35 – 39 let) 26 Tabulka 6: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti pracovníků bez vzdělání nebo pouze se základním stupněm vzdělání 27 Tabulka 7: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti pracovníků bez vzdělání nebo pouze se základním stupněm vzdělání (kontrolní skupina pracovníci se středním vzděláním s maturitou) 28 Tabulka 8: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti pracovníků bez vzdělání nebo pouze se základním stupněm vzdělání (kontrolní skupina pracovníci s vyšším a vysokoškolským vzděláním) 29 Tabulka 9: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na průměrné hrubé měsíční mzdy zaměstnanců v odvětví ubytování, stravování a pohostinství

30

Tabulka 10: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na počet volných pracovních míst na českém pracovním trhu 33

Seznam tabulek

8

Tabulka 11: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na počet volných pracovních míst na českém pracovním trhu (kontrolní skupina slovenský pracovní trh) 33 Tabulka 12: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na průměrný počet volných pracovních míst na českém pracovním trhu dle klasifikace zaměstnání CZ – ISCO 34

Úvod a cíl práce

9

1 Úvod a cíl práce Problematika minimální mzdy vyvolává napříč společností rozporuplné názory. Jakmile se však začne mluvit o její změně, respektive o zvýšení minimální mzdy, dochází k další vlně diskuzí. Minimální mzda a její případné navyšování je velmi často tématem předvolebních nebo i post volebních politických debat, impulzem pro ekonomy a statistiky ke zkoumání jejího vlivu na ekonomiku nebo i vzbuzením zájmu u laické veřejnosti. Z pohledu odborníků stojí na jedné straně příznivci, kteří ve zvyšování minimální mzdy vidí potenciál v boji proti chudobě, motivační funkci a zajištění spravedlivějších a rovných pracovních podmínek. Na straně druhé však stojí kritici, kteří považují minimální mzdu včetně jejich změn za překážku v efektivním fungování trhu práce. Výše minimální mzdy se v České republice měnila, respektive zvyšovala již několikrát. Od roku 1991, kdy byla v České republice (tehdejším Československu) zavedena, vzrostla její výše celkem šestnáctkrát. Zvyšování minimální mzdy však nevykazuje žádnou pravidelnost, někdy se zvyšovala po půl roce, jindy po jednom až čtyř letech, ale poslední změny provedené v srpnu roku 2013 se dočkala až po šesti letech a sedmi měsících. Také její hodnota nevykazovala v průběhu změn konstantní nárůst. Nárůst mezi původní a nově změněnou hodnotou minimální mzdy se pohyboval ve velkém rozmezí, a to od 0,57 % do 22,6 %, přičemž při poslední změně (srpen 2013) stoupla hodnota minimální mzdy o 6,25 %. Pro řadu odborníků vyvstává zcela jistě otázka, jak často a o kolik procent by se měla minimální mzda zvyšovat, aby byla co nejvíce efektivní a na významné ukazatele pracovního trhu měla ideálně pouze pozitivní vliv. Problematikou změny minimální mzdy a jejího vlivu na trh práce se zabývala již řada, především zahraničních, studií. Jejich výsledky poukazují na fakt, že zvýšení minimální mzdy může mít v určitých podmínkách pozitivní, negativní nebo výjimečně i žádný vliv na pracovní trh jako celek či jeho vybrané ukazatele. Hlavním cílem této bakalářské práce je empirické stanovení vlivu změny minimální mzdy, která proběhla v srpnu roku 2013, na vybrané ukazatele trhu práce v České republice. Dílčím cílem této práce je analýza dosavadní empirické literatury týkající se změny minimální mzdy a jejího vlivu na trh práce. Tato analýza je zaměřena především na ekonomické, politické a právní pozadí této problematiky, jejímž cílem je výběr vhodných ukazatelů trhu práce, na které by mohla mít změna minimální mzdy vliv. V praktické části jsou poznatky získané empirickou analýzou literatury aplikovány na situaci a podmínky českého pracovního trhu. Následně je za použití ekonometrických metod stanoven vliv zvýšení minimální mzdy na konkrétní ukazatele českého pracovního trhu. Dosažené výsledky jsou v závěru práce prodiskutovány s výsledky studií zahraničních ekonomů.


10

2 Minimální mzda a výzkumy v této oblasti Prvotní snaha o regulaci mezd a zavedení minimální mzdy do legislativy proběhla již v roce 1894 na Novém Zélandu (Macrosty, 1903). Většina výzkumů, týkajících se minimální mzdy a jejího vlivu na ekonomiku, primárně na trh práce, však proběhla na území Spojených států amerických. V USA byla minimální mzda poprvé uzákoněna v roce 1912 ve státě Massachusetts, později se přidaly i další státy (Card, Krueger, 1995). Kolem poloviny 20. století se v USA začaly objevovat různé spekulace o zákonem stanovené minimální mzdě, především z hlediska její efektivnosti. Podle George Stiglera (1946) je minimální mzda v konkurenčním prostředí efektivní, pokud se týká pracovníků, jejichž práce má větší hodnotu než je hladina minimální mzdy. Pracovníci, jejichž práce by měla vzhledem k minimální mzdě nižší hodnotu, by měli být z pokrytí minimální mzdou vyloučeni a měli by se na pracovním trhu přemístit na pracovní pozice s nižšími příjmy. Díky tomuto alokačnímu efektu, vyvolanému minimální mzdou, vzroste produktivita celého sektoru. Zavedením minimální mzdy, ale současně dochází ke zvyšování nákladů na práci, díky čemuž může klesat zaměstnanost. V této kapitole jsou popsány některé výzkumy týkající se výše a změny minimální mzdy a jejího vlivu na zaměstnanost. Výzkumy jsou rozděleny podle skupin pracovníků, jejichž odměňování je na výši minimální mzdy závislé. Jedná se tedy o skupiny typicky nízko příjmových pracovníků: zaměstnance restaurací s rychlým občerstvením, mládež a studenty a pracovníky s handicapem. V poslední podkapitole je představen výzkum týkající se celkové zaměstnanosti v ekonomice.

2.1 Minimální mzda a zaměstnanci restaurací s rychlým občerstvením V roce 1992 provedl David Card spolu s Alanem Kruegerem výzkum týkající se změny minimální mzdy a jejího vlivu na restaurace s rychlým občerstvením ve dvou státech v USA (Card, Krueger, 1994). Výzkum byl postaven na vybraném vzorku restaurací rychlého občerstvení v New Jersey a Pensylvánii. Tyto dva státy si autoři vybrali proto, že v New Jersey došlo v období výzkumu k uzákonění zvýšení minimální hodinové mzdy z $4,25 na $5,05, kdežto v Pensylvánii zůstala minimální hodinová mzda na stejné úrovni. Autoři si záměrně vybrali restaurace rychlého občerstvení, a to hned z několika důvodů: pracovníci těchto restaurací patří do nízko-příjmové skupiny obyvatel, a tudíž je zde předpoklad, že díky zvýšení minimální mzdy jejich mzda také


11

vzroste, a dále je poměrně jednoduché sestavit vzorek těchto restaurací1. Také je potřeba zmínit, že mezi restauracemi v New Jersey a Pensylvánii nebyl zjištěn žádný významný rozdíl mezi délkou průměrné pracovní doby nebo v podílu pracovníků pracujících na plný pracovní úvazek. Sběr dat potřebných pro výzkum probíhal ve dvou kolech. Informace o provozovnách, data a odpovědi na otázky ohledně počtu zaměstnanců v provozovně, mzdy pracovníků (na částečný i plný úvazek), ceny produktů restaurací atd. získali autoři prostřednictvím telefonních rozhovorů s manažery jednotlivých provozoven. Právě díky získání dat telefonickým dotazováním, čelil jejich výzkum ostré kritice od Neumarka a Waschera (Neumark, Wascher, 2000). První kolo získávání dat pro výzkum proběhlo na přelomu února a března roku 1992, což bylo přibližně měsíc před očekávaným zvýšením minimální mzdy v New Jersey. Ze vzorku 473 restaurací se podařilo získat kompletní data od 410 z nich (asi 87 %). Druhé kolo průzkumu se odehrálo v listopadu a prosinci 1992, což bylo přibližně osm měsíců po zvýšení minimální mzdy. V tomto kole bylo dotazováno pouze 410 restaurací, a to ty, které poskytly kompletní data v kole prvním. Úspěšnost dotazování druhého kola byla asi 90%, kompletní data poskytlo celkem 371 restaurací. Je ale důležité zmínit, že data získaná telefonickým dotazováním měla poměrně velký rozptyl mezi prvním a druhým kolem dotazování, což poukazuje na možnou chybu v získávání dat. Právě proto se Neumark a Wascher rozhodli tento výzkum přepracovat. Ve svém výzkumu se zaměřili na stejný vzorek restaurací i zaměstnanců ve stejném období, ale data získali z výplatních pásek zaměstnanců, která vykazovala nižší rozptyl a eliminovala chyby (Neumark, Wascher, 2000). Ve výzkumu (Card, Krueger, 1994) se autoři například zaměřili na poměr pracovníků zaměstnaných na plný nebo částečný úvazek. V období mezi prvním a druhým kolem výzkumu, se v New Jersey vzhledem k Pensylvánii zvýšil podíl pracovníků zaměstnaných na plný úvazek o 7,3 %. Pracovníci zaměstnaní na plný úvazek mají většinou již více zkušeností, a tak vykazují větší produktivitu práce. Zároveň je však jejich hodinová mzda stejná jako u pracovníků na úvazek částečný. Proto když je zaměstnavatel zákonem nucen mzdu zvýšit, dá při zaměstnávání pracovníků pravděpodobně přednost těm zkušenějším a produktivnějším. Jako jedno z řešení, jak zareagovat na zvýšení minimální mzdy ze strany zaměstnavatelů, a to bez změny mzdových nákladů, je snížení nepeněžních prémií. Mezi typické nepeněžní prémie v restauracích rychlého občerstvení patří např. sleva na produkty restaurace nebo jídlo a nápoje během pracovní směny zdarma. Výzkum však prokázal, že ke snížení nemzdových bonusů v důsledku zvýšení minimální mzdy v tomto případě nedošlo. 1

Do výzkumu byly zařazeny například tyto restaurace: the Burger King, KFC, Wendy´s a Roy Ro-

gers. McDonald´s byl z výzkumu vyloučen na základě dřívější neochoty spolupracovat (Card, Krueger, 1994).


12

Dalším zkoumaným kritériem ve výzkumu bylo, zda se díky uzákoněnému zvýšení minimální mzdy změní otevírací doba restaurací nebo počet pracovníků na směně. Výzkum však neprokázal žádný významný rozdíl v těchto dvou kritériích mezi restauracemi v New Jersey a Pensylvánii. Dalo by se říci, že zvýšení minimální mzdy, které se nejvíce týká nízko příjmových pracovníků – pracovníku v rychlém občerstvení, by mohlo odradit podnikatele od otevírání nových provozoven těchto restaurací. Výzkum však toto tvrzení nepotvrdil. Za období výzkumu se počet stávajících restaurací ani procento nově otevřených restaurací příliš nezměnilo. V jedné věci se však zvýšení minimální mzdy promítnulo, a to v ceně produktů, které restaurace nabízejí. Za období, kdy výzkum probíhal, vzrostly ceny produktů v restauracích v New Jersey, ale vzhledem k růstu cen produktů restaurací v Pensylvánii, která nebyla zvýšením mzdy ovlivněna, pouze nepatrně. Výzkum (Card, Krueger, 1994) prokázal, že uzákoněné zvýšení minimální mzdy v New Jersey na jaře roku 1992 nemělo žádný negativní vliv na zaměstnanost v restauracích rychlého občerstvení. Dokonce by se dalo říci, že zmiňované zvýšení mělo vliv pozitivní, neboť zaměstnanost pracovníků těchto restaurací nepatrně stoupla. Kromě kvality sběru dat, byl i samotný výsledek výzkumu (Card, Krueger, 1994) Neumarkem a Wascherem kritizován. Zaprvé, jak bylo zmíněno výše, data získaná telefonickým dotazováním nejsou dostatečně relevantní. Zadruhé, data z telefonního dotazování ukazují, že když se v New Jersey zvýšila minimální mzda o 18,8 %, vedlo to ke zvýšení zaměstnanosti pracovníků rychlého občerstvení o 11 % – 16,8 % vzhledem k Pensylvánii, ale u dat získaných z výplatních pásek, ukázala stejně provedená analýza pokles zaměstnanosti těchto pracovníků o 3,9 % 4 % (Neumark, Wascher, 2000). Podle Neumarka a Waschera (2000) analýza dat získaných z výplatních pásek potvrdila všeobecný předpoklad, že zvýšení minimální mzdy sníží poptávku po nízko-příjmových pracovnících. Card a Krueger však nebyli s výsledkem výzkumu Neumarka a Waschera spokojeni a tak se rozhodli protichůdné výsledky vysvětlit analýzou nového reprezentativního vzorku restaurací s rychlým občerstvením v New Jersey a Pensylvánii ve stejném období a reanalýzou dat Neumarka a Waschera (Card, Krueger, 2000). Tentokrát získali k analýze reprezentativní vzorek dat ze statistického úřadu (Bureau of Labor Statistics), čímž zamezili chybovosti v datech, za kterou byli ve svém prvním výzkumu kritizováni. Souhrnem výsledků všech dostupných analýz2 docházejí Card a Krueger (2000) k závěru, že zvýšení minimální mzdy v New Jersey v dubnu roku 1992

2

Původní výzkum Carda a Kruegera (Card, Krueger, 1994), výzkum Neumarka a Waschera (Neu-

mark, Wascher, 2000) a nový výzkum Carda a Kruegera (Card, Krueger, 2000).


13

mělo jen velmi malý pozitivní vliv na celkovou zaměstnanost pracovníků restaurací s rychlým občerstvením, ale v jednotlivých restauracích se mohla zaměstnanost vlivem zvýšení minimální mzdy individuálně snížit nebo zvýšit. Jiná interpretace souhrnu výsledků všech dostupných analýz je, že zvýšení minimální mzdy v New Jersey nesnížilo zaměstnanost, ale snížilo pouze průměrný počet pracovních hodin jednoho zaměstnance. Podobně také studie (Katz, Krueger, 1992) se zaměřením na restaurace rychlého občerstvení ve státě Texas, nenašla žádný důkaz o tom, že by v důsledku zvýšení federální minimální mzdy v roce 1990 klesla zaměstnanost.

2.2 Minimální mzda a pracující studenti a mladiství V 80. letech 20. století bylo provedeno několik výzkumů týkajících se změny minimální mzdy a jejího vlivu na zaměstnanost. Výsledky těchto výzkumů se ve většině případů shodují. Díky zavedení nebo zvýšení minimální mzdy, klesnou příležitosti najít si práci pro nízko-příjmové skupiny pracovníků. Konkrétně výzkumy uvádějí, že při hypotetickém zvýšení minimální mzdy o 10 % poklesne zaměstnanost mladistvých (16 – 19 let) o 1 – 3 % a podobně i zaměstnanost mladých pracujících (20 – 24 let), kteří jsou ale mezi nízko-příjmovými pracovníky jen velmi zřídka (Neumark, Wascher, 1992). Existuje ale i několik výzkumů, jejichž výsledky tvrdí opak. Jedním z nich je výzkum Davida Carda, ve kterém Card porovnává zaměstnanost pracovníků v Kalifornii (v průběhu 80. let), kdy v Kalifornii prudce vzrostla minimální mzda, se skupinou pracovníků v jiných státech, kde minimální mzda zůstala stejná. Výzkum neprokázal, že by díky zvýšení minimální mzdy klesla zaměstnanost (Card, 1992). V rámci pokračujícího výzkumu přicházejí v roce 1992 s vlastním příspěvkem David Neumark a William Wascher. V tomto výzkumu se autoři zaměřili na to, jaký bude mít vliv zvýšení minimální mzdy nejen na zaměstnanost dlouhodobě nízko příjmových pracovníků, ale i na zaměstnanost mladistvých a studentů (Neumark, Wascher, 1992). Jak už bylo zmíněno výše, výzkumů na toto téma už bylo provedeno po více, a proto se autoři rozhodli rozšířit dřívější výsledky začleněním geografického kritéria. Spojené státy americké mají zákonem stanovenou jednotnou federální minimální mzdu. Jednotlivé státy si však svoji státní minimální mzdu mohou místními zákony oproti federální navyšovat. Ke konci 80. let této možnosti využívalo přibližně 25 % států USA (Neumark, Wascher, 1992), pro srovnání dnes (k 1. 1. 2014) má státní minimální mzdu vyšší než federální přibližně 43 % států (United States Labor Department). Mimo jiné ve státech, kde je minimální mzda vyšší než federální, existují uzákoněné určité výjimky z minimální mzdy pro mládež nebo studenty. Jedná se o tzv. subminimální mzdu, jejíž hodnota se v průměru rovná asi 75 % státní minimální mzdy konkrétního státu (Neumark, Wascher, 1992).


14

Na základě těchto informací autoři sestavili model panelových dat z oblasti zákona o minimální mzdě a podmínek pracovního trhu na úrovni jednotlivých států, aby přehodnotili následky změny minimální mzdy na zaměstnanost. Konkrétní data pro výzkum byla získána z pravidelných statistik sledování hladiny minimální mzdy, vedených u „ministerstev financí“ jednotlivých států. Do výzkumu bylo zařazeno 50 států USA a Washington D. C. za období mezi lety 1977 a 1989 (pro 22 větších států byl soubor rozšířen o data z let 1973 – 1976). Ve většině případů se jednalo o jednoduchou časovou řadu hodnot minimální mzdy, ze které si autoři pro účely svého výzkumu vybrali hodnoty každoročně naměřené v měsíci květnu. V některých státech je však zavedena i tzv. subminimální mzda pro studenty apod. (v jednom státě je tedy více různých úrovní minimálních mezd), tak pro účely zjednodušení se autoři rozhodli do svého výzkumu zařadit pouze nejvyšší hodnotu z „minimálních mezd“ v jednom státu. Další komplikací při zpracování dat byly hodnoty minimální mzdy ve Washingtonu D. C., kde jich je uzákoněno celkem devět, každá pro jiný typ průmyslu nebo jiný typ pracovníků (studenti). V tomto případě autoři využili pro svůj výzkum průměr všech devíti úrovní mezd vážený odhadovanou zaměstnaností v každé kategorii pracovníků. Poslední úpravu dat bylo potřeba udělat pro data získaná z Minnesoty, kde pro některé pracovníky platí federální minimální mzda a pro jiné státní minimální mzda (vše definováno v zákoně), které se od sebe liší. Zde byla použita hodnota státní minimální mzdy pro všechny pracovníky. Z analýzy získaných dat vyplynul nový důkaz ohledně vlivu změny minimální mzdy na zaměstnanost studentů a mladistvých. Výsledky ukazují, že díky zvýšení minimální mzdy sice klesne zaměstnanost, ale je důležité říci, že zaměstnanost studentů a mladistvých klesne méně než zaměstnanost dlouhodobě nízko-příjmových pracovníků. Je tomu tak proto, že studenti a mladiství jsou za svoji práci odměňování tzv. subminimální mzdou, u které se efekt snížení zaměstnanosti projeví méně, než u pracovníků pracujících za standardní (státní nebo federální) minimální mzdu. Konkrétně u mladistvých (16 – 19 let) při zvýšení zákonné minimální mzdy o 10 %, klesne jejich zaměstnanost o 1 – 2 %, u mladých lidí (16 – 24 let) při zvýšení zákonné minimální mzdy o 10 %, klesne jejich zaměstnanost o 1,5 – 2 %. Závěrem se však dá říci, že výsledky tohoto výzkumu potvrdily výsledky většiny dřívějších výzkumů i předpoklad klasického modelu, a to že zvýšení minimální mzdy má na zaměstnanost pracovníků negativní vliv.

2.3 Minimální mzda a handicapovaní pracovníci Další skupina pracovníků, která většinou dosahuje jen na nižší příjmy, jsou pracovníci s určitým handicapem. Právě proto existuje i několik výzkumů na toto téma.


15

V roce 2001 publikovali výsledky svého výzkumu Daron Acemoglu a Joshua Angrist. Jejich výzkum se zabýval otázkou, jak se změní zaměstnanost handicapovaných a nehandicapovaných pracovníků poté, co byl v roce 1990 v USA přijat federální antidiskriminační zákon The Americans with Disabilities Act3 (Acemoglu, Angrist, 2001). Do roku 1990 ve Spojených státech neexistoval žádný federální zákon, který by upravoval zaměstnávání a mzdy handicapovaných pracovníků v soukromém sektoru. V některých státech v té době sice existovaly zákony k ochraně zaměstnanosti handicapovaných, ale nebyly příliš efektivní. ADA se původně týkal pouze firem s více než 25 zaměstnanci, ale v roce 1994 byl zákon rozšířen i na firmy s 15 a více zaměstnanci (Acemoglu, Angrist, 2001). V ADA je například stanoveno, že handicapovaní zaměstnanci mají právo dostávat stejnou mzdu (za stejnou práci) jakou dostávají nehandicapovaní zaměstnanci a firmy také nesmí zohledňovat handicap v přijímání či propouštění zaměstnanců. Dále je v ADA požadováno, aby zaměstnavatelé pro handicapované zaměstnance zařídili tzv. přiměřené ubytování (Americans with Disabilities Act of 1990). Tuto část zákona si zaměstnavatelé častokrát nesprávně vykládají, a dochází tak k právním sporům a sankcím. Ještě před samotným výzkumem byly vysloveny dvě protichůdné hypotézy. Pokud by hrozba z právních sporů a sankcí z nedodržení podmínek stanovených ADA podpořila zaměstnavatele ve zvýšení počtu handicapovaných zaměstnanců a náklady s tím spojené nebyly příliš citlivé na zisk, tak by ADA mohl zvýšit zaměstnanost handicapovaných pracovníků. Pokud však zaměstnavatelé obdrží vysoké pokuty, z důvodu špatného výkladu zákona, a náklady na ubytování pro handicapované budou vysoké, tak ADA pravděpodobně přinese spíše snížení zaměstnanosti handicapovaných (Acemoglu, Angrist, 2001). Empirická analýza zaměstnanosti a mezd handicapovaných a nehandicapovaných pracovníků využívá data z vládní statistiky sčítání lidu pro měsíc březen za období let 1988 – 1997 a jsou omezena na pracovníky ve věku 21 – 58 let. Výsledky výzkumu ukazují, že v roce 1993 (rok po začátku účinnosti ADA) došlo k poklesu zaměstnanosti handicapovaných mužů ve věku 21 – 39 let. Podobný pokles nastal i u handicapovaných žen ve stejném věku. Naopak u handicapovaných pracovníků ve věku 40 – 58 let nejsou výsledky jednoznačné. U mužů v tomto věku se projevil pokles v zaměstnanosti, což může být důsledkem zvýšení sociálních dávek, ale také tím, že handicapovaní pracovníci ve věku nad 40 let jsou chráněni dalším antidiskriminačním zákonem. U žen ve věku 40 – 58 let nenastala v úrovni zaměstnanosti žádná změna. Doplňující výsledky naznačují, že zaměstnanost handicapovaných klesá více ve středně velkých firmách, protože malé firmy mají výjimku z ADA a ve velkých 3

The Americans with Disabilities Act (ADA) byl uzákoněn v roce 1990, účinný byl až od července

1992.


16

firmách je zvýšení nákladů na tyto zaměstnance v poměru k celkovým nákladům zanedbatelné. Dále se pokles zaměstnanosti více projeví ve státech, kde jsou zavedeny přísnější sankce za nedodržení ADA. Z výzkumu vyplynulo, že nebyl nalezen žádný negativní důkaz o vlivu ADA na nehandicapované pracovníky (Acemoglu, Angrist, 2001). O něco dříve než Acemoglu a Angrist se na problematiku vlivu ADA na zaměstnanost handicapovaných pracovníků zaměřil i Thomas DeLeire (DeLeire, 2000). DeLeire ve své analýze zpracovával data získaná z vládní statistiky příjmů obyvatel a jejich dynamiky. Na základě této analýzy přišel s poznatkem, že ze začátku roku 1990 začala zaměstnanost handicapovaných mužů klesat a tento pokles se stále více prohluboval až do roku 1995. V průměru, se za období těsně po začátku účinnosti ADA, zaměstnanost handicapovaných mužů snížila o 7,2 %. DeLeire (2000) tedy dosáhl podobných výsledků jako Acemoglu a Angrist (2001), ale přesto se jejich výsledky nepatrně liší. Výsledky od Acemogla a Angrista ukazují pokles zaměstnanosti pouze v letech 1992 a 1993 a také jsou oproti DeLeireovi (2000) kategorizovány podle velikosti firmy a platnosti legislativy v jednotlivých státech (Acemoglu, Angrist, 2001).

2.4 Minimální mzda a celková zaměstnanost v ekonomice Chceme-li, aby byla minimální mzda pro ekonomiku prospěšná a zvyšovala celkovou zaměstnanost v ekonomice, je důležité, aby její hladina byla správně stanovená (např. příliš vysoká minimální mzda by významně snižovala zaměstnanost) a aby byly správně definovány skupiny pracovníků, jichž se bude minimální mzda týkat. Všeobecně čím vyšší bude úroveň minimální mzdy, tím více bude skupin pracovníků, na které se bude vztahovat. Úroveň minimální mzdy by neměla být pro všechny skupiny pracovníků stejná, ale měla by se lišit podle povolání nebo kvalifikace, měla by se odlišovat i mezi firmami, ale především by se měla měnit v čase (Stigler, 1946). S jedním z nejnovějších výzkumů týkajících se role minimální mzdy v ekonomice, přicházejí v červenci 2013 Jonathan Meer a Jeremy West, kteří tvrdí, že změna minimální mzdy očividně více ovlivňuje dynamiku (růst či pokles) zaměstnanosti než její úroveň. Tomuto jejich tvrzení předcházel výzkum vlivu minimální mzdy na dynamiku a úroveň zaměstnanosti pracovníků zaměstnaných v soukromém sektoru v USA, v období mezi roky 1977 a 2011 (Meer, West, 2013). Jako podkladová data jim posloužila statistika Bussiness Dynamics Statistics (BDS), zveřejněná vládní statistickou kanceláří Spojených států The Census Bureau. BDS statistika obsahuje dlouhodobě měřená panelová data týkající se všech pracovníků zaměstnaných v nezemědělském soukromém sektoru v 50 státech USA a Washingtonu D. C.. Konkrétně byla ve výzkumu použita hodnota mini-


17

mální mzdy vždy ke 12. březnu. Ve státech, kde je zavedeno několik úrovní minimální mezd, byla použita ta nejvyšší z nich. Tato vládní statistika byla pro podobný typ výzkumu použita poprvé. Na základě výzkumu bylo zjištěno, že 10% nárůst minimální mzdy sníží vznik nových pracovních míst přibližně o 2 %, bude tedy vytvořeno o 6 200 pracovních míst méně, než kdyby hladina minimální mzdy zůstala stejná. Tato skutečnost se dále významně projeví na ukazateli čistého růstu pracovních míst, který tak klesne přibližně o čtvrtinu. Změna počtu zrušených pracovních míst v důsledku zavíraní nebo zmenšování provozoven, by podle autorů neměla být změnou minimální mzdy téměř ovlivněna. V souhrnu se dá říci, že zvýšení minimální mzdy má mnohem větší vliv na snížení vzniku nových pracovních míst při rozšiřování provozoven, než na rušení stávajících pracovních míst zavíráním provozoven (Meer, West, 2013).


18

3 Legislativní vymezení minimální mzdy Jedna z nejdůležitějších mezinárodní smluv upravující minimální mzdu je Úmluva č. 26 o zavedení metod stanovení minimálních mezd. Úmluva byla sjednána na generální konferenci Mezinárodní organizace práce v Ženevě v květnu 1928. Signatářským zemím nařizuje zavést metody stanovování minimální mzdy pro pracovníky, jejichž mzdy nejsou regulovány kolektivními smlouvami nebo jsou velmi nízké. Na státech je však ponechána pravomoc rozhodnout, kterých odvětví se stanovení minimálních mezd bude týkat a také formu a způsoby provádění. Stanovené sazby minimální mzdy budou závazné a nesmí být sníženy individuálními dohodami ani kolektivními smlouvami, jinak hrozí sankce. Československo4 k této úmluvě přistoupilo v roce 1950, ve sbírce zákonů je publikována jako 439/1990 Sb. Problematiku stanovení minimální mzdy můžeme najít i v dalších legislativních dokumentech. V článku 23 Všeobecné deklarace lidských práv je uvedeno: „Každý pracující má právo na spravedlivou a uspokojivou odměnu, která by zajišťovala jemu samému a jeho rodině živobytí odpovídající lidské důstojnosti…“. Velmi podobně je „právo na spravedlivou odměnu“ upraveno i Evropské sociální chartě (14/2000 Sb. m. s.) v článku 4. Z obou těchto dokumentů je patrný požadavek na stanovení minimální mzdy, která by odpovídající životní úroveň zajistila. Regulace mezd v tuzemsku a její vymezení v legislativě můžeme sledovat již od počátku 20. století. V dubnu roku 1919 vydalo tehdejší Ministerstvo sociální spravedlnosti vyhlášku č. 232/1919 o mzdách za šití konfekce textilního zboží objednaného vojenskou správou. Vyhláška stanovuje minimální výši mzdy, kterou musí pracovníci za šití vojenských uniforem obdržet5. Tato regulace však byla v té době jedinou, neboť stát se v otázce regulace mezd spoléhal spíše na kolektivní smlouvy. Nadále totiž v některých podnicích pokračoval trend jejich uzavírání, jak tomu bylo již před válkou v Rakousku – Uhersku. Je ale důležité zmínit, že poměr pracovníků, jejichž mzda byla regulována v kolektivní smlouvě byl poměrně nízký (Lajtkepová, 2010). V průběhu 30. let začal stát do kolektivních smluv zasahovat. Mezi roky 1935 a 1938 bylo vydáno několik vyhlášek, které upravovaly nebo rozšiřovaly platnost kolektivních smluv na celé odvětví nebo region. Oproti tomu po druhé světové válce, resp. mezi roky 1945 a 1989, bylo tehdejší Československo jednou z mála zemí, kde nebyla minimální mzda legislativně upravena. Je ale dobré zmínit, že

4

Česká republika ratifikovala tuto úmluvu v roce 1993.

5

Vyhláška stanovuje několik různých hodnot minimální mzdy, a to podle jednotlivých částí uni-

forem a také zda uniformy šijí pracovníci doma či v textilní dílně.


19

v té době nebylo nutné minimální mzdu legislativně upravovat, neboť mzdy živitelů rodin odpovídaly vyšší platové třídě, a díky tomu byla minimální životní úroveň rodiny automaticky zajištěná (Barošová, 2005). Poprvé byl v Československu statut zákonné minimální mzdy stanoven zákonem č. 3/1991 Sb., kde je v § 111, odst. 3 uvedeno: „Mzda nesmí být nižší než minimální mzda. Vláda České a Slovenské Federativní Republiky stanoví nařízením výši, popřípadě podmínky pro určení minimální mzdy a její výše.“ Přesná výše minimální mzdy a podmínky jejího uplatňování byly poprvé stanoveny nařízením vlády č. 99/1991 Sb., o stanovení minimální mzdy6. Tohle první stanovení minimální mzdy bylo provedeno bez jakékoli hlubší analýzy vztahu této veličiny k tehdejší průměrné mzdě (Lajtkepová, 2010). V současné době se úprava minimální mzdy vyskytuje v několika legislativních dokumentech. Nejvyšší postavení má Listina základních práv a svobod, konkrétně její článek 28, kde je zmíněno právo na spravedlivou odměnu za práci s tím, že podrobnosti stanoví zákon. Konkrétnější legislativní vymezení minimální mzdy lze najít v zákoně č. 262/2006 Sb., zákoník práce, na který přímo navazuje nařízení vlády č. 567/2006 Sb. o minimální mzdě, o nejnižších úrovních zaručené mzdy, o vymezení ztíženého pracovního prostředí a o výši příplatku ke mzdě za práci ve ztíženém pracovním prostředí. Aktuální základní sazba minimální mzdy je 50,60 Kč/h nebo 8500 Kč měsíčně (od 1. 8. 2013). Pro zaměstnance pobírající invalidní důchod je minimální mzda pouze 48,10 Kč/h nebo 8000 Kč měsíčně, i když se jedná o stejnou délku týdenní pracovní doby tj. 40 hodin za týden. Mimo minimální mzdu stanovuje zákoník práce a nařízení vlády č. 567/2006 Sb. také tzv. zaručenou mzdu. Hlavním rozdílem mezi minimální a zaručenou mzdou je, že u zaručené mzdy se zohledňuje i náročnost vykonávané práce, kdežto u minimální mzdy nikoli. Výše základní sazby zaručené mzdy je rovna mzdě minimální tj. 50,60 Kč/h nebo 8500 Kč měsíčně. Tato základní sazba zaručené mzdy se u náročnějších prací postupně zvyšuje. U nejnáročnější skupiny prací, je zaručená mzda rovna 101,20 Kč/h nebo 17 000 Kč měsíčně.

6

V únoru 1992 bylo toto nařízení zrušeno.

Metodika

20

4 Metodika Vliv změny minimální mzdy na ukazatele trhu práce je v následující kapitole analyzován prostřednictvím metody Difference-in-Differences. Tato metoda byla využita (jako jedna z metod) v řadě výzkumů amerických ekonomů již uvedených v druhé kapitole této práce (např. Card, Krueger, 1994). Dále je použita i analýza časových řad.

4.1 Difference-in-Differences Metoda Difference-in-Differences (DiD) je běžně používána v ekonometrii pro analýzu vlivu zkoumaného jevu na sledovanou veličinu v určitém období. Metoda DiD zkoumá rozdíly hodnot sledované veličiny u dvou skupin subjektů, a to před a po působení či změně působení zkoumaného jevu, přičemž na jednu skupinu jev působí a na druhou (kontrolní) nikoli. Podstatou metody DiD je získání odhadovaného koeficientu vlivu δ. Za předpokladu, že střední hodnota chyb při měření je rovna nule, můžeme odhadovaný koeficient vlivu δ získat z následující rovnice: =

− y

− y

− y

(1)

kde δ je odhadovaný koeficient vlivu, y je sledovaná veličina ve skupině s a čase t. Koeficient vlivu tedy popisuje rozdíl mezi rozdíly sledované veličiny ve skupině s = 1 a kontrolní skupině s = 2, v čase t = 1 a v čase t = 2. Za předpokladu, že zkoumaný jev bude mít na sledovanou veličinu nulový nebo zanedbatelný vliv, rozdíly mezi oběma skupinami sledované veličiny budou v čase t = 1 i t = 2 shodné a hodnota koeficientu δ se tak bude blížit nule. Při výpočtu odhadovaného koeficientu vlivu δ pomocí metody DiD se pro přehlednost využívá následující tabulky 1. Tabulka 1: Výpočet odhadovaného koeficientu vlivu pomocí metody DiD

yst s=1 s=2 Rozdíl

t=1 y11 y21 (y11 - y21)

t=2 y12 y22 (y12 - y22)

Změna (y12 - y11) (y22 - y21) (y12 - y22) - (y11- y21)

Metodika

21

4.2 Analýza časových řad Analýza časových řad jako celek je poměrně komplexní, v této práci však bude využita jen její část – modelace trendu, sezónnosti a predikce vývoje časové řady. Výsledkem modelace trendu je získání rovnice trendové přímky ve tvaru: =

+

(2)

kde t je čas a β0 a β1 jsou parametry rovnice, jejichž odhad je možné získat využitím metody nejmenší čtverců (Cipra, 2008) jako řešení soustavy rovnic: =

+ (3)

=

+

kde t nabývá hodnot 1 až T (T je celkový počet sledovaných čtvrtletí), a Yt je empirická hodnota naměřené v čase t. Trendové hodnoty poté získáme dosazením do rovnice trendové přímky (rovnice 2). Při modelaci sezónní složky je nejprve nutné vypočítat pro jednotlivá čtvrtletí empirické sezónní indexy Ij podle následující rovnice: =

1

(4)

pro j od 1 do m, kde m je počet čtvrtletí a k je počet let, ve kterých jsou empirické hodnoty měřeny. Následně jsou z empirických sezónních indexů vypočítány vyrovnané hodnoty časové řady Y‘ij: ,

=

∙

(5)

Predikované hodnoty časové řady neboli předpokládaný vývoj empirických hodnot v budoucnu, je možné získat prodloužením času t na další období a dosazením do rovnice 2, čím získáme trendové hodnoty. Následně využijeme vypočtených sezónních empirických indexů (rovnice 4) a vypočítáme vyrovnané, zde tedy odhadované budoucí hodnoty (rovnice 5).

Metodika

22

4.3 Charakteristika zdrojových dat Přímé získání dat od ekonomických subjektů by bylo pro tuto práci nemožné, jak z časového, tak z organizačního hlediska. V práci tedy budou využita data získaná z veřejně přístupné databáze Českého statistického úřadu, z databáze „statistického úřadu“ Evropské unie – Eurostat a ze statistik integrovaného portálu Ministerstva práce a sociálních věcí České republiky. Jelikož se práce zabývá aktuálním tématem, budou k analýze využita čtvrtletní data z období posledních dvou let, tj. z let 2012 a 2013, u analýzy časové řady za posledních šest let (2008 – 2013). Klasifikace zaměstnání CZ-ISCO V práci je také využita klasifikace zaměstnání CZ-ISCO (ČSÚ, 2013), která vychází z mezinárodní klasifikace ISCO-08 a je založena na dvou základních principech – druh práce (pracovní místo) a úroveň dovedností. Tato klasifikace člení jednotlivá zaměstnání do deseti základních tříd: 1. třída: Zákonodárci a řídící pracovníci 2. třída: Specialisté 3. třída: Techničtí a odborní pracovníci 4. třída: Úředníci 5. třída: Pracovníci ve službách a prodeji 6. třída: Kvalifikovaní pracovníci v zemědělství, lesnictví a rybářství 7. třída: Řemeslníci a opraváři 8. třída: Obsluha strojů a zařízení, montéři 9. třída: Pomocní a nekvalifikovaní pracovníci 0. třída: Zaměstnanci v ozbrojených silách


23

5 Analýza vlivu změny minimální mzdy Jak již bylo zmíněno v závěru kapitoly 3, v České republice došlo v srpnu roku 2013 ke změně výše minimální mzdy. Od 1. 8. 2013 byla zvýšena dosavadní výše minimální mzdy ze 48,10 Kč/h na 50,60 Kč/h (neboli z 8000,- Kč/měsíc na 8500,- Kč/měsíc při týdenní pracovní době 40 hodin). Tato kapitola si klade za cíl zjištění vlivu zvýšení minimální mzdy v České republice v srpnu roku 2013 na některé ukazatele trhu práce. Hlavní analytickou metodou, která je využita, je metoda Difference-in-Differences (kapitola 4.1). Zkoumaným jevem v rámci této metody je změna minimální mzdy v České republice, platná od 1. 8. 2013. Sledovanou skupinu představují jednotlivé ukazatele trhu práce (průměrná hrubá měsíční mzda, obecná míra nezaměstnanosti apod.) za rok 2013, u kterých je předpoklad, že podléhají vlivu změny výše minimální mzdy. Kontrolní skupiny jsou nejčastěji stanoveny dvěma způsoby. Buď jsou stanoveny podobně jako sledovaná skupina, ale pro jiné období, kdy ke změně minimální mzdy nedošlo, nebo jsou stanoveny takové kontrolní skupiny, u kterých existuje předpoklad, že změnám minimální mzdy nepodléhají. Jelikož změna ve výši minimální mzdy proběhla během třetího čtvrtletí, jsou rozdíly mezi oběma skupinami (sledovaná i kontrolní) nejčastěji analyzovány v rámci druhého a čtvrtého čtvrtletí (před a po změně minimální mzdy). Jednotlivé podkapitoly jsou členěny dle dílčích analýz vlivu minimální mzdy na konkrétní ukazatele trhu práce.

5.1

Vliv změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti členěnou dle věkových skupin

Prvním diskutovaným ukazatelem trhu práce, u kterého je předpoklad, že jej bude výše minimální mzdy ovlivňovat, je míra nezaměstnanosti. V této podkapitole se však nebude jednat o míru nezaměstnanosti pracovního trhu jako celku, ale pouze o míru nezaměstnanosti pracovníků určitých věkových skupin, konkrétně mladistvých ve věku 15 – 24 let7. Míra nezaměstnanosti mladistvých ve věku 15 – 24 let nebyla vybrána pouze náhodně. U této skupiny pracovníků, existuje předpoklad, že jejich mzdy budou díky nedostatečné kvalifikaci, nízkému stupni dosaženého vzdělání8 nebo absenci pracovních zkušeností v oboru spíše nižší, a změna výše minimální mzdy by je tak 7

Analýza vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru zaměstnanosti mladistvých pracovníků

je rozdělena na dvě dílčí analýzy, a to díky povaze statistických dat, která jsou tříděna dle věkových skupin, striktně po 5 letech (15 – 19 let, 20 – 24 let, 25 – 29 let, …). 8

Je zřejmé, že pracovníci ve věku do 24 let, kteří vstoupí na trh práce, mají pravděpodobně pouze

základní nebo středoškolské vzdělání.


24

mohla znatelně ovlivnit. Výzkumem vlivu změny minimální mzdy na mladistvé pracovníky, absolventy nebo studenty se taktéž zabývalo několik amerických ekonomů jako např. Neumark, Wascher, 1992. K analýze vlivu zvýšení minimální mzdy v srpnu 2013 na obecnou míru nezaměstnanosti mladistvých je využita metoda DiD. Sledovanou skupinou je obecná míra nezaměstnanosti pracovníků ve věku 15 – 19 let měřená čtvrtletně za rok 2013, kdy ve třetím čtvrtletí došlo ke zvýšení minimální mzdy. Kontrolní skupinou je taktéž čtvrtletně měřená obecná míra nezaměstnanosti pracovníků ve věku 15 – 19 let, ale za rok 2012, kdy zůstala výše minimální mzdy po celý rok na stejné úrovni. Hodnoty obecné míry nezaměstnanost jsou v následující tabulce (tabulka 2) sledovány nejprve ve druhém čtvrtletí (před změnou minimální mzdy v roce 2013) a poté ve čtvrtém čtvrtletí (již po změně minimální mzdy v roce 2013). Z uvedených hodnot je vypočtena změna v obecné míře nezaměstnanosti (v procentních bodech) neboli nárůst nezaměstnanosti mezi oběma čtvrtletími (v procentech). Dále jsou vypočítány rozdíly hodnot mezi skupinami pro každé čtvrtletí a koeficient vlivu, jako rozdíl těchto rozdílů. Koeficient vlivu je pro názornější interpretaci taktéž uveden i v procentech. Tabulka 2: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti mladistvých pracovníků ve věku 15 – 19 let

Míra nezaměstnanosti pracovníků ve věku 15 – 19 let (rok 2013) Míra nezaměstnanosti pracovníků ve věku 15 – 19 let (rok 2012) Rozdíl

2. čtvrtletí

4. čtvrtletí

Změna

39,1 %

45,2 %

+ 6,1 p. b. (+ 15,60 %)

45,3 %

47,2 %

+ 1,9 p. b. (+ 4,19 %)

- 6,2 p. b.

- 2,0 p. b.

+ 4,2 p. b. (+ 11,41 %)

Zdroj: Vlastní zpracování dat z ČSÚ (2014c)

Z tabulky 2 vyplývá, že u kontrolní skupiny (2012) byla obecná míra nezaměstnanosti pracovníků ve věku 15 – 19 let v jednotlivých čtvrtletích vyšší, než u sledované skupiny (2013). Důležitější ale je, že u sledované skupiny došlo ve čtvrtém čtvrtletí k nárůstu obecné míry nezaměstnanosti o 15,6 %, kdežto u skupiny kontrolní pouze o 4,19 %. Z vypočteného koeficientu vlivu vyplývá, že nárůst obecné míry nezaměstnanosti je u sledované skupiny o 4,2 procentního bodu větší než u skupiny kontrolní, neboli obecná míra nezaměstnanosti vzrostla u sledované skupiny o 11,41 % více než u kontrolní skupiny. Dále je v následující tabulce 3 provedena analýza vlivu zvýšení minimální mzdy i pro mladistvé pracovníky ve věku 20 – 24 let.


25

Tabulka 3: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti mladistvých pracovníků ve věku 20 - 24 let

Míra nezaměstnanosti pracovníků ve věku 20 - 24 let (rok 2013) Míra nezaměstnanosti pracovníků ve věku 20 – 24 let (rok 2012) Rozdíl

2. čtvrtletí

4. čtvrtletí

Změna

16,0 %

16,9 %

+ 0,9 p. b. (+ 5,63 %)

16,7 %

17,1 %

+ 0,4 p. b. (+ 2,40 %)

- 0,7 p. b.

- 0,2 p. b.

+ 0,5 p. b. (+ 3,23 %)


Z tabulky 3 je opět jasně patrný nárůst obecné míry nezaměstnanosti u sledované skupiny, který je o 0,5 procentního bodu větší než u skupiny kontrolní, což představuje nárůst ve zvýšení obecné míry nezaměstnanosti u sledované skupiny o 3,23 % oproti skupině kontrolní. Pokud porovnáme výsledky obou věkových skupin mladistvých pracovníku, je na první pohled vidět, že u pracovníků ve věku 15 – 19 let je po zvýšení minimální mzdy nárůst obecné míry nezaměstnanosti mnohem razantnější než u pracovníků ve věku 20 – 24 let. Výsledky obou dílčích analýz tedy poukazují na spíše negativní vliv, který je důsledkem zvýšení minimální mzdy. Nicméně na trhu práce působí i celá řada jiných faktorů, která mohla k nárůstu obecné míry nezaměstnanosti přispět. Z důvodů vyšší průkaznosti výsledků a eliminace meziročních výkyvů v ekonomice je zařazena ještě další analýza. Sledovanou skupinou je tedy opět obecná míra nezaměstnanosti pracovníků ve věku 15 – 19 let (následně i 20 – 24 let). Kontrolní skupinou je ale v tomto případě obecná míra nezaměstnanosti pracovníků ve věku 35 – 39 let (u obou dílčích analýz). Kontrolní skupina je takto záměrně stanovená, neboť se předpokládá, že mzdy těchto pracovníků jsou podstatně vyšší než hladina minimální mzdy (ČSÚ, 2014a). Zvýšení minimální mzdy by tak nemělo mít na odměňování těchto pracovníků dopad a přeneseně by tedy nemělo ovlivňovat ani obecnou míru nezaměstnanosti této věkové skupiny. Hodnoty obecné míry nezaměstnanosti jsou pro obě skupiny (sledovanou i kontrolní) sledovány ve druhém a čtvrtém čtvrtletí roku 2013. Výsledky těchto analýz jsou uvedeny v následujících tabulkách, v tabulce 4 pro pracovníky ve věku 15 – 19 let a v tabulce 5 pro pracovníky ve věku 20 – 24 let.


26

Tabulka 4: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti mladistvých pracovníků ve věku 15 – 19 let (kontrolní skupina pracovníci ve věku 35 – 39 let)

Míra nezaměstnanosti pracovníků (15 – 19 let) Míra nezaměstnanosti pracovníků (35 - 39 let) Rozdíl

2. čtvrtletí roku 2013


39,1 %

45,2 %

6,3 %

6,0 %

32,8 p. b.

39,2 p. b.

Změna + 6,1 p. b. (+ 15,6 %) - 0,3 p. b. (- 4,76 %) + 6,4 p. b. (+ 20,36 %)

Zdroj: Vlastní zpracování dat z ČSÚ (2014c) Tabulka 5: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti mladistvých pracovníků ve věku 20 - 24 let (kontrolní skupina pracovníci ve věku 35 – 39 let)



16,0 %

16,9 %

6,3 %

6,0 %

+ 9,7 p. b.

+ 10,9 p. b.

Míra nezaměstnanosti pracovníků (20 – 24 let) Míra nezaměstnanosti pracovníků (35 - 39 let) Rozdíl

Změna + 0,9 p. b. (+ 5,63 %) - 0,3 p. b. (- 4,76 %) + 1,2 p. b. (+ 10,39 %)


I když byla použita alternativní kontrolní skupina, výsledky získané z obou tabulek (4 a 5) opět naznačují, že zvýšení minimální mzdy ovlivnilo obecnou míru nezaměstnanosti mladistvých pracovníků spíše negativně. Obecná míra nezaměstnanosti pracovníků ve věku 15 – 19 let vzrostla mezi druhým a čtvrtým čtvrtletím o 20,36 % více než u pracovníků kontrolní skupiny. U pracovníků ve věku 20 – 24 let byl nárůst obecné míry nezaměstnanosti oproti kontrolní skupině větší o 10,39 %. Z výše uvedených analýz vyplývá, že u všech sledovaných skupin byl patrný vyšší nárůst obecné míry nezaměstnanosti než u kontrolních skupin, což posílilo prvotní domněnku o negativním vlivu zvýšení minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti mladistvých pracovníků. Nicméně s jistotou nelze tvrdit, že zvýšený nárůst nezaměstnanosti byl zapříčiněn pouze zvýšením minimální mzdy, protože ani jedna z uvedených analýz neuvažuje působení dalších vlivů na nezaměstnanost mladistvých pracovníků na trhu práce.


27

5.2 Vliv změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti členěnou dle dosaženého vzdělání Tato podkapitola lehce navazuje na podkapitolu předchozí, neboť se také soustředí na analýzu vlivu zvýšení minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti. Tentokrát se však nebude týkat mladistvých pracovníků, ale pracovníků s nízkým stupněm dosaženého vzdělání. Hlavním důvodem, proč jsou pracovníci s nízkým vzděláním předmětem analýz v této práci, je právě zmíněný nízký stupeň dosaženého vzdělání. Existuje všeobecný předpoklad, že čím má člověk nižší vzdělání, tím nižší bude odměna za práci, kterou je schopný vykonávat. A právě proto se mzdy pracovníků s nízkým stupněm vzdělání (např. základním) blíží hodnotě minimální mzdy nebo jsou na ní přímo nějak závislé. Pokud se tedy minimální mzda zvýší, je pravděpodobné, že zaměstnavatelé v důsledku nezvyšování firemních nákladů na práci některé zaměstnance propustí, a tím vzroste obecná míra nezaměstnanosti těchto pracovníků. Za sledovanou skupinu je zde brána obecná míra nezaměstnanosti pracovníků bez vzdělání nebo se základním stupněm vzdělání měřená v roce 2013. Kontrolní skupinou je také obecná míra nezaměstnanosti pracovníků bez vzdělání nebo se základním stupněm vzdělání, ale měřená v roce 2012. Hodnoty obou skupin jsou opět sledovány pro druhé a následně pro čtvrté čtvrtletí. Poté jsou spočítány rozdíly hodnot obecné míry nezaměstnanosti mezi oběma čtvrtletími a koeficient vlivu. Všechny tyto výpočty jsou uvedeny v následující tabulce 6. Opět jsou rozdíly a změny v hodnotách i koeficient vlivu uvedeny také v procentech. Tabulka 6: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti pracovníků bez vzdělání nebo pouze se základním stupněm vzdělání

Míra nezaměstnanosti pracovníků bez nebo se základním vzděláním (2013) Míra nezaměstnanosti pracovníků bez nebo se základním vzděláním (2012) Rozdíl

2. čtvrtletí

4. čtvrtletí

Změna

26,1 %

23,0 %

- 3,1 p. b. (- 11,88 %)

28,3 %

29,0 %

+ 0,7 p. b. (+ 2,47 %)

- 2,2 p. b.

- 6,0 p. b.

- 3,8 p. b. (- 14,35 %)



28

Zatímco je u kontrolní skupiny (tabulka 6) mezi čtvrtletími vidět nárůst obecné míry nezaměstnanosti o 2,47 %, o to více je překvapivý výsledek u skupiny sledované, kde došlo k poklesu obecné míry nezaměstnanosti o 11,88 %. I vypočtený odhad koeficientu vlivu ukazuje, že obecná míra nezaměstnanosti u sledované skupiny klesla o 3,8 procentního bodu neboli o 14,35 % více než u skupiny kontrolní. Jelikož výsledky analýzy vlivu změny minimální mzdy na nezaměstnanost pracovníků s nízkým stupněm vzdělání jsou poměrně překvapivé, jsou pro kontrolu a vyšší průkaznost provedeny ještě další dvě analýzy. V následujících dvou analýzách je zachována z původní analýzy pouze sledovaná skupina. Kontrolní skupinou jsou pracovníci s vyšším než základním vzděláním, a to se středním vzděláním s maturitou a vyšším nebo vysokoškolským vzděláním. Kontrolní skupiny jsou takto zvoleny záměrně, neboť je velmi pravděpodobné, že mzdy pracovníků s vyšším vzděláním, jsou mnohem vyšší než je úroveň minimální mzdy, a tudíž na ně změna ve výši minimální mzdy nemá vliv. Hodnoty sledované i kontrolní skupiny jsou sledovány ve druhém a čtvrtém čtvrtletí roku 2013. Všechny nezbytné výpočty jsou uvedeny v následujících dvou tabulkách, v tabulce 7 je uvedena analýza s kontrolní skupinou pracovníků se středním vzděláním s maturitou a v tabulce 8 je uvedena analýza s kontrolní skupinou tvořenou pracovníky s vyšším a vysokoškolským vzděláním. Tabulka 7: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti pracovníků bez vzdělání nebo pouze se základním stupněm vzdělání (kontrolní skupina pracovníci se středním vzděláním s maturitou)

Míra nezaměstnanosti pracovníků bez nebo se základním vzděláním Míra nezaměstnanosti pracovníků se středním vzděláním s maturitou Rozdíl



Změna

26,1 %

23,0 %

- 3,1 p. b. (- 11,88 %)

5,0 %

5,4 %

+ 0,4 p. b. (+ 8,0 %)

+ 21,1 p. b.

+ 17,6 p. b.

- 3,5 p. b. (- 19,88 %)



29

Tabulka 8: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti pracovníků bez vzdělání nebo pouze se základním stupněm vzdělání (kontrolní skupina pracovníci s vyšším a vysokoškolským vzděláním)

Míra nezaměstnanosti pracovníků bez nebo se základním vzděláním Míra nezaměstnanosti pracovníků s vysokoškolským a vyšším vzděláním Rozdíl



Změna

26,1 %

23,0 %

- 3,1 p. b. (- 11,88 %)

2,3 %

3,0 %

+ 0,7 p. b. (+ 30,43 %)

+ 23,8 p. b.

+ 20,0 p. b.

- 3,8 p. b. (- 42,31 %)


Výsledky kontrolních analýz v tabulce 7 a tabulce 8 potvrzují výsledky původní analýzy získané v tabulce 6. Vypočtený odhad koeficientu vlivu v obou případech ukazuje, že obecná míra nezaměstnanosti u sledované skupiny klesla o 3,5 procentního bodu neboli o 19,88 % více, respektive 0 3,8 procentního bodu neboli o 42,31 % více, než u kontrolní skupiny pracovníků se středním vzděláním s maturitou, respektive s vyšším a vysokoškolským vzděláním. Všechny tři výsledky uvedených analýz, týkající se zjištění vlivu zvýšení minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti pracovníků bez vzdělání nebo pouze se základním stupněm vzdělání, se shodují, že zvýšení minimální mzdy má na nezaměstnanost těchto pracovníků spíše pozitivní vliv. Pravděpodobně zde došlo k efektu, kvůli kterému je minimální mzda v ekonomice (mimo jiné) zaváděna - vyšší minimální mzda více motivuje nezaměstnané k aktivnímu hledání práce a realizaci sebe sama na pracovním trhu. I když výsledky všech analýz v této podkapitole ukazují na poměrně jednoznačný pozitivní efekt zvýšení minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti pracovníků bez vzdělání nebo pouze se základním stupněm vzdělání, stále mohou být tyto výsledky ovlivněny celou řadou dalších faktorů, působících na trhu práce.

5.3 Vliv změny minimální mzdy na mzdy zaměstnanců v ubytování, stravování a pohostinství Dalším ukazatelem trhu práce, který může být minimální mzdou ovlivněn, je průměrná hrubá měsíční mzda, konkrétně v odvětví ubytovacích, stravovacích a pohostinských služeb.


30

Odvětví služeb v ubytování, stravování a pohostinství je předmětem analýzy vlivu změny výše minimální mzdy v této práci hned z několika důvodů. Zaprvé, dle dat získaných z veřejné databáze Českého statistického úřadu, se jedná o odvětví s dlouhodobě nejnižší průměrnou hrubou měsíční mzdou, a tudíž je zde předpoklad, že změna minimální mzdy by zde mohla mít značný vliv. Zadruhé, jak již bylo uvedeno v kapitole 2.1, výzkumem vlivu změny minimální mzdy na příjmy pracovníků ve stravování a pohostinství se zabývalo několik amerických ekonomů (např. Katz, Krueger, 1992; Card, Krueger, 1994 nebo Neumark, Wascher, 2000). V souvislosti s výzkumy provedenými ve Spojených státech amerických, je nutné připomenout, že tamní výzkumy se zabývaly vlivem změny minimální mzdy na pracovníky zaměstnané v restauracích s rychlým občerstvením. V České republice však statistika mezd týkající se pracovníků v tomto typu restaurací neexistuje. K analýze je opět použita metoda DiD, kde sledovanou skupinou je v tomto případě hodnota průměrné hrubé měsíční mzdy zaměstnanců v ubytování, stravování a pohostinství za rok 2013 a kontrolní skupinou je taktéž hodnota průměrné hrubé měsíční mzdy zaměstnanců v ubytování, stravování a pohostinství, ale za rok 2012. Hodnoty průměrné hrubé měsíční mzdy těchto zaměstnanců jsou v následující tabulce (tabulka 9) sledovány nejprve ve druhém čtvrtletí a poté ve čtvrtém čtvrtletí. Z uvedených hodnot je vypočtena změna neboli nárůst mzdy mezi oběma čtvrtletími a to v korunách i procentech. Dále jsou vypočítány rozdíly hodnot mezd mezi skupinami pro každé čtvrtletí a koeficient vlivu. Tabulka 9: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na průměrné hrubé měsíční mzdy zaměstnanců v odvětví ubytování, stravování a pohostinství

Průměrná hrubá měsíční mzda za rok 2013 Průměrná hrubá měsíční mzda za rok 2012 Rozdíl

2. čtvrtletí

4. čtvrtletí

Změna

13 904 Kč

14 327 Kč

+ 423 Kč (+ 3,04 %)

13 292 Kč

13 912 Kč

+ 620 Kč (+ 4,66 %)

+ 612 Kč

+ 415 Kč

- 197 Kč (- 1,62 %)

Zdroj: Vlastní zpracování dat z ČSÚ (2014b)

Z tabulky 9 vyplývá, že v obou skupinách průměrná hrubá měsíční mzda mezi druhým a čtvrtým čtvrtletím vzrostla. Je ale patrné, že u sledované skupiny vzrostla průměrná hrubá měsíční mzda méně než u skupiny kontrolní. Jelikož hodnota vypočteného koeficientu vlivu je vzhledem k analyzovaným hodnotám


31

průměrné hrubé měsíční mzdy poměrně zanedbatelná, vypadá to, že změna minimální mzdy nemá na průměrnou hrubou měsíční mzdu pracovníků v ubytování, stravování a pohostinství vliv. Vzhledem k tomu, že výsledky metody DiD nejsou dostatečně průkazné a je velice pravděpodobné, že na průměrnou hrubou měsíční mzdu zaměstnanců v ubytování, stravování a pohostinství působí celá řada dalších faktorů, je v tomto případě vliv změny minimální mzdy zkoumán prostřednictvím analýzy časové řady.

Obrázek 1: Vývoj a analýza průměrné hrubé měsíční mzdy zaměstnanců v ubytování, stravování a pohostinství (Data: ČSÚ, 2014b)

Na obrázku 1 je znázorněna analýza vývoje průměrné hrubé měsíční mzdy za posledních šest let (tj. od ledna 2008 do prosince 2013). Křivka empirických hodnot popisuje vývoj hodnoty průměrné hrubé měsíční mzdy, v období kdy došlo ke změně minimální mzdy pouze jednou, a to ve třetím čtvrtletí roku 2013. Křivka empirických hodnot je na obrázku proložena trendovou přímkou, která je popsána rovnicí: = 12 099,079

78,078

(6)

kde t je čas, který nabývá hodnot od 1 do 20 (kdy t = 1 odpovídá prvnímu čtvrtletí roku 2008 a t = 20 odpovídá čtvrtému čtvrtletí roku 2012). Dále je na obrázku 1 vykreslena křivka vyrovnaných hodnot, jež zohledňuje celkový trend i sezónní vý-


32

kyvy. Trendová přímka i křivka vyrovnaných hodnot jsou pro účely analýzy spočítány a vykresleny pouze do konce roku 2012 (Q4/2012), aby sledovaný vliv zvýšení minimální mzdy ve třetím čtvrtletí 2013 případně nezkresloval dlouhodobě přirozený vývoj průměrné hrubé měsíční mzdy. Pro poslední čtyři čtvrtletí (Q1/2013 – Q4/2013), kde nastalo zvýšení minimální mzdy, je z trendových a vyrovnaných hodnot odhadnuta a vykreslena křivka predikce. Z obrázku 1 je patrné, že křivka empirických hodnot za období roku 2013 a křivka predikce neboli předpokládaného dalšího vývoje mezd pracovníků v ubytování, stravování a pohostinství (za předpokladu stálé výše minimální mzdy), se téměř překrývají. Není zde patrný žádný zlom nebo razantnější výkyv a je tedy pravděpodobné, že zvýšení minimální mzdy nemělo na průměrné hrubé měsíční mzdy zaměstnanců v ubytování, stravování a pohostinství žádný vliv.

5.4 Vliv změny minimální mzdy na počet volných pracovních míst na českém pracovním trhu Posledním ukazatelem pracovního trhu, na který je tato práce zaměřena, je počet volných pracovních míst. Analýza vlivu změny minimální mzdy na počet volných pracovních míst je v této práci zařazena na základě předpokladu, že při zvýšení úrovně minimální mzdy pravděpodobně dojde k zániku několika pracovních míst a nových pracovních míst vznikne oproti očekávání méně či dojde k zaplnění některých volných pracovních míst díky vyšší motivaci dosud nezaměstnaných pracovníků. Analýza vlivu změny výše minimální mzdy na počet volných míst na pracovním trhu je v této práci provedena hned u dvou různých typů statistických dat. V obou případech je k vyhodnocení dat využito DiD metody. Analýza na základě dat z databáze Eurostat Nejprve je analýza vlivu zvýšení minimální mzdy na počet volných pracovních míst na trhu práce provedena na souhrnných datech pro Českou republiku jako celek získaných z databáze Eurostat. Sledovanou skupinou je počet volných pracovních míst v ČR v roce 2013 a k tomu kontrolní skupinou je také počet volných pracovních míst v ČR, ale v roce 2012. Sledovaným obdobím je u obou skupin druhé a čtvrté čtvrtletí příslušných let. Z uvedených hodnot každé skupiny jsou spočítány rozdíly mezi čtvrtletími a poté koeficient vlivu, jako rozdíl těchto rozdílů. Příslušné výpočty jsou uvedeny v následující tabulce 10.


33

Tabulka 10: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na počet volných pracovních míst na českém pracovním trhu

Počet volných pracovních míst v ČR (2013) Počet volných pracovních míst v ČR (2012) Rozdíl

2. čtvrtletí

4. čtvrtletí

Změna

35 233

36 411

+ 1 178 (+ 3,34 %)

40 913

38 033

- 2 880 (- 7,04%)

- 5 680

- 1 622

+ 4 058 (+ 10,38 %)

Zdroj: Vlastní zpracování dat z Eurostat (2014)

Z tabulky 10 vyplývá, že ve čtvrtletí následujícím po zvýšení minimální mzdy došlo k nárůstu volných pracovních míst 0 1 178 míst neboli o 3,34 % oproti čtvrtletí s nižší minimální mzdou. I koeficient vlivu poukazuje na skutečnost, že počet volných pracovních míst u sledované skupiny vzrostl o 4 058 míst neboli o 10,38 % více než počet volných pracovních míst skupiny kontrolní. Pro vyšší robustnost výsledků je uvedena ještě další kontrolní analýza. Tentokrát je sledovanou skupinou počet volných pracovních míst na českém pracovním trhu v roce 2013 a kontrolní skupinou je počet volných pracovních míst na slovenském pracovním trhu taktéž v roce 2013. Pro srovnání byl vybrán právě slovenský pracovní trh, neboť je pro srovnání s českým pracovním trhem nejvhodnější a to z důvodu podobnosti a dlouholetému společnému vývoji slovenské a české ekonomiky. Sledovaná i kontrolní skupina jsou sledovány ve druhém a čtvrtém čtvrtletí roku 2013. Dále jsou spočítány rozdíly mezi čtvrtletími a poté koeficient vlivu. Výpočty zachycuje následující tabulka 11. Tabulka 11: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na počet volných pracovních míst na českém pracovním trhu (kontrolní skupina slovenský pracovní trh)

Počet volných pracovních míst v ČR Počet volných pracovních míst v SR Rozdíl



35 233

36 411

15 016

14 139

+ 20 217

+ 22 272

Zdroj: Vlastní zpracování dat z Eurostat (2014)

Změna + 1 178 (+ 3,34 %) - 877 (- 5,84 %) + 2 055 (+ 9,18 %)


34

Výsledky kontrolní analýzy v tabulce 11 potvrdily výsledky analýzy původní. Koeficient vlivu zde opět naznačuje, že počet volných pracovních míst na českém pracovním trhu vzrostl o 2 055 míst neboli o 9,18 % více než počet volných pracovních míst na slovenském pracovním trhu. Jelikož obě analýzy došly k téměř shodným výsledků, je pravděpodobné, že zvýšení minimální mzdy má spíše pozitivní efekt na počet volných pracovních míst na českém pracovním trhu. Původně uvažovaný předpoklad v tomto případě tedy buď neplatí, nebo zde nastaly i jiné skutečnosti, které počet volných pracovních míst ovlivnily. Analýza na základě dat ze statistik MPSV České republiky Další dvě dílčí analýzy vlivu zvýšení minimální mzdy na počet volných pracovních míst jsou provedeny na datech získaných z portálu MPSV ČR. Sledovaná i kontrolní skupina je zvolena dle tříd klasifikace zaměstnání CZISCO. Sledovanou skupinou je třída 9 - pomocní a nekvalifikovaní pracovníci, u níž existuje předpoklad, že mzdy pracovníků zařazených v této skupině se často odvíjí od hladiny minimální mzdy nebo jsou jí ovlivněny. Jako nejvhodnější kontrolní skupina se jeví třída 5 – pracovníci ve službách a prodeji, neboť mzdy pracovníků v zaměstnáních zařazených do této třídy, jsou pravděpodobně od minimální mzdy odlišné a také je zde zastoupen minimální počet zaměstnání spadajících do nepodnikatelské sféry. Konkrétní hodnoty sledované i kontrolní skupiny uvedené v tabulce 12, jsou vypočítány jako průměr počtu volných pracovních míst v jednotlivých okresech ČR vážený počtem obyvatel jednotlivých okresů, zaokrouhlený na dvě desetinná místa. Sledovaná i kontrolní skupina jsou sledovány nejprve ve druhém a následně ve čtvrtém čtvrtletí roku 2013. Poté jsou vypočteny rozdíly mezi čtvrtletími a koeficient vlivu, v počtech míst i procentech. Tabulka 12: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na průměrný počet volných pracovních míst na českém pracovním trhu dle klasifikace zaměstnání CZ-ISCO



Třída 9 (CZ-ISCO)

108,25

54,51

Třída 5 (CZ-ISCO)

85,35

74,45

Rozdíl

+ 22,9

- 19,94

Změna - 53,74 (- 49,64 %) -10,9 (- 12,77 %) - 42,84 (- 36,87 %)

Zdroj: Vlastní zpracování dat z Integrovaného portálu MPSV (2014)

Tabulka 12 ukazuje, že průměrný počet volných pracovních míst pro pomocné a nekvalifikované pracovníky ve čtvrtletí po zvýšení minimální mzdy klesl téměř o polovinu, kdežto průměrný počet volných pracovních míst ve službách a prodeji


35

klesl ve stejném období pouze o 12,77 %. Vypočtený koeficient vlivu tedy vyšel záporný a ukazuje, že v období po zvýšení minimální mzdy došlo u průměrného počtu pracovních míst pro nekvalifikované a pomocné pracovníky k poklesu o přibližně 43 míst neboli o 36,87 % více než u průměrného počtu volných pracovních míst pro pracovníky ve službách a prodeji. Ze všech uvedených analýz v této podkapitole je jasně vidět, že výsledky analýzy dat získané z databáze Eurostat poukazují na celkový růst počtu volných pracovních míst na trhu práce v České republice, kdežto výsledy analýzy dat získaných z portálu MPSV ČR ukazují na razantní pokles průměrného počtu volných pracovních míst nekvalifikovaných a pomocných pracovníků. Vzhledem k tomu, že celkový počet volných pracovních míst na trhu práce v období po zvýšení minimální mzdy spíše narůstal, kdežto průměrný počet volných pracovních míst pro nekvalifikované a pomocné pracovníky ve stejném období razantně poklesl, je tím více pravděpodobné, že důsledkem zvýšení minimální mzdy došlo k poklesu počtu volných pracovních míst pro nekvalifikované a pomocné pracovníky. K tomuto poklesu pravděpodobně došlo buď díky rušení pracovních míst ze strany zaměstnavatelů, kvůli zvyšujícím se nákladům na práci, nebo díky vyšší motivaci dosud nezaměstnaných pracovníků vstoupit na pracovní trh a volná pracovní místa zaplnit.

Diskuze

36

6 Diskuze V rámci této bakalářské práce bylo provedeno několik analýz týkajících se vlivu zvýšení minimální mzdy na vybrané ukazatele trhu práce v České republice. Konkrétní ukazatele trhu práce byly vybrány na základě řady provedených výzkumů ve Spojených státech amerických a poté aplikovány na pracovní trh v České republice. V této kapitole jsou srovnávány výsledky výzkumů provedených v této práci s výsledky výzkumů zahraničních ekonomů. Aby bylo vůbec možné výsledky výzkumů srovnávat, je pro zjednodušení, s výjimkou vlivu změny minimální mzdy, abstrahováno od dalších vlivů působících na český pracovní trh. Prvním vybraným ukazatelem pracovního trhu, který byl v této práci podroben analýze, je obecná míra nezaměstnanosti. Vzhledem k faktu, že se minimální mzda a změny její výše netýkají všech subjektů pracovního trhu, nebyla provedena analýza vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti pracovního trhu jako celku, ale pouze jeho dílčích částí – studentů a mladistvých pracovníků a pracovníků bez vzdělání nebo pouze se základním stupněm vzdělání. Již výsledky výzkumů, které dle Neumarka a Waschera předcházely jejich studii (Neumark, Wascher, 1992), prokázaly, že při zvýšení minimální mzdy o 10 % dojde ke snížení zaměstnanosti mladistvých o 1 – 3 %. Podobných výsledků bylo dosaženo i v této práci, neboť v období po zvýšení minimální mzdy v srpnu roku 2013 došlo ke zvýšení obecné míry nezaměstnanosti u mladistvých pracovníků, kteří vstupují na trh práce ve věku 15 až 24 let, přičemž výsledky ukázaly, že pracovníci ve věku 15 – 19 let byly touto změnou minimální mzdy postiženi více než pracovníci ve věku 20 – 24 let. Ve své vlastní studii (Neumark, Wascher, 1992) však autoři dospěli k závěru, že díky zvýšení minimální mzdy sice klesne zaměstnanost, ale zaměstnanost mladistvých pracovníků a studentů klesne méně, než zaměstnanost ostatních nízkopříjmových pracovníků. Je ale nutné zmínit, že v některých státech USA je pro studenty a mladistvé pracovníky zavedena tzv. subminimální mzda, tudíž nelze tyto výsledky s českým pracovním trhem přímo srovnávat. Výsledky výzkumu zvýšení minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti mladistvých pracovníků a studentů, lze do určité míry srovnat i s výsledky často citované studie Carda a Kruegera (1994). Přestože se výzkum těchto autorů soustředil na pracovníky v restauracích s rychlým občerstvením, v restauracích s rychlým občerstvením v České republice tvoří většinu zaměstnanců právě studenti nebo mladiství. Výsledky Carda a Kruegera (1994) jsou však v rozporu s výsledky výzkumu vlivu zvýšení minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti studentů a mladistvých na pracovním trhu v ČR, jelikož poukazují na pozitivní

Diskuze

37

vliv zvýšení minimální mzdy na zaměstnanost pracovníků v rychlém občerstvení. Je ale nutné dodat, že výzkum Carda a Kruegera (1994) byl kritizován a přepracován Neumarkem a Wascherem (2000), jejichž výsledky výzkumu se s výsledky výzkumu provedeného v této práci naopak shodují, neboť poukazují na negativní vliv zvýšení minimální mzdy na zaměstnanost pracovníků v rychlém občerstvení. U skupiny pracovníků bez vzdělání nebo pouze se základním stupněm vzdělání výsledky provedené analýzy vlivu zvýšení minimální mzdy naznačují pozitivní vliv na obecnou míru nezaměstnanosti této skupiny pracovníků. Tyto překvapivé výsledky jsou poněkud v rozporu se závěry výzkumu Neumarka a Waschera (1992), kde zvýšení minimální mzdy mělo menší negativní dopad na zaměstnanost studentů a mladistvých než na zaměstnanost nízko-příjmových pracovníků. Na českém pracovním trhu však byla negativněji ovlivněna nezaměstnanost studentů oproti nezaměstnanosti méně vzdělaných, potenciálně nízko-příjmových pracovníků. Tento rozpor může být zapříčiněn například tzv. subminimální mzdou zavedenou v USA nebo rozdílnými požadavky zaměstnavatelů na obou uvedených pracovních trzích. Dalším vybraným ukazatelem pracovního trhu, který byl podroben analýzám v této práci, je průměrná hrubá měsíční mzda. Výsledky výzkumu zvýšení minimální mzdy na průměrnou hrubou měsíční mzdu zaměstnanců v ubytování, stravování a pohostinství, jakožto zaměstnanců s dlouhodobě nejnižší průměrnou hrubou měsíční mzdou, provedeného v této práci, však neprokázaly žádný vliv na výši průměrné hrubé měsíční mzdy těchto zaměstnanců. Výzkumem vlivu změny minimální mzdy na příjmy pracovníků ve stravování se také zabývala například studie Katze a Kruegera (1992), Carda a Kruegera (1994) nebo Neumarka a Waschera (2000). Z výsledků studií těchto amerických ekonomů sice vyplynul negativní (Neumark, Wascher, 2000) nebo i slabý pozitivní vliv (Katz, Krueger, 1992 a Card, Krueger, 1994), ale výsledky žádné z těchto studií nelze jednoduše srovnat s výsledkem analýzy provedené v této práci. Důvodem, proč nelze tyto výsledky přímo srovnat je spropitné. Zatímco pracovníci v ubytování, stravování a pohostinství v ČR jsou odměňováni dlouhodobě nejnižší průměrnou hrubou mzdou, velká část jejich odměny je tvořena právě spropitným, kdežto pracovníci v restauracích s rychlým občerstvením v USA jsou sice také odměňováni nízkými mzdami, ale už žádné spropitné nedostávají. Data o zaměstnancích v restauracích s rychlým občerstvením však nejsou dostupná. Posledním vybraným ukazatelem, jenž byl v této práci analyzován, je počet volných pracovních míst. Výsledky výzkumu vlivu zvýšení minimální mzdy na počet volných pracovních míst na českém trhu práce, založených na analýze dat z databáze Eurostat, ukázaly, že v období po zvýšení minimální mzdy došlo k nárůstu počtu volných pracovních míst na celém pracovním trhu. Oproti tomu výsledky

Diskuze

38

před rokem publikované studie (Meer, West, 2013), jejímž předmětem byl výzkum vlivu změny minimální mzdy na úroveň a dynamiku zaměstnanosti, dospěly k závěru, že při hypotetickém zvýšení minimální mzdy o 10 %, dojde k poklesu vzniku nových pracovních míst o 2 %, díky čemuž dojde k poklesu čistého růstu pracovních míst přibližně o čtvrtinu. I když stojí výsledky této studie (Meer, West, 2013) spíše v rozporu s výsledky výzkumu provedeného v této práci, je nutné zmínit, že výsledky Meera a Westa se týkají pouze soukromého nezemědělského sektoru, kdežto výsledky výzkumu této práce založené na datech z Eurostatu se týkají celého pracovního trhu. Na druhou stranu výsledky výzkumu založeného na analýze dat z integrovaného portálu MPSV ČR, který se zaměřil na vliv zvýšení minimální mzdy na průměrný počet volných pracovních míst pro nekvalifikované a pomocné pracovníky (tedy pouze nízko-příjmové pracovníky), poukazují na výrazný pokles průměrného počtu volných pracovních míst pro tyto pracovníky. Nicméně výsledky studie Carda a Kruegera (1994) v nepřímé souvislosti dokládají, že díky zvýšení minimální mzdy nedošlo k poklesu počtu pracovníků na směnách, ke zkrácení otevírací doby restaurací ani k poklesu vzniku nových či rušení stávajících restaurací s rychlým občerstvením, což přeneseně znamená, že počet volných pracovních míst se pro pracovníky v rychlém občerstvení díky zvýšení minimální mzdy nezměnil. Závěrem by se dalo říci, že na jednu stranu část výsledků výzkumů českého pracovního trhu provedených v této práci koresponduje s výsledky provedenými ve Spojených státech amerických, ale na druhou stranu je část výsledků s americkými studiemi v rozporu. Výsledky výzkumů se však nedají plnohodnotně srovnávat, ani pokud abstrahujeme od ostatních vlivů na trh práce. Hlavními příčinami nemožnosti plnohodnotného srovnání v této práci jsou rozdílnost českého a amerického pracovního trhu (potažmo celých ekonomik) a také charakter analyzovaných a statistickými úřady evidovaných dat.

Závěr

39

7 Závěr Cílem této bakalářské práce bylo empirické stanovení vlivu změny minimální mzdy, která proběhla v srpnu roku 2013, na vybrané ukazatele trhu práce v České republice. Ukazatele jako obecná míra nezaměstnanosti, průměrná hrubá měsíční mzda nebo počet volných pracovních míst na pracovním trhu byly vybrány na základě studia vybraných dosavadně publikovaných zahraničních výzkumů a aktuálních i historických legislativních dokumentů. Za použití ekonometrických metod, zejména Difference-in-Differences nebo analýzy časových řad v praktické části práce, bylo dosaženo konkrétních výsledků vlivu zvýšení minimální mzdy na jednotlivé ukazatele trhu práce. Tyto výsledky byly v samotném závěru práce porovnávány s výsledky zahraničních studií. Jak již bylo nepřímo zmíněno v rámci diskuze, výsledky vlivu zvýšení minimální mzdy měly na vybrané ukazatele českého pracovního trhu mírný pozitivní, negativní ale i žádný vliv. Dle dosažených výsledků mělo zvýšení minimální mzdy negativní vliv na obecnou míru nezaměstnanosti studentů a mladistvých, s tím, že nezaměstnanost pracovníků ve věku 15 – 19 let stoupla více než nezaměstnanost pracovníků ve věku 20 – 24 let. Dále byl pak důsledkem zvýšení minimální mzdy prokázán pokles počtu volných pracovních míst pro nekvalifikované pracovníky, neboť v období po zvýšení minimální mzdy sice došlo k celkovému růstu počtu pracovních míst v rámci celého pracovního trhu, ale průměrný počet volných pracovních míst pro nekvalifikované pracovníky téměř o polovinu poklesl. Nicméně zvýšení minimální mzdy mělo i pozitivní efekt, a to na obecnou míru nezaměstnanosti pracovníků bez vzdělání nebo se základním stupněm vzdělání, jelikož nezaměstnanost těchto pracovníků v období po zvýšení minimální mzdy poklesla. A na konec, navzdory očekáváním nebyl zvýšením minimální mzdy vývoj průměrné hrubé měsíční mzdy pracovníků v ubytování stravování a pohostinství ovlivněn. Bohužel žádný z těchto výsledků není zcela korektní či objektivní, neboť při hodnocení bylo abstrahováno od působení dalších vlivů. Pro přesnější a objektivnější stanovení vlivu změny výše minimální mzdy by bylo dobré např. získat konkrétnější data, ať už evidované statistickými institucemi či úřady (například Česko správou sociálního zabezpečení) nebo přímá data od konkrétních subjektů trhu práce, pozorovat důsledky změny v delším časovém období, na větším počtu pozorování nebo zařadit některé další statistické testy k ověření průkaznosti získaných výsledků. V rámci případného rozšíření této práce by bylo zajímavé, provést obdobné analýzy pro data získaná za jednotlivá čtvrtletí roku 2014, pokud ovšem v této době nedojde k dalšímu zvýšení minimální mzdy, což je v tuto chvíli jedním z aktuálních témat politických debat.

Literatura

40

8 Literatura ACEMOGLU, D., ANGRIST, D. J., Consequences of Employment Protection? The Case of the Americans with Disabilities Act. The Journal of Political Economy. 2001, Vol. 109, No. 5, pp. 915–957. ISSN 00223808. BAROŠOVÁ, M. Mechanizmy úpravy minimálnej mzdy. Rodina a práca. Bratislava: Stredisko pre studium práce a rodiny, 2005, č. 1. CARD, D. Do Minimum Wages Reduce Employment? A Case Study of California, 1987-89. Industrial and Labor Relations Review. 1992, Vol. 46, No. 1, pp. 38 - 54. CARD, D., KRUEGER, A., Minimum Wages and Employment: A Case Study of the Fast-Food Industry in New Jersey and Pennsylvania. The American Economic Review. 1994, Vol. 84, No. 4, pp. 772 – 793, ISSN 0002-8282. CARD, D., KRUEGER, A., Minimum Wages and Employment: A Case Study of the Fast-Food Industry in New Jersey and Pennsylvania: Reply. The American Economic Review. 2000, Vol. 90, No. 5, pp. 1397 – 1420 CARD, D., KRUEGER, A., Myth and Measurement: The New Economics of the Minimum Wage. Princeton, N. J.: Princeton University Press, 1995. ISBN 978-069-1048-239. CIPRA, T. Finanční ekonometrie. 1. vyd. Ekopress, 2008, 538 s. ISBN 978-8086929-43-9. DELEIRE, T. The Wage and Employment Effects of the Americans with Disabilities Act. The Journal of Human Resources. 2000, Vol. 35, No. 4, pp. 693 - 715. KATZ, L., KRUEGER, A., The Effect of the Minimum Wage on the Fast Food Industry. Industrial and Labor Relations Review. 1992, Vol. 46, No. 1, pp. 6 - 21. LAJTKEPOVÁ, E. Minimální mzda a trh práce. Acta Oeconomica Pragensia. 2010, 1/2010. ISSN 0572-3043. MACROSTY, H. W. State Arbitration and the Minimum Wage in Australasia. Political Science Quarterly. 1903, Vol. 18, No. 1., pp. 112 - 140 MEER, J., WEST, J., Effects of the Minimum Wage on Employment Dynamics. National Bureau of Economic Research. 2013, Working Paper 19 262. Metodická příručka: Klasifikace zaměstnání CZ-ISCO. In: Český statistický úřad [online]. 2013 [cit. 2014-05-10]. Dostupné z: http://www.czso.cz/ csu/klasifik.nsf/i/klasifikace_zamestnani_(cz_isco)

Literatura

41

Minimum Wage Laws in the States: Wage and Hour Division (WHD). United States Department of Labor [online]. 2014 [cit. 2014-03-30]. Dostupné z: http://www.dol.gov/whd/minwage/america.htm NEUMARK, D., WASCHER, W., Employment Effects of Minimum and Subminimum Wages: Panel Data on State Minimum Wage Laws. Industrial an Labour Relations Review. 1992, Vol. 46, No. 1, pp. 55 - 81. NEUMARK, D., WASCHER, W., Minimum Wages and Employment: A Case Study of the Fast-Food Industry in New Jersey and Pennsylvania: Comment. The American Economic Review. 2000, Vol. 90, No. 5, pp. 1362 – 1396. Přehled o vývoji částek minimální mzdy. Ministerstvo práce a sociálních věcí ČR [online]. 2013 [cit. 2014-05-18]. Dostupné z: http://www.mpsv.cz/ cs/871 STIGLER, G. J. The Economics of Minimum Wage Legislation. The American Economic Review. 1946, Vol. 36, No. 3, pp. 358–365. ISSN 0002-8282. Legislativní dokumenty AMERICANS WITH DISABILITIES ACT OF 1990 EVROPSKÁ SOCIÁLNÍ CHARTA, 14/2000 SB. M. S. LISTINA ZÁKLADNÍCH PRÁV A SVOBOD, PUBLIKOVÁNA JAKO ÚSTAVNÍ ZÁKON Č. 2/1993 SB. NAŘÍZENÍ VLÁDY Č. 99/1991 SB. O STANOVENÍ MINIMÁLNÍ MZDY NAŘÍZENÍ VLÁDY Č. 567/2006 SB. O MINIMÁLNÍ MZDĚ, O NEJNIŽŠÍCH ÚROVNÍCH ZARUČENÉ MZDY, O VYMEZENÍ ZTÍŽENÉHO PRACOVNÍHO PROSTŘEDÍ A O VÝŠI PŘÍPLATKU KE MZDĚ ZA PRÁCI VE ZTÍŽENÉM PRACOVNÍM PROSTŘEDÍ

PŘEDPIS Č. 439/1990 SB., SDĚLENÍ FEDERÁLNÍHO MINISTERSTVA ZAHRANIČNÍCH VĚCÍ O SJEDNÁNÍ ÚMLUVY O ZAVEDENÍ METOD STANOVENÍ MINIMÁLNÍCH MEZD (Č. 26) ÚMLUVA Č. 26 MEZINÁRODNÍ ORGANIZACE PRÁCE O ZAVEDENÍ METOD STANOVENÍ MINIMÁLNÍCH MEZD

VŠEOBECNÁ DEKLARACE LIDSKÝCH PRÁV VYHLÁŠKA 232/1919 SB. ZÁKON Č. 3/1991 SB., KTERÝM SE MĚNÍ A DOPLŇUJE ZÁKONÍK PRÁCE ZÁKON Č. 262/2006 SB., ZÁKONÍK PRÁCE

Literatura

42

Statistická data STATISTIKY NEZAMĚSTNANOSTI. Integrovaný portál MPSV [online]. 2014 [cit. 201405-09]. Dostupné z: http://portal.mpsv.cz/sz/stat/nz/qrt TAB. 18A MEDIÁNY HRUBÝCH MĚSÍČNÍCH MEZD PODLE HLAVNÍCH TŘÍD CZ-ISCO, VĚKU A POHLAVÍ ZAMĚSTNANCŮ. In: Český statistický úřad [online]. 2014a [cit. 201405-08]. Dostupné z:http://www.czso.cz/csu/2014edicniplan.nsf/p/11002514 TAB. PRŮMĚRNÁ HRUBÁ MĚSÍČNÍ MZDA PODLE ODVĚTVÍ: SEKCE CZ-NACE NA PŘEPOČTENÉ POČTY 11. 03. 2014. In: Český statistický úřad: Mzdy, náklady práce - časové řady [online]. 2014b [cit. 2014-04-28]. Dostupné z: http://www.czso.cz/csu/redakce.nsf/i/pmz_cr VEŘEJNÁ DATABÁZE ČSÚ: SPECIFICKÉ MÍRY NEZAMĚSTNANOSTI - ÚDAJE ZA JEDNOTLIVÁ ČTVRTLETÍ. Český statistický úřad [online]. 2014c [cit. 2014-04-30]. Dostupné z: http://vdb.czso.cz/vdbvo/tabdetail.jsp?cislotab=200513++V%C5%A0PS+a&kapitola_id=15&cas_1_28=20134& JOB

%: NACE REV. 2, B-S, QUARTERLY DATA. Eurostat [online]. 2014 [cit. 2014-05-01]. Dostupné z: http://epp.eurostat.ec.europa.eu/tgm/refreshTableAction.do?tab=table&plugin=0&pcode=tps0017 2&language=en VACANCIES IN NUMBER AND

Změna minimální mzdy a její vliv na trh práce

Recommend Documents