Közgazdasági Szemle, XLII. évf., 1995. 7-8. sz. (710-734. o.)

JOHN MICKLEWRIGHT-NAGY GYULA

John Micklewright az Európai Egyetemi Intézet (Firenze) Közgazdasági tanszékének egyetemi tanára.
Nagy Gyula a Budapesti Közgazdaságtudományi Egyetem Emberi erőforrások tanszékének tudományos munkatársa.

Kiáramlás a munkanélküli-segélyezettek közül

A szerzők bemutatják, hogy milyen ütemben hagyja el a segélyezett állományt a mintát alkotó kohorsz (az 1992 márciusában belépők), és hogyan alakul a kilépés valószínűsége a munkanélküliség időtartamának függvényében. Ezután azt vizsgálják meg, hogy a munkanélküliek személyes jellemzői és lakóhelye hogyan befolyásolják az újraelhelyezkedés és egyes munkaerő-piaci programokba való bekapcsolódás esélyét. Végül néhány következtetést fogalmaznak meg, melyek megítélésük szerint érdeklődésre tarthatnak számot a foglalkoztatáspolitika és a további kutatások szemszögéből.^*

Magyarország esetében is érvényesnek tűnik a megállapítás, hogy a munkanélküli-állomány növekedése elsősorban az alacsony kiáramlással, a munkanélküliség időtartamának növekedésével hozható összefüggésbe. A munkanélküli-regiszter adatai alapján készített becslések ugyanis azt mutatják, hogy a beáramlás mértéke nemzetközi összehasonlításban semmiképpen sem tekinthető magasnak. Boeri a munkanélküliek közé történő belépés havi rátájának 1992-es átlagértékét 0,5 százalékban adja meg (BOERI [1994a]). A számításokban feltehetően a munkanélküli-segélyezettek közé belépők és a munkaképes korú népesség létszámának hányadosát kalkulálta. Egy másik becslés szerint, amely a munkanélküli-segélyezettek közé bekerülők mikroadatok alapján számított létszámát vette alapul, és azt az alkalmazottak létszámához viszonyította,1992 márciusára 1 százalékos beáramlási ráta adódik (NAGY - MICKLEWRIGHT [1994b]). A két adat eltérése megmutatja, hogy az eredmények nagymértékben függenek az alkalmazott definíciótól és módszerektől.¹ Annyit azonban a fenti adatok alapján is nagy bizonyossággal megállapíthatunk, hogy a munkanélküliek közé történő beáramlás Magyarországon a nyugat-európai országokhoz viszonyítva nem volt magas: a nagyobbik érték is lényegében ugyanakkora, mint amekkora 1991-ben Franciaországban és az Egyesült Királyságban vagy 1992-ben Németország nyugati felén volt (BOERI [1994a], 2. táblázat). Ezekben az országokban a szóban forgó években a munkanélküliség színvonala - különösen az első két ország esetében - nem különbözött lényegesen a magyarországitól: 9,5 százalék, 8,1 és 5,8 százalék volt, amit Magyarország 1992 márciusára jellemző 9,8 százalékos értékéhez hasonlíthatunk.²

Mindezek alapján úgy látjuk, tévedés lenne a magyar munkanélküliség növekedésének okait az elbocsátásokból kiindulva magyarázni. Legalább ilyen fontos a munkanélküliségből való kiáramlás, illetőleg a munkanélküliség időtartamának vizsgálata. Az elmúlt években jelentősen növekedett a munkanélküli-állomány munkanélküliségének hossza. A munkanélküliség átlagos időtartama a munkaerő-felmérés szerint 1992 első negyedéve és 1994 harmadik negyedéve között csaknem megduplázódott: 28 hétről 52 hétre nőtt (KSH [1993], [1994]).³ A munkanélküli-állomány adataiból azonban nem következtethetünk arra, hogy a munkanélkülivé válók milyen hosszú munkanélküliségre számíthatnak. Egyrészt, az adatok még folyamatban lévő munkanélküliségi időszakok hosszáról tájékoztatnak: azt mutatják meg, hogy egy adott időpontban munkanélküliek mennyi időt töltöttek már munka nélkül, és nagy többségük munkanélkülisége a megfigyelés után még folytatódik. Másrészt, a munkanélküli-állományokban felül reprezentáltak a hosszú munkanélküliségi időszakok. Egy-egy időpontban ugyanis bármely munkanélküliségi időszakot annál nagyobb valószínűséggel figyelhetünk meg, minél hosszabb ideig tart. Ezt a jelenséget nevezik az állományi minták hossztorzításának. A munkanélküliség várható időtartamára, valamint a kilépési esélyekre vonatkozóan be- vagy kiáramlási minták vizsgálatával kaphatunk megbízhatóbb becsléseket (lásd például KEIFER [1988]).

A cikkben a munkanélküli-járadékot kapók közé 1992 márciusában belépők adatainak felhasználásával foglalkozunk a munkanélküliségből való kiáramlással és a munkanélküliség időtartamával. Mely csoportok kerülnek ki gyorsabban, és melyek lassabban a munkanélküli-állapotból? Mennyi ideig maradnak munka nélkül a regisztrált munkanélküliek? Mi történik a munkanélküli-regiszterből távozókkal? Ilyen kérdésekre keresünk választ.

Mivel adataink a munkanélküli-segélyezés igazgatási adatbázisából származnak, az elemzés a munkanélküli-járadékot kapók állományából történő kiáramlásra korlátozódik. 1992 végén még a regisztrált munkanélküliek csaknem 70 százaléka munkanélküli-járadékban részesült. Az egyre hosszabbodó munkanélküliségi időtartam, valamint a járadékra való jogosultság időtartamának megrövidítése azt eredményezte, hogy a járadékot kapó munkanélküliek aránya 1995-re az összes regisztrált munkanélküli kevesebb mint 40 százalékára csökkent. Adatforrásunk természetéből következően további korlátokkal is számolnunk kell. Egyrészt, semmit sem tudunk mondani a munkakeresés kritériuma alapján definiált munkanélküliség és más munkaerő-piaci állapotok közötti áramlásokról. Másrészt, a munkanélküliekről rendelkezésünkre álló információk korlátozottak. Előnye ugyanakkor az igazgatási adatforrás használatának, hogy igen nagy mintát tudunk vizsgálni. A járadékot kapók állományába 1992 márciusában belépők teljes köréről rendelkezünk adatokkal, ami csaknem 40 000 megfigyelt munkanélküliségi időszakot jelent. Ez lehetőséget biztosít arra, hogy megfelelő pontossággal kimutassuk a különböző csoportok kilépési valószínűségének különbségeit. Az 1992. márciusi belépőket 1994 februárjáig követtük a segélyregiszterben. Így a minta nagy többségéről megtudtuk, mennyi ideig maradt munkanélküli-járadékon, és milyen módon került ki a járadékosok közül.

"Túlélés" és a kilépés feltételes valószínűsége

Az 1. táblázat a befejeződés módja szerint mutatja a vizsgált munkanélküliségi időszakok megoszlását. Ennek interpretálásához röviden szólnunk kell a járadékra való jogosultság időtartamáról, mivel az behatárolja, mennyi ideig követhetünk a regiszterben egy-egy munkanélkülit. Mintánk több mint 90 százaléka az 1992. januártól érvényes szabályok szerint kapott munkanélküli-járadékot. A járadékra jogosultság időtartama e szabályok szerint 4 és fél és 18 hónap között mozgott a segélykérelmet megelőző 4 évben munkában töltött időtől függően (a minimális járadékjogosultsághoz 1 évet, a maximálishoz 4 évet kellett munkában tölteni). A minta 9 százalékára az 1991-es szabályok vonatkoztak; e csoport csaknem kizárólag olyan munkanélküliekből áll, akik még 1991-ben folyamodtak járadékért, de a munkahelyüket elhagyók esetében alkalmazott 3 hónapos várakozási idő miatt pénzt csak 1992-től kezdve kaphattak.⁴ A várakozási időre vonatkozó szabályok egyben azt eredményezik, hogy a mintába került 1992-es típusú járadékot kapó munkanélküliek valamennyien elveszítették állásukat, hiszen az állásukat 1992-ben elhagyók közül márciusig senki sem tölthette még ki a várakozási időt. Az 1991-es segélyrendszerben a jogosultság időtartama hosszabb volt, 6 hónaptól 2 évig terjedt. Az 1992-es típusú járadékot kapók közül több mint egyharmad maximális időtartamú jogosultságot szerzett, mintegy 50 százalék jogosultsága legalább 450 nap, és közel kétharmadé legalább 1 év (az arányok majdnem megegyezőek a férfiak és a nők esetében). Az 1991-es segélyrendszerhez tartozók között kevésbé gyakori a maximális jogosultság, de 50 százalék esetében a jogosultság időtartama itt is eléri vagy meghaladja az 500 napot. Az 1992-es típusú segélyt kapók közül csak 8 százalék, az 1991-es típusú segélyt kapók közül pedig csak 4 százalék szerzett 180 napos vagy annál rövidebb jogosultságot. Az 1. táblázatban látható, hogy a minta mintegy 6 százaléka esetében nem tudjuk megmondani, milyen módon ért véget a segélyezés. Egy részük olyan, az 1991-es segélytípushoz tartozó segélyezési időszak, amely még nem ért véget 1994 februárjában. Többnyire azonban arról van szó, hogy a munkanélküliek eltűntek a szemünk elől, nem sikerült végig követnünk pályafutásukat a regiszterben. Csak annyit tudunk róluk, hogy egy bizonyos napon még kaptak járadékot, de az adatok között nincs utalás arra, hogy a járadékfizetés valamilyen okból megszűnt volna; ennek következtében a munkanélküliség teljes hosszát sem ismerjük. Igen valószínű, hogy ezek a segélyezési időszakok rövidebb-hosszabb szüneteltetés után - ami többféle okból bekövetkezhet - később folytatódtak.

Az 1. táblázat adatai között a leginkább szembeötlő, hogy a.segélyregiszterből való kilépés leggyakoribb módja a jogosultság kimerítése. Annak ellenére, hogy a maximális jogosultsági idő meglehetősen hosszú, és a belépők jelentős része maximális vagy ahhoz közeli jogosultságot szerzett, a segélyezés befejeződésének legvalószínűbb módja a kimerítés. A minta 43 százalékának úgy szűnt meg a segélyezése, hogy elfogyott a jogosultsága. Még akkor is gyakoribb lenne a jogosultság kimerítése, mint az elhelyezkedés, ha valamennyi munkanélküli, akiről nem tudjuk, hogyan ért véget a segélyezése, elhelyezkedett volna.

A minta egyharmada munkába lépett. Az elhelyezkedés aránya kétszer akkora, mint az összes többi kilépési módé együttvéve.⁵ Ha nemcsak a segélyezésről, hanem a regisztráció teljes időtartamáról is lennének adataink, az elhelyezkedés súlya a kilépések között valószínűleg kisebb lenne. A járadékot kimerítőknek ugyanis csupán a fele kap később jövedelempótló támogatást (Lázár-Székely [1994]), a többiek feltehetően rövid időn belül elhagyják a regisztert (ők ebben a csoportosításban az ismeretlen irányban kilépők számát gyarapítanák). Az elhelyezkedésen kívül az előnyugdíj és az öregségi nyugdíj (együtt 6,7 százalék); valamint a kizárás (3,9 százalék) a leggyakoribb kilépési mód. Kizárásra akkor kerül sor, ha a segélyezett visszautasítja a munkaügyi kirendeltség által felajánlott állást vagy képzési lehetőséget, vagy ha "nem megfelelő" magatartásával saját maga hiúsítja meg, hogy egy felajánlott állásba belépjen (a kizárás 90 napra szól). A járadékot kapók további 5 százaléka különféle aktív munkaerőpiaci programokba lép ki (képzési programok, közhasznú munka, beruházási vagy bértámogatással létrehozott munkahely, önálló vállalkozás indítása támogatással). A képzésbe kerülők képzési támogatást kapnak, ami 10 százalékkal magasabb, mint korábbi munkanélküli-járadékuk. A támogatott foglalkoztatásnak két formája működik: a vállalatok beruházási vagy bértámogatást kaphatnak, ha vállalják regisztrált munkanélküliek felvételét. Közhasznú munkát általában önkormányzatok szerveznek; az itt fizetett bérek közel állnak a minimális bérhez. Önálló vállalkozás indításakor a munkanélküli hat hónapig a munkanélküli-járadékkal azonos összegű támogatást kaphat.

Figyelemre méltó különbségek találhatók a kilépés módjában nemek és segélytípus szerint. Annak ellenére, hogy a férfiak és a nők gyakorlatilag azonos időre szereztek járadékjogosultságot, a kilépés módja szerinti megoszlásuk jelentősen eltér. A nők közül kevesebben helyezkedtek el - csupán 31 százalékuk, szemben a férfiak 41 százalékával (beleértve a támogatott foglalkoztatásban történő elhelyezkedést is). A nők között ugyanakkor több a kimerítő, mint a férfiak között (46 százalék és 42 százalék), ezenkívül többen lépnek ki képzési programba, kedvezményes vagy rendes nyugdíjba, és nagyobb a járadékból kizártak aránya is. Azaz a nők a férfiakhoz képest kisebb valószínűséggel lépnek munkába, és nagyobb valószínűséggel távoznak valamilyen más irányba a regiszterből.

A segélytípus mintánkban egyben a munkaviszony megszűnésének módját is jelenti, mivel az 1992-es járadékosok elbocsátottak, az 1991-es járadékosok pedig munkahelyüket elhagyók. (A táblázatban azért jelöljük inkább a segélytípust, mert ez utal a két csoport jogosultsági időtartamának különbségére is.) Az 1991-es járadékot kapók közül, annak ellenére, hogy jogosultságuk jóval hosszabb, sokkal többen merítették ki a járadékfizetés időtartamát, mint az 1992-es járadékot kapók közül (53 százalék szemben 43 százalékkal). Ezzel együtt az első csoportban kisebb az elhelyezkedők és nagyobb a kizártak aránya. Úgy tűnik, a munkahelyüket elhagyók kisebb valószínűséggel helyezkednek el (legalábbis amíg munkanélküli járadékot kapnak), és nagyobb valószínűséggel maradnak segélyezettek a jogosultság kimerítéséig, mint az elbocsátottak.

A következőkben a segélyezés időtartamával foglalkozunk. Az 1. ábrán a minta empirikus "túlélési" függvénye látható, melyet a Kaplan-Meier-féle becslési módszerrel számítottunk ki.⁶ A görbe azt mutatja meg, hogy egy-egy időpontban az induló sokaság mekkora hányada kap még járadékot. (A számítási módszer nem tekinti kilépésnek, ha egy-egy cenzorált időszak véget ér, de felhasználja azt az információt, hogy ezekben az esetekben legalább a cenzorálás időpontjáig volt járadékfizetés.)⁷ A túlélési függvények kiszámításakor a járadék kimerítését két különböző módon kezeltük. Az ábra A-val jelölt alsó görbéjét úgy kaptuk, hogy a járadék kimerítését is kilépésnek tekintettük. (Itt csak azok az időszakok cenzoráltak, amelyeknek nyomát vesztettük a regiszterben.) Ebben az esetben a túlélési görbe hosszabb szakaszokon folyamatosan csökken, ami annak a következménye, hogy a munkanélküliek állásba, képzési programokba stb. távoznak. Több ponton viszont, ahol egy-egy azonos jogosultsági időtartammal rendelkező csoport járadéka lejár, a görbe hirtelen esik.

Bizonyos értelemben fontos számunkra a kimerítés. Megmutatja ugyanis, hogy a munkanélküliek milyen arányban használják fel teljes járadékjogosultságukat, ami jelzésértékű abból a szempontból, hogy milyen mértékben van szükség további jövedelemtámogatásra. Ugyanakkor, ha arra vagyunk kíváncsiak, hogy mekkora a regisztrált munkanélküliek "túlélése" (a regiszterben maradása), "kockázatnak" valamely más munkaerő-piaci állapotba való kilépést tekintve, akkor járunk el helyesen, ha az időtartam vizsgálatakor a kimerítéssel végződő időszakokat nem befejezettnek, hanem ismeretlen végpontúnak (cenzoráltnak) tekintjük (ahhoz hasonlóan, amikor egyáltalán nem tudjuk, hogy egy bizonyos időpont után mi történt a munkanélkülivel). A segélyezés befejeződik, de az érintettek nem lépnek ki szükségszerűen a regiszterből. A magyar munkaerőpiac jelenlegi helyzetében nem valószínű, hogy nagyszámú segélyezett pontosan a járadék kimerítése utáni hétre tudja "időzíteni" elhelyezkedését. A járadékot kimerítők mintegy fele a munkanélküliek jövedelempótló támogatására kerül (LÁZÁR-SZÉKELY [1994]), a többieket azonban anyagi szempontból semmi sem ösztönzi a további regisztrációra. (A munkanélküliek jövedelempótló támogatását már nem a munkaügyi központok folyósítják, ezért erről a segélyregiszterben nincsenek a munkanélküli-járadékhoz hasonló részletes információk.) Az 1. ábra felső (B jelű) túlélési függvényének kiszámításakor a járadék kimerítésével véget érő munkanélküli időszakokat ugyanúgy cenzoráltnak tekintettük, mint azt a kisszámú esetet, amelyről tényleg nem tudjuk, hogyan fejeződött be a járadékfizetés. (Az ábra két görbéje a 145. napig, ahol az első kimerítések előfordulnak, egybeesik.) Így kezeljük a kimerítést a később következő számításokban is, ezért inkább "munkanélküliségi időszakokról" és nem "segélyezési időszakokról" fogunk beszélni, amikor időtartamról esik szó. Mivel az esetek egy részében a járadék kimerítése után hamarosan vagy akár azonnal megszűnik a regisztráció is, a regisztrált munkanélküliek valóságos túlélési görbéje valahol az 1. ábra két görbéje között helyezkedik el.⁸

Az 1. ábra alsó görbéjéből kiolvasható, hogy a segélyezés időtartamának mediánja valamivel több, mint 10 hónap (315 nap), de a minta egynegyede legalább 450 napig kapott járadékot. Ha a kimerítést nem tekintjük kilépésnek (azaz a felső görbét nézzük), azt állapíthatjuk meg, hogy a belépő kohorsz kevesebb mint egynegyede hagyja el a regisztert fél éven belül, és az időtartam mediánja több mint 13 hónap - pontosan: 409 nap.

A bemutatott túlélési függvényekkel kapcsolatban rá kell mutatnunk, hogy ezek alapján nem számíthatók olyan kilépési ráták, amelyek a nemzetközi összehasonlításokban szerepelni szoktak. Ilyeneket ugyanis a munkanélküliállományok adatai alapján szokás kiszámítani. Elméletileg arra számíthatunk, hogy ez utóbbi módszerrel alacsonyabb kilépési rátát kapunk, mivel a munkanélküli­állományban túlreprezentáltak a kisebb kilépési valószínűséggel rendelkező munkanélküliek. A munkanélküli­járadékot kapók 1992. márciusi állományának adatai alapján az egy hónapos kiáramlási rátát - a kimerítést cenzorálásnak tekintve - 4,9 százalékra becsültük.⁹ Ez magasabb, mint a jelen cikkben vizsgált beáramlási minta első hónapra jellemző 3,7 százalékos kiáramlási rátája, ami meglepő. Mint később látni fogjuk, a beáramlási minta kilépési valószínűsége éppen az első hetekben nagyon alacsony. Az egyéves kilépési ráta már több százalékponttal magasabb a belépőknél, mint az állomány esetében (a két minta éves kilépési rátája 41,3 és 38,2 százalék, ha a kimerítést kivéve minden kilépést figyelembe veszünk; 28,2 és 25,4 százalék, ha csak az elhelyezkedést nézzük).

Az egyéves kiáramlás havi megfelelőjét számítva - azzal a feltételezéssel élve, hogy a kiáramlási ráta állandó volt az év folyamán -, a kimerítést is kilépésnek tekintve, 8,2 százalékos havi kiáramlási rátát kapunk, ha a kimerítést nem vesszük figyelembe, 3,9 százalékost. A járadékot kapó regisztrált munkanélküliek valóságos kilépési rátája valahol a két érték között helyezkedik el. E becsléseket a nyugat-európai országokra jellemző 10-15 százalékos havi kiáramlási rátákhoz viszonyíthatjuk (lásd BOERI [1994a]), és az összehasonlítás megmutatja, hogy Magyarországon viszonylag alacsony a kilépés a munkanélküliségből.¹⁰

Fontos kérdés, hogy hogyan változik a kilépés valószínűsége az idő függvényében, erről azonban a bemutatott túlélési függvény csak közvetett módon nyújt információt (a görbe meredekségének változásain keresztül). A 2-4 ábrákon, amelyek az empirikus "kockázati" (hazard) függvényeket ábrázolják, ezt a kérdést lehet tanulmányozni. A függvényeket itt is a Kaplan-Meier-módszerrel becsültük. (A kimerítéssel végződő időszakokat továbbra is cenzoráltnak tekintjük. Ha nem így jártunk volna el, a görbén óriási kiugrásokat láthatnánk azokon a pontokon, ahol sokan kimerítik jogosultságukat.) Az ábrák azt mutatják meg, mekkora egy-egy kéthetes időszakban a regiszterből való kilépés valószínűsége, feltéve, hogy korábban még nem lépett ki valaki (az adott pontig "túlélők" kilépési valószínűségéről van tehát szó). Ha ezt a feltételes valószínűséget vagy "kockázatot" h-val jelöljük, F-fel a munkanélküliségi időszakok hosszának eloszlásfüggvényét, f -fel pedig a sűrűségfüggvényt, akkor a következő összefüggés adódik: h = f/(1-F) (ahol 1-F egyébként az a túlélési függvény, amely az 1. ábrán szerepelt). A 2. ábrán valamennyi kilépési irány együttes kockázata látható (a kimerítés kivételével). A 3. ábra az újraelhelyezkedés kockázati függvényét mutatja be, azaz annak a valószínűségnek az időbeli alakulását, hogy valaki új állásba lépve elhagyja a regisztert, feltéve, hogy az adott időpontig még nem távozott. A két görbe különbsége adja annak valószínűségét, hogy valaki nem állásba, hanem valamilyen más irányba lép ki a regiszterből, és ez a valószínűség látható a 4. ábrán. Itt egybevettük a támogatott munkahelyre vagy támogatott saját vállalkozásba, a közhasznú munkára, képzési programba, időskori vagy előnyugdíjba történő kilépést, valamint a járadékból való kizárást. Ebből is látszik, hogy különbséget tettünk a szabad munkaerőpiacon megszerzett állás és az aktív munkaerő-piaci programok keretében megszerzett támogatott munkalehetőségek között, és újraelhelyezkedésen csak az előbbit értjük. A görbék pontjain helyet foglaló függőleges vonalak a 95 százalékos konfidencia-intervallumot mutatják. Az intervallumok többnyire szűkek, ami a rendelkezésünkre álló minta nagy méretének köszönhető. Ahogy az idő előrehaladtával fogynak a még mindig járadékot kapók, a konfidenciaintervallumok egyre szélesebbek lesznek. A 18 hónapnál hosszabb időszakok mind az 1991-es járadékot kapókhoz tartoznak, mivel az 1992-es járadékra legfeljebb 18 hónap jogosultságot lehetett szerezni. Ilyen időszak már csak kevés van mintánkban, ezért ettől kezdve lényegesen szélesebbek a konfidenciaintervallumok.

A kockázati függvényeknek számos érdekes vonása van. Először, nem figyelhető meg, hogy a kilépés valószínűsége a munkanélküliként töltött idő előrehaladtával csökkenne¹¹, pedig több érv is szól amellett, hogy így legyen. Még ha a munkanélküliek és a munkaadók (valamint a kilépésekre befolyást gyakorló más szereplők) magatartása időben nem is változik, pusztán amiatt, hogy a jobb kilépési eséllyel rendelkezők gyorsabban távoznak, és egyre nagyobb arányban maradnak a munkanélküliek között alacsonyabb kilépési valószínűséggel rendelkezők, az átlagos kilépési valószínűség csökkenésére számíthatunk ("összetételhatás"). Szintén az átlagos kilépési valószínűség csökkenéséhez vezet, ha a munkanélküliség időtartamának növekedésével csökken a munkakeresés intenzitása, illetőleg a munkáltatók a hosszú munkanélküliséget az alacsony termelékenység jeleként értékelik, és ezért tartós munkanélkülieket kevésbé hajlandók alkalmazni ("negatív hosszfüggés"). Végül, az általunk megfigyelt időszak jelentős részében Magyarországon növekedett a munkanélküliség, azaz valószínűleg nehezedett az elhelyezkedés. De ilyen hatások nem érhetők tetten a megfigyelhető empirikus kilépési valószínűségekben. Úgy véljük, ennek egyik oka az igen alacsony szintű kiáramlásban keresendő. Mint később még szó lesz róla, a minta egyes csoportjainak kilépési esélyei között számottevő különbségek vannak, például az újraelhelyezkedésben. Az összetétel változása következtében így az ábrán szereplő átlagos kilépési valószínűségnek az idő előrehaladtával csökkennie kellene. Alacsony kilépési arányok mellett azonban a teljes populáció átlagos kilépési valószínűsége lassabban csökken, mint magasabb kilépési arányok mellett. A megfigyelt kilépési esélyek elég alacsonyak ahhoz, hogy a magasabb és alacsonyabb elhelyezkedési eséllyel rendelkezők aránya a túlélők között az idő előrehaladtával csak lassan változzon, és ennek következtében az átlagos kilépési esély csökkenése igen csekély mértékű legyen. A kilépési valószínűség időbeli alakulására ugyanakkor más tényezők is hatnak, amelyek hatása sokkal erőteljesebb lehet.

Másodszor, a munkanélküliség elején a kilépési valószínűség igen alacsony, és az első hat hétben gyorsan emelkedik. A 2. és 3. ábra összevetése azt mutatja, hogy ez az emelkedés az újraelhelyezkedési valószínűség növekedésének köszönhető. (A más irányokba történő kilépés esélye nem növekszik az időszak kezdetén). Semmi sem mutat arra, hogy az 1992. március-április táján tapasztalható alacsony elhelyezkedési valószínűségek a munkaerő-kereslet alakulásával függenének össze.¹² Ezt megerősíti, hogy a rövid ideje munkanélküliek alacsony elhelyezkedési valószínűségét figyelte meg az 1994. tavaszi segélyezett állomány adatai alapján KÖLLŐ-NAGY [1995] is. GALASI [1994] adatai azt mutatják, hogy az álláskeresés intenzitása nem alacsonyabb a munkanélküliség kezdetén, mint később, a munkakeresés oldaláról tehát nem ragadható meg a jelenség. KÖLLŐ- NAGY [1995] arra a lehetséges magyarázatra hajlik, hogy a munkanélküliség elején az érintettek viszonylag magasra értékelik az otthoni munkát, illetve a megismert bérajánlatok elmaradnak várakozásaiktól.

Harmadszor, a 10. hónap környékén a kilépési valószínűség visszaesik, majd ismét nőni kezd. Mivel márciusban belépőkről van szó, ez éppen a karácsony-újév körüli időszak. Itt is elsősorban az újraelhelyezkedés valószínűségének változásáról van szó. Valószínű, hogy a december-januári időszakban lanyhul a munkaerő-kereslet, illetve a munkanélküliek kevésbé aktívan keresnek munkát.

Negyedszer, mielőtt a maximális jogosultsággal rendelkező 1992-es járadékot kapók kimerítenék a segélyezési időt (540 napnál), az elhelyezkedési valószínűség megemelkedik. Ez könnyen lehet annak eredménye, hogy a jogosultság lejárta előtt a munkanélküliek fokozott erőfeszítéssel próbálkoznak elhelyezkedni. (A mintában a maximális jogosultság a leggyakoribb, ami magyarázatot adhat arra, miért éppen ezen a ponton észlelhető növekedés a kilépési valószínűségben, és nem korábban, amikor kisebb csoportok jogosultsága járt le.) Ennek kapcsán felvethető, vajon a kiáramlás alacsony szintjében nem játszik-e szerepet a segélyrendszer ellenösztönző hatása. Vizsgálatunk adatai azonban e problémakör alapos elemzésére nem alkalmasak.

Ötödször, az "egyéb irányban" (nem elhelyezkedéssel) történő kilépés valószínűsége 180 nap után hirtelen megemelkedik, majd visszaesik, de a továbbiakban már az első 6 hónapban tapasztalt érték felett mozog. A kiugrást főként az előnyugdíjra való kilépések számának megemelkedése okozza.¹³ Az, hogy 180 nap után magasabb a kilépési valószínűség, mint korábban, nyilvánvalóan azzal függ össze, hogy egyes aktív munkaerő-piaci programokba való bekerülésnek félévi regisztráció az előfeltétele. A nem elhelyezkedéssel történő kilépés valószínűsége szintén megemelkedik, mielőtt a maximális jogosultsággal rendelkező 1992-es járadékosok 540 napnál kimerítenének. Elképzelhető, hogy közvetlenül a járadékjogosultság lejárta előtti időszakban mind a munkanélküliek, mind a munkaügyi központok nagyobb erőfeszítéssel keresnek lehetőséget valamely aktív programba való bekapcsolódásra.

A kilépési esélyek többváltozós vizsgálata

A felhasznált módszerek

A kilépési esélyek előző pontban elvégzett nem parametrikus vizsgálatakor nem találtunk nyilvánvaló kapcsolatot a munkanélküliség időtartama és a kilépési valószínűségek között, legalábbis olyat nem, amit egyszerű egyparaméteres specifikációval mint például a Weibull, kielégítően modellezni tudnánk. Ezért a többváltozós elemzéshez szakaszos konstansokkal becsült exponenciális modellt alkalmaztunk. Ez a függvényforma kellő rugalmasságot biztosít a munkanélküliség időtartama és a kilépési valószínűség közötti kapcsolat modellezésére.

A megfigyelt időszakot M szakaszra osztva és az egyes szakaszok végpontját ₁...,_M-mel jelölve a következő időintervallumokat definiáljuk:

A modellben annak valószínűsége, hogy az i-edik személy a t időpontban a j-edik irányban elhagyja a regisztrált munkanélküliséget, feltéve, hogy a t időpontig munkanélküli maradt

ahol c_js a t időpontnak megfelelő időintervallumhoz tartozó konstanst, X_i az adott személy megfigyelt jellemzőit jelenti, _j pedig az egyes jellemzőkhöz tartozó együtthatók vektora. A kockázat összefüggése az idővel a modellben úgy jelenik meg, hogy a konstans (c) szakaszról szakaszra változhat, mégpedig nemcsak monoton módon vagy valamely függvényforma által meghatározottan. A modell ugyanakkor kevésbé rugalmas a tekintetben, hogy sem a magyarázó változók (X) értékét, sem az egyes jellemzőkhöz tartozó együtthatókat () nem engedi változni időben. Magyarázó változóink, a munkanélküliek személyes jellemzői és lakóhelye, kivétel nélkül olyanok, amelyek értékét nem befolyásolja a munkanélküliség időtartama. Azt viszont nem zárhatjuk ki, hogy a független változók hatása nem azonos a munkanélküliség teljes időtartama folyamán, de ilyen különbségeket az alkalmazott modell segítségével nem tudunk megvizsgálni.

A különböző irányokba történő kilépés "kockázatát" függetlennek tételezve kilépési irányonként külön-külön maximum likelihood módszerrel becsüljük meg az együtthatókat. Egy adott kilépési irány együtthatóinak becslésekor valamennyi, más módon végződött munkanélküliségi időszakot cenzoráltnak tekintünk. Jelölje a= l,...,A azokat a személyeket, akik a j-edik irányba lépnek ki. Ezen személyek munkanélküli-járadékon töltött befejezett munkanélküliségi időszakai rendre s_a hosszúságúak. Azokat a munkanélkülieket, akik nem a j-edik irányba léptek ki (beleértve mind a kimerítőket, mind a j-től különböző irányba kilépőket) b= l,...,B jelöli. Az ő megfigyelt munkanélküliségi időszakaik, amelyeket a modellben cenzoráltnak tekintünk, s_b hosszúságúak. Ekkor a _j szerint maximalizálandó likelihood függvény:

Külön modellt becsültünk a férfiakra és a nőkre. A modellekben kétértékű (dummy) változókat használunk. A személyes jellemzők között szerepel az iskolai végzettség (8 kategória), az életkor (10 életkori csoport), valamint a fizikai-szellemi foglalkozás. A munkanélküliség körülményeit két változó írja le. A munkanélkülivé válás oka szerint megkülönböztetjük a munkahelyüket elveszítőket (elbocsátottakat) és az önkéntes kilépőket. Egy másik változó azt írja le, hogy a munkanélküli munkaviszonyának megszűnése után mennyi idő múlva került be a segélyezettek közé. Munkából belépőnek tekintjük azokat, akiknél a segélyezés megkezdése és az utolsó munkaviszony megszűnése között legfeljebb fél év telt el, nem munkából belépőnek azokat, akiknél hosszabb idő. A járadékfizetés halasztott megkezdése az önként kilépőknél és a végkielégítésben részesülőknél a segélyezés szabályaival is összefügg, de mintánkban a kötelező várakozási idő egyik esetben sem haladhatja meg a három hónapot, önmagában emiatt tehát senki sem érheti el az általunk alkalmazott féléves küszöböt.¹⁵

Nincs információnk arról, hogy az állásvesztés és a segélyezés megkezdése között miért telt el fél évnél hosszabb idő. Minden bizonnyal vannak, akik - például elfoglaltságuk, akadályoztatásuk miatt vagy egyszerűen tájékozatlanságból - késedelemmel adták be segélykérelmüket.¹⁶ Ezenkívül a mintába kerülhetett olyan munkanélküli is, aki már korábban is járadékot kapott, és az új segélykérelmét megelőzően nem helyezkedett el. Ilyenek lehetnek, akiket korábban magatartásuk miatt (állásajánlat visszautasítása, nem megfelelő együttműködés) kizártak a járadékból és a "büntetési idő" után segélyezésük újrakezdődött (a kizárás ugyancsak három hónapra szól, de ehhez hozzáadódik az ezt megelőzően munkanélküliként töltött idő). Nem zárhatjuk ki továbbá, hogy kis számban ún. segélyváltók is szerepelnek a mintában, akik kimerítették a jogosultságukat az 1991 előtti segélyrendszerben, és ezután újra segélykérelmet adtak be (a segélyváltásról részletesen lásd MICKLEWRIGHT-NAGY [1994a].¹⁷ A munkaerő-piaci körülmények jellemzésére egyetlen változót használunk: a lakóhely megyéjét. A megye változók számos hatást közvetíthetnek, közte nyilvánvalóan a regionális gazdasági szerkezet és a munkaerő-kereslet különbségeit, de egyáltalán nem kizárt, hogy bizonyos nem mért egyéni jellemzők hatását is tükrözik. (A változók átlagait a függelékben közöljük.)

Eredmények

A kilépési irányok szerinti eredményeket a Függelék F2-F4. táblázataiban közöljük. Nem foglalkoztunk az öregségi, valamint előnyugdíjba való távozással, a járadékból való kizárással és az "egyéb" irányba történő kilépéssel, ami az elhalálozást és az ismeretlen irányú kilépést foglalja magában. Az így végződő időszakokat minden egyenletben cenzoráltnak tekintettük. Az állásba lépés modelljeiben az alapkockázatokat havi intervallumokra becsültük meg. A többi kilépési irány esetében az elemszám nem engedte meg ilyen nagyszámú konstans becslését, ezért hosszabb intervallumokat alkalmaztunk.¹⁸ (A konstansokat nem közöljük a táblázatokban.) Mivel valamennyi magyarázó változónk kétértékű, a könnyebb értelmezés érdekében célszerűnek tűnt az eredmények közlésekor az együtthatók exponenciálisait [exp ()] feltüntetni. Az így átalakított együtthatókat "kockázati arányoknak" nevezzük, és azt mutatják meg, hogy - egyéb változók hatását kiszűrve - a viszonyítási csoporthoz képest hányszoros azon munkanélküliek kilépési valószínűsége, akiknél a magyarázó változó értéke 1. Tehát egy 0,5-es érték azt jelenti, hogy az adott irányba való kilépés feltételes valószínűsége a magyarázó változó 1-es értékével jellemzett csoportban fele akkora, mint a viszonyítási alapot jelentő csoportban; egy 1,5-es érték pedig a valószínűség 50 százalékos növekedését mutatja. A t-statisztikával azt teszteljük, hogy a kockázati arány egyenlő-e 1-gyel (azaz, hogy a változónak nincs szignifikáns hatása a kilépési valószínűségre). Az egyenletekben a viszonyítási csoportok a következők: általános iskolai végzettségű, 21-25 éves korú, budapesti, fizikai foglalkozású, elbocsátott és nem közvetlenül a munkaviszony megszűnése után belépő.

Elhelyezkedés. E kilépési irány esetében egy hónapos intervallumokra becsültük meg a konstansokat. A függelék F1. ábráján e konstansok exponenciálisait ábrázoltuk, melyek a viszonyítási csoporthoz tartozók egyes hónapokra becsült elhelyezkedési hazardját mutatják nemenként. A többváltozós elemzés lényegében nem módosítja azt a képet, amit az elhelyezkedési esélyek időbeli alakulásáról a 3. és 5. ábrák tanulmányozásakor kaptunk. A férfiak és a nők görbéje általában együtt emelkedik vagy süllyed, de a férfiak elhelyezkedési esélye mindvégig magasabb, mint a nőké (egy év után a különbség nagyobb lesz, mint előtte). A két nem túlélési függvényeinek vizsgálata (MICKLEWRIGHT-NAGY [1994b]) azt mutatta, hogy a nők nemcsak az állásba lépés irányában, hanem az összes kilépési irányt egybevéve is, lassabban hagyják el a regisztert, mint a férfiak. Ebből az következik, hogy a nők munkanélkülisége tovább tart. Ismeretes viszont, hogy a nők munkanélküliségi rátája alacsonyabb, mint a férfiaké. Úgy tűnik, e különbség teljes mértékben a kisebb beáramlásból adódik.¹⁹

A független változók együtthatói az F2. táblázatban találhatók. Az iskolai végzettség emelkedésével mindkét nem esetében növekszik az elhelyezkedés valószínűsége. A viszonyítási alapként használt nyolcosztályos végzettségűekhez viszonyítva a nyolc osztályt sem végzettek elhelyezkedési esélye mind a férfiak, mind a nők körében egyharmaddal kisebb. A szakmunkásképző iskola vagy valamely középiskola elvégzése a férfiak esetében 30-50 százalékkal növeli az elhelyezkedés valószínűségét az általános iskolai végzettséghez viszonyítva. A nőknél ezek a különbségek - a szakközépiskolát kivéve - lényegesen kisebbek. Azok a munkanélküliek, akik főiskolai vagy egyetemi végzettséggel rendelkeznek (a minta 3 százaléka), 70-80 százalékkal nagyobb eséllyel helyezkednek el, mint az általános iskolai végzettségűek. Az életkor emelkedése az elhelyezkedési valószínűség csökkenésével jár. (Az életkor hatását ugyanakkor nem lehet egyszerű lineáris vagy négyzetes specifikációval jól modellezni.)²⁰ Az életkor hatása némileg eltérő a két nem esetében. A tizenéves férfiak nincsenek jobb helyzetben, mint a viszonyítási csoporthoz tartozó 21-25 évesek, viszont a tizenéves nők jóval nagyobb valószínűséggel helyezkednek el, mint aˇ21-25 évesek: az érték 60 százalékkal magasabb, és ez a nők esetében az egyik legnagyobb megfigyelt eltérés (a t-érték több más korcsoport esetében meglehetősen alacsony). (Emlékeztetünk ugyanakkor arra, hogy mivel mintánk a munkanélküli járadékot kapókból áll, a tizenéves regisztrált munkanélkülieknek csak egy kis részét öleli fel.) A 26-30 és a 31-35 évesek kilépési valószínűsége 12-15 százalékkal alacsonyabb, mint a viszonyítási csoporté. A 36-45 éves férfiak elhelyezkedési esélye további mintegy 10 százalékkal csökken, a nőknél viszont ebben a korcsoportban nem tapasztalható süllyedés. Ezután a valószínűség ismét csökken: a 46-50 éves nők és a 46-55 éves férfiak értéke 30, illetve 45 százalékkal alacsonyabb, mint a viszonyítási csoporté. A nyugdíjkor közelében lévők elhelyezkedési valószínűsége igen alacsony értékre zuhan, csupán mintegy egytizede a 21-25 évesekének.

A bemutatott eredmények nem erősítik meg BOERI [1994a] véleményét, mely szerint a munkanélküliségből való kilépés valószínűsége Közép­Európában többé­kevésbé független az egyéni jellemzőktől. Az életkor és az iskolai végzettség befolyása az elhelyezkedési esélyre ugyanolyan jellegű, mint ami az OECD­országokban tapasztalható: az idősebbek és a képzetlenebbek nehezebben találnak munkát. Ez nem azt jelenti, hogy az egyes változók hatásának mértéke is ugyanakkora lenne, mint az OECD­országokban. Az életkori hatások ugyanakkor igen hasonlóak ahhoz, amit nagy­britanniai férfiakra vonatkozóan mutatott ki különböző időszakokban ARULAMPALAM-STEWART [1994], valamint STANCANELLI [1994].²¹

A foglalkoztatottak köréből a segélyezett munkanélküliek közé történő beáramlásokat vizsgálva (MICKLEWRIGHT-NAGY [1994b]) azt találtuk, hogy a beáramlási ráták az iskolai végzettség és az életkor növekedésével egyaránt csökkennek. Az iskolai végzettség tekintetében tehát azt mondhatjuk, hogy az iskolázottabbak alacsonyabb munkanélküliségi rátájának kialakulásában mind a kisebb beáramlás, mind az intenzívebb kiáramlás szerepet játszik.²² Az életkor növekedésével viszont a belépési és a kilépési valószínűség egyaránt csökken. A foglalkoztatottság és a regisztrált munkanélküliség között a 21-25 éves férfiak mozgásai a leginkább intenzívek: mind a belépési, mind a kilépési ráta e csoportban a legmagasabb.

A fizikai és szellemi foglalkozásúak kilépési valószínűsége között - az iskolai végzettség hatását kiszűrve - nincs szignifikáns eltérés. Ha az iskolai végzettséget kihagyjuk a modellből, a fizikai-szellemi változó szignifikánssá válik, de hatása nem túl erős: a szellemi foglalkozás a férfiaknál 26, a nőknél 13 százalékkal növeli az elhelyezkedési esélyt a fizikai foglalkozáshoz képest.

Mint már említettük, a munkaviszony megszűnésének időpontja és a vizsgált segélyezési időszak kezdete között eltelt idő alapján két csoportra bontottuk a mintát: az elsőbe azok tartoznak, akiknél ez az idő legfeljebb fél év volt (őket nevezzük "munkából belépőknek"), a másodikba akiknél hosszabb. E változó erős hatást fejt ki: a munkából belépők elhelyezkedési valószínűsége a férfiak esetében 60, a nők esetében 80 százalékkal magasabb, mint a nem munkából belépőké. Nem ismervén a segélyigénylés hosszabb csúszásának pontos okait, az eredményeket nem tudjuk megnyugtatóan interpretálni. Mivel az esetek egy részében korábbi kizárás vagy segélykimerítés előzhette meg a segélyezettek közé történő (újbóli) belépést, az eredmények minden bizonnyal az elhelyezkedési esélyeket, illetve az elhelyezkedési hajlandóságot negatívan befolyásoló, nem mért változók hatását is mutatják. Az is elképzelhető, hogy a segélyigénylés más okból történő ("önkéntes") halasztása összefügg olyan körülményekkel, amelyek egyben az elhelyezkedési esélyt is csökkentik.²³

Szignifikáns különbség adódik a munkaviszony megszűnésének módja szerint is: a munkahelyükről saját kezdeményezésükre távozók elhelyezkedési valószínűsége mintegy egyötöddel alacsonyabb, mint az elbocsátottaké. Ez mind az önként kilépő munkanélküliek, mind a munkaadók magatartásával összefügghet.

A területi (megye) változók esetében Budapest a viszonyítási alap. Az eredmények nem mutatnak szoros korrelációt az elhelyezkedési valószínűségek és a megyei munkanélküliségi ráták között.²⁴ Bár a munkanélküliség Budapesten lényegesen alacsonyabb, mint bármely megyében, csak három olyan megye van, ahol az állásba lépés valószínűsége mindkét nem esetében szignifikáns mértékben kisebb, mint Budapesten - a három legmagasabb munkanélküliségi rátával rendelkező megye, Szabolcs, Nógrád és Borsod (Nógrád esetében a nők együtthatója nem szignifikáns és a férfiaké is csak épphogy). De még e különbségek sem túl nagyok, Borsodban a valószínűség 30 százalékkal alacsonyabb, mint Budapesten, a másik két megyében csak 15 százalékkal. A 19 megye közül kilencben az elhelyezkedés valószínűsége egyik nem esetében sem tér el statisztikai értelemben (5 százalékos szinten) a budapestitől.²⁵ Sok megyében a munkába lépési esély szignifikánsan magasabb, mint Budapesten. A férfiak esetében a különbség általában 20-25 százalékos, mint például Győr, Vas és Zala megyék esetében. A nők ugyanezekben a megyékben 60-70 százalékkal nagyobb eséllyel lépnek munkába, mint Budapesten, míg Somogy megyénél a Budapesthez viszonyított valószínűség több mint kétszeres.

Képzési programok. A nem kimerítésbe torkolló segélyezési időszakok mintegy 4 százaléka úgy ér véget, hogy a munkanélküli képzési programba kapcsolódik be. Az F3. táblázatban lehet tanulmányozni, hogy milyen tényezők befolyásolják a segélyezésből a munkaerő-piaci képzésbe való átkerülést. Az alacsonyabb iskolai végzettséggel rendelkezőknek igen kis esélyük van arra, hogy képzésbe kerüljenek. A férfiak között a gimnáziumi vagy szakközépiskolai végzettségűek több mint négyszer akkora valószínűséggel hagyják el átképzés miatt a járadékosok állományát, mint az általános iskolai végzettségűek. A nőknél ugyanez a különbség ötszörös. A főiskolai és egyetemi végzettséggel rendelkezők esélyei még jobbak, különösen ha férfiak. Mindez sok tényező hatását tükrözheti. Lehet, hogy az iskolázottabbak szívesebben vállalkoznak képzésre, vagy jobban ösztönzi őket a képzési támogatás (ami 10 százalékkal magasabb a munkanélküli járadéknál). Lehet, hogy könnyebben találnak saját maguk olyan tanfolyamot, amit aztán a munkaügyi központ elfogad és támogat. Az sem kizárt, hogy maguk a munkaügyi központok inkább ajánlanak átképzést az iskolázottabbaknak. Mindenesetre úgy tűnik, hogy a képzési programok nem segítik az elhelyezkedési esélyekben meglévő iskolázottság szerinti különbségek kiegyenlítését, hiszen a képzettebbek - mint imént láttuk - egyébként is könnyebben találnak munkát.

Az elhelyezkedéshez hasonlóan magasabb életkorban a képzésbe való kerülés valószínűsége is csökken. A 36-40 évesek kilépési esélye ebbe az irányba körülbelül a fele a 21-25 évesekének. Az életkorral kapcsolatban sem mondhatjuk el, hogy a képzésbe való bejutás lehetősége ellensúlyozná az alacsonyabb elhelyezkedési esélyt. A szellemi foglalkozású nők 50 százalékkal nagyobb valószínűséggel kerülnek átképzésre, mint a fizikai foglalkozásúak, ami megerősíti az iskolázottság hatásáról kialakult képet, de érdekes módon a férfiak esetében ez a változó nem eredményez különbséget. Az állásukat önként elhagyók e tekintetben nem különböznek az elbocsátottaktól. Akik munkából léptek a járadékosok közé, azok 40 százalékkal nagyobb eséllyel kapcsolódnak be képzésbe, mint azok, akik csak régebben dolgoztak, bár ez az összefüggés épphogy szignifikáns a szokásos küszöb figyelembevételével.

Somogy megye kivételével elmondhatjuk, hogy nincs olyan megye, ahol a munkanélkülieknek nagyobb esélyük lenne átképzésre kerülni, mint Budapesten (vagy kisebb ez az esély, vagy nem mutatható ki szignifikáns esélykülönbség Budapesthez viszonyítva). Szabolcsban és Szolnok megyében, amelyek 1992 márciusában a munkanélküliségi ráták rangsorában az első és a negyedik helyen álltak, a férfiak körében a munkanélküli járadékból az átképzésbe való kerülés valószínűsége csupán egyötöde a budapestinek. Bács-Kiskun esetében, ahol a munkanélküliségi ráta 12 százalék volt, az eltérés még nagyobb. (Az említett megyékben ebbe az irányba a nők kilépési valószínűsége is sokkal alacsonyabb, mint Budapesten.) Eredményeink szerint tehát nem a munkanélküliségtől leginkább sújtott megyékben a legnagyobb a segélyezettek esélye, hogy képzési programba kerüljenek.²⁶

Egyéb munkaerő-piaci programok. Az F3. és F4. táblázatok tartalmazzák a támogatott munkahelyekre, a közhasznú munkára, valamint a vállalkozói támogatás igénybevételével történő kilépésekre vonatkozó eredményeket. Az alábbiakban csak néhány eredményt emelünk ki.

A támogatással létrehozott munkahelyekre történő kilépés valószínűségét (együtt kezelve a beruházástámogatást és a bértámogatást) nemigen befolyásolják a személyes jellemzők. A normál elhelyezkedéshez hasonlóan a 21-25 éves férfiak esélye kissé jobbnak tűnik, de a kor szerinti eltérések csak 40 év felett szignifikánsak. Az elbocsátott férfiak kétszer akkora valószínűséggel kerültek ilyen munkahelyre, mint az állásukból saját kezdeményezésre távozók. Vas és Szabolcs megyében a férfiaknak és a nőknek egyaránt nagyobb az esélyük támogatott állásba lépni, mint Budapesten. A többi megye esetében a hatás nemek szerint különbözik. Békés és Komárom megyében a férfiak nagyobb valószínűséggel kerülnek támogatott munkahelyekre, mint Budapesten.

Nem meglepő, hogy önálló vállalkozásba inkább a magasabb iskolai végzettségű segélyezettek kezdenek. A nyolc osztálynál többet végzettek háromszor-négyszer nagyobb valószínűséggel veszik igénybe a vállalkozásindításhoz nyújtott támogatást, mint a nyolc osztályt vagy kevesebbet végzettek. A szellemi foglalkozású férfiak kilépési valószínűsége kétszer akkora, mint a fizikai foglalkozásúaké. Ez a kilépési irány Budapesthez képest mindkét nem esetében gyakoribb Bács-Kiskun és Hajdú megyében, a férfiak között Borsodban, Komáromban, Szolnok, Vas és Zala megyében, a nőknél Baranyában és Békésben. E különbségek egy része azonban nem igazán szignifikáns. Végül figyelemre méltó, hogy csakúgy, mint a támogatott foglalkoztatás esetében, a Budapesthez viszonyított eltérések közül a szignifikánsak csaknem mind pozitív irányúak.

Azt, hogy a foglalkoztatási programokba való bekapcsolódás esélye nagyobb vidéken, mint Budapesten, megerősítik a közhasznú munkára vonatkozó eredmények. (Ugyanakkor emlékeztetünk rá, hogy a képzések esetében éppen ellenkező volt a helyzet.) A fővárosban olyan ritka a közhasznú munka, hogy a könnyebb áttekinthetőség érdekében a megye változók hatását itt Borsodhoz viszonyítottuk. Békés és Vas megyében a közhasznú munkára kerülés valószínűsége háromszor akkora, mint Borsodban (a nőknél még ennél is nagyobb a különbség). (Komárom és Somogy megyében a férfiakra, Hajdú megyében a nőkre jellemző, hogy a járadékról nagyobb eséllyel távoznak közhasznú munkára, mint Borsodban). A támogatott foglalkoztatás, a vállalkozásindítási támogatás és a közhasznú munka jellemzőit együtt áttekintve az látszik, hogy Békésben és Komáromban a férfiak mindhárom programba viszonylag nagy valószínűséggel lépnek át. Közhasznú munkára az alacsony iskolai végzettségű férfiak kerülnek nagy eséllyel, ami kétségkívül összefügg az itt végzett munka jellemzőivel. A nők körében (ahol egyébként ez a kilépési irány ritkább) a fizikai foglalkozás jelent nagyobb esélyt.

A munkanélküliség várható időtartama

Milyen hosszú ideig maradnak munka nélkül a különböző tulajdonságokkal rendelkező emberek? E kérdés megvilágítására egy újabb modellt állítottunk fel, amelyben az összes lehetséges kilépési irányt egybevéve becsültük meg a kilépési valószínűségeket (cenzoráltnak csak a kimerítéssel végződő időszakokat tekintve). Ennek eredményeit felhasználva példaképpen különböző tulajdonságokkal rendelkező fiktív munkanélküliek várható munkanélküliségi időtartamát becsültük meg.²⁷

Az első fiktív személy, A a munkanélküliség időtartama szempontjából kedvező tulajdonságokkal rendelkezik. Főiskolát végzett 21-25 év közötti budapesti férfi, aki szellemi munkakörben dolgozott, állásából elbocsátották, és ezután rögtön munkanélküli járadékos lett. B is férfi, de más tulajdonságai jóval kedvezőtlenebbek. Nógrád megyében lakik, életkora 45-50 év között van, csak nyolc osztályt végzett és fizikai munkásként dolgozott (egyéb jellemzői ugyanolyanok, mint A személyé). Az eredmények szerint A-nak 9 hónapos, B-nek két és fél éves munkanélküliségre van kilátása. C személy Baranyában lakó 26-30 év közötti nő, aki általános iskolát végzett. Fizikai munkás volt, de úgy került munkanélküli járadékra, hogy közvetlenül előtte nem dolgozott. Ő tulajdonságai alapján három és fél éves munkanélküliségre számíthat. D is nő, de valamivel idősebb C-nél (harmincas évei elején jár), Vas megyében él és gimnáziumot végzett. Segélyezése közvetlenül munkahelyének elvesztése után kezdődött. D munkanélküliségének időtartamát 11 hónapra becsüljük.

A példák persze önkényesek, nem is lehet a magyar munkanélkülieket ily módon típusokba sorolni. Ráadásul sokan, akik pontosan olyan jellemzőkkel rendelkeznek, mint a példákban szereplő személyek, a valóságban rövidebb vagy hosszabb ideig lesznek munkanélküliek, mint amennyit becsültünk. A példákkal két dolgot kívántunk illusztrálni. Először, Magyarországon átlagban még az előnyös tulajdonságokkal rendelkező munkanélküliek is meglehetősen hosszú munkanélküliségre számíthatnak. Másodszor, a munkanélküliség átlagos időtartamát jelentősen befolyásolják mind a személyes tulajdonságok, mind a helyi munkaerőpiac jellemzői.

Következtetések

Cikkünkben egy beáramlási kohorsz vizsgálata alapján kimutattuk, hogy a munkanélküliek elhelyezkedési esélyei Magyarországon igen rosszak, és a munkanélküli járadékról kikerülők leggyakrabban nem munkába lépnek, hanem kimerítik a jogosultságot. Mintánkra ez annak ellenére jellemző volt, hogy az 1992 márciusában belépők még meglehetősen hosszú ideig részesülhettek munkanélkülijáradékban. Mindez több kérdést is felvet a foglalkoztatáspolitikával kapcsolatban. Egyrészt, milyen módon lehetne segíteni az embereket abban, hogy gyorsabban találjanak állást, és kevésbé fenyegesse őket a munkaerő-piaci kötődés lazulása, ami együtt jár a tartós munkanélküliséggel? Másrészt, vajon az alacsony kiáramlás részben nem a segélyrendszer ellenösztönző hatásának tulajdonítható-e? Harmadrészt, megfelelő-e a támogatási rendszer azok szemszögéből, akik kimerítik a munkanélküli-járadékot és további jövedelempótlásra szorulnak?

A regisztrált munkanélküliek közül járadékot kapók arányának 1993 óta tapasztalható meredek csökkenése felhívja a figyelmet arra, hogy a harmadik kérdésre sürgősen választ kellene adni. A tartós munkanélküliség tömegessé válása előtt a munkanélküliek jövedelempótló támogatását még lehetett másodlagos fontosságú eszköznek tekinteni, amely azoknak a balszerencsés munkanélkülieknek a sorsát enyhíti, akiknek nem sikerült a járadék kimerítése előtt elhelyezkedni. Ez a nézet ma már nem tartható. Ráadásul vizsgálatunk óta az 1993 januárjában életbe lépett szabályok lényegesen csökkentették a jogosultság időtartamát, ezért a későbbi munkanélküli-kohorszokban valószínűleg még magasabb lesz a kimerítők aránya. Jelenleg már többen kapnak jövedelempótló támogatást, mint munkanélküli-járadékot. A jövedelempótló támogatás rendszerének vizsgálata tehát ugyanolyan fontossá vált, mint a munkanélküli járadéké. A jövedelempótló támogatás iránti igényt befolyásolja, hogy maga a járadékrendszer milyen mértékben ellenösztönzi az elhelyezkedést, ebben a cikkben azonban nem foglalkoztunk a segélyrendszer lehetséges ellenösztönző szerepével.

Ami az elsőként felvetett kérdést illeti, eredményeink megmutatják, kik találnak legnehezebben munkát, azaz kik szorulnak leginkább segítségre az álláskeresésben és az elhelyezkedésben. A fiatalok és az iskolázottak újraelhelyezkedési valószínűsége a legnagyobb, de éppen e csoportok kerülnek be nagy valószínűséggel a támogatott képzési programokba is. (A képzettebbek ezenfelül a vállalkozás indításához nyújtott támogatás szempontjából is előnyös helyzetben vannak.) A munkaerő-piaci képzésnek természetesen nemcsak a rövid távú újraelhelyezkedési esély növelésében lehet szerepe, hanem a későbbi munkanélküliség kockázatának csökkentésében is. Ez érv lehet a fiatalok előnyben részesítése mellett, figyelembe véve munkanélkülivé válásuk magasabb valószínűségét. Ugyanakkor az alacsonyabb iskolai végzettségűeknek, akik szintén nagy valószínűséggel válnak munkanélkülivé, kevés esélyük van a képzésbe kerülni. A támogatással létesített munkahelyekre való bejutás esélyében nincsenek különbségek az iskolai végzettség és az életkor szerint. A legrosszabb iskolázottsággal rendelkező munkanélküliek kerülnek viszont a legnagyobb valószínűséggel közhasznú munkára, bár ez nem olyan munkaerő-piaci program, ami a távolabbi álláskilátásokat javítaná. Az egyes programokba való bekapcsolódás esélyében jelentős eltérések vannak a megyék között is, ezek közül itt azt érdemes kiemelni, hogy átképzésre Budapesten, egyéb aktív programokra vidéken kerülnek nagyobb valószínűséggel a munkanélküliek. Nyitva marad a kérdés, hogy vajon a kimutatott különbségek mennyire szándékoltak, illetve hogyan függenek össze az aktív foglalkoztatáspolitikai programokra fordított pénzalapok elosztási mechanizmusával. Ráadásul kutatásunkban az aktív programok működésével kapcsolatban csak a bekerülési esélyeket tudtuk vizsgálni. Legalább ilyen fontos a kérdés másik oldala: a résztvevők munkaerő-piaci perspektíváinak elemzése.

A regisztrált munkanélküliek állománya Magyarországon 1993 közepe óta csökken. Ezt egyaránt okozhatja a beáramlás mérséklődése vagy a kiáramlás növekedése. Amennyiben a létszám csökkenése a kiáramlás növekedésével függ össze, felvetődik a kérdés, hogy ez milyen okokra vezethető vissza? Adataink azt mutatják, hogy a segélyezés leggyakrabban a jogosultság kimerítése miatt ér véget. Vajon a kiáramlás valóban a kimerítők létszámának növekedése miatt emelkedett? Fontos lenne tudni, mi történik a munkanélküliekkel a járadék kimerítésekor. A nyilvántartások azt mutatják, hogy a kimerítők mintegy fele jövedelempótló támogatásra kerül, és az Országos Munkaügyi Központban vizsgálatok folynak annak kiderítésére, hogy mi történik a többiekkel. Sokan kikerülnek-e a munkaerő-állományból, vagy éppen sokan gyorsan elhelyezkednek? Az előbbi esetben fontos lenne megismerni az érintettek családi körülményeit és életszínvonalát. A második eset arra utalna, hogy a segélyrendszernek jelentős ellenösztönző hatása van.

Függelék

Hivatkozások

ARULAMPALAM, W.-STEWART, M. [1994]: The Determinants of Individual Unemployment Durations in an Era of High Unemployment: Are the Influences Different? Mimeo, University of Warwick.

BOERI, T. [1994a]: Labour Market Flows and the Persistence of Unemployment in Central and Eastern Europe. Megjelent: Boeri, T. (szerk.): Unemployment in Transition Countries: Transient or Permanent? OECD, Párizs.

BOERI, T. [1994b]: "Transitional" Unemployment. Economics of Transition, március.

GALASI PÉTER [1994]: Unemployment benefits and job search behaviour: Some empirical evidence from Hungary. ILO-Japán Project, Budapest.

KIEFER, N. [1988]: Economic Duration Data and Hazard Funtcions. Journal of Economic Literature, június.

KSH [1993]: Munkaerő-felmérés, 1992. Központi Statisztikai Hivatal, Budapest.

KSH [1994]: A munkanélküliség és a foglalkoztatottság alakulása 1994. III. negyedévében. Központi Statisztikai Hivatal, Budapest.

KÖLLŐ JANOS-NAGY GYULA [1995]: Bérek a munkanélküliség előtt és után. Közgazdasági Szemle, 4. sz.

LÁZÁR GYÖRGY-SZÉKELY JUDIT [1994]: Jelentés a nyilvántartásból kikerült munkanélküliek körében végzett 1994. évi követéses vizsgálat eredményeiről. Országos Munkaügyi Központ, Budapest.

MEYER, B. [1990]: Unemployment Insurance and Unemployment Spells. Econometrica, július.

MICKLEWRIGHT, JOHN-NAGY GYULA [1994a]: How Does the Hungarian Unemployment Insurance System Really Work? Economics of Transition, június.

MICKLEWRIGHT, JOHN-NAGY GYULA [1994b]: Flows To and From Insured Unemployment in Hungary. EUI Working Papers in Economics, 41. sz.

NARENDRANATHAN, W.- NICKELL, S. - STERN, J. [1989]: Unemployment Benefits Reivisited. Megjelent: Nickell, S. - Narendranathan, W.-Stern, J.-Garcia, J.: The Nature of Unemployment in Britain, Oxford University Press.

STANCANELLI, E. [1994]: The Probability of Leaving Unemployment: Some New Evidence for Great Britain. PhD dolgozat, European University Institute, Florence.

¹ Az eltérés egyik oka, hogy Boeri nevezőjében szélesebb népességcsoport szerepel. Saját számításainkban azért vettük alapul az alkalmazottak létszámát, mert munkanélküli-járadékra csak azok kerülhetnek, akik a megelőző időszakban meghatározott ideig munkaviszonyban álltak. Az eredmények különbségéhez ezenfelül egy kevésbé nyilvánvaló ok is hozzájárul. Boeri számításai a havonta közölt előzetes beáramlási adatokon alapulnak, melyek nem tartalmazzák azokat a belépéseket, amelyekről késéssel érkezik információ az Országos Munkaügyi Központba. Ez pedig, úgy tűnik, nem kevés: ugyanazt az adatbázist használva egy későbbi időpontban újraszámolva 1992 márciusában 50 százalékkal magasabb beáramlás adódott, mint az előzetes adat. (Részletesebben lásd MICKLEWRIGHT-NAGY [1994b].)

² Megjegyezzük, hogy a három OECD-ország beáramlási rátáit mindkét Magyarországra vonatkozó becsléstől eltérő módon számították: a számlálókban a regisztrált munkanélküliek közé belépők, a nevezőben pedig a munkaképes korú népesség létszáma szerepel. Véleményünk szerint azonban így is levonható a következtetés: a magyar beáramlási ráták nem tekinthetők magasnak.

³ A regisztrált munkanélküliek által munkanélküliként töltött időtartam átlagait a segélyrendszer változásai miatt nem lehet hosszabb időszakra összehasonlítani. A statisztikák ugyanis a segélyen töltött idő átlagát közlik, a segélyjogosultság időtartama viszont az elmúlt években egyre rövidebb lett.

⁴ A cikkben nem a munkanélküli-járadék iránti kérelem időpontját tekintjük a belépés időpontjának, hanem a járadékfizetés megkezdésének időpontját (ezt a rendelkezésünkre álló adatok kényszerítik ránk). Az Országos Munkaügyi Központ egyébként ugyanezt a definíciót alkalmazza a statisztikákban.

⁵ Boeri becslése szerint Magyarországon a munkanélküli járadékból és a pályakezdők munkanélküli-segélyéből kilépőknek kevesebb mint egyharmada helyezkedett el 1992-ben (BOERI [1994a]). A mi adataink ennél lényegesen magasabb elhelyezkedési arányt mutatnak: azok közül, akik segélyezése nem kimerítés miatt szűnt meg, mintegy kétharmad helyezkedett el. Úgy véljük, az eltérés oka az lehet, hogy Boerinél a kimerítők is a kilépők között szerepelnek.

⁶ A becslés képlete:

ahol t_j a j-edik megfigyelt időpont, n_j az adott időponthoz tartozó kockázati csoport létszáma, d_j pedig a t_j hosszúságú időszakkal kilépők létszáma.

⁷ Cenzoráltnak azokat az időszakokat nevezik, amelyeknek nem ismerjük a kezdő- és/vagy végpontját. Az ismeretlen kezdetű időszakok balról, az ismeretlen végpontú időszakok jobbról cenzoráltak.

⁸ A kimerítés cenzorálásként való kezelése a segélyadatokkal dolgozó kutatók természetes választása. Így járt el például jól ismert dolgozatában Meyer is [1990], amikor az amerikai munkanélküliség időtartamát vizsgálta a segélyezés adatai alapján. Meg kell ugyanakkor jegyezni, hogy nála jóval ritkábban fordult elő kimerítés, mint nálunk (201 esetben a vizsgált 3365 közül).

⁹ Egy 10 százalékos mintát használtunk, de ez is több mint 35 ezer munkanélküli-időszak megfigyelését jelentette. E minta segélyeit vizsgáljuk egy másik cikkünkben (Micklewright-Nagy [1994a]).

¹⁰ Beáramlási mintánk első havi mintegy 4 százalékos kilépési rátáját összevethetjük egy nagy-britanniai adattal is: 1978-ban, 7 százalékos munkanélküliségi ráta mellett egy férfiakból álló beáramlási kohorsz hasonló kilépési rátája 26 százalék volt (Narendranathan és szerzőtársai [1989], 22. oldal).

¹¹ Az 540 nap után megfigyelhető csökkenés statisztikailag nem szignifikáns. Ráadásul itt már csak 1991-es járadékot kapók maradnak a mintában, akik mind önként léptek ki állásukból - e csoport alacsonyabb elhelyezkedési valószínűségét eltérő magatartása is okozhatja.

¹² Az Országos Munkaügyi Központ adatai szerint ebben az időszakban nem volt alacsonyabb a segélyt kapók közül kilépők aránya, mint később.

¹³ Előnyugdíjt azok kaphatnak, akiknek legfeljebb három év van hátra az öregségi nyugdíj- korhatárig és legalább hat hónapja segélyezettek. Az előnyugdíj odaítéléséről a munkaügyi központok döntenek. Úgy találtuk, hogy a feltételeknek megfelelő munkanélküliek mintegy 70 százaléka került előnyugdíjra a mintából.

¹⁴ A becslésekben nem használtuk fel azt a kisszámú időszakot, amely 540 napnál hosszabb. Ezeket 540 nap hosszúságú, cenzorált időszakként szerepeltettük (valamennyi az 1991­es segélytípushoz tartozik).

¹⁵ A mintába került önkéntes kilépőkre még az 1991­es segélyrendszer szabályai érvényesek, amely 3 hónapos várakozási időt ír elő. A kötelező végkielégítés rendszerét 1991 végén vezették be, és a járadékot kapók közé 1992 márciusában belépők legfeljebb 3 hónapig várakozhattak a segélyre a végkielégítés miatt. (A végkielégítésben részesülők annyi hónapig nem részesülhetnek munkanélküli járadékban, ahány havi keresetüket végkielégítésként megkapták. A várakozás egyébként sem önkéntes kilépés, sem végkielégítés esetében nem befolyásolja a jogosultság időtartamát.)

¹⁶ A segélykérelmek elbírálásához szükséges idő itt nem játszhat szerepet, mert az ügyintézés elhúzódása esetén a segélyt visszamenőleg is folyósítják, és adataink az ilyen kifizetéseket is tartalmazzák.

¹⁷ A segélyváltókat úgy igyekeztünk kiszűrni, hogy kihagytuk a mintából mindazokat, akik egy korábbi segélyezés kimerítése után egy hónapon belül kerültek ismét segélyre. Itt jegyezzük meg, hogy az esetek egy kis részében, amikor a korábbi segélyezés lezárulása és az új segélykérelem beadása között nem találtunk a munkaközvetítő által regisztrált munkaviszonyt a beáramlás meghatározásakor - pontos információk hiányában - közelítő megoldásokkal kellett élnünk. Abból indultunk ki, hogy segélyezés hosszabb megszakadása esetén (amennyiben nem szüneteltetésről van szó) megnő annak valószínűsége, hogy az érintettek az eltelt idő alatt nem voltak folyamatosan munkanélküliek, és más munkaerő-piaci állapotból (inaktivitás, foglalkoztatottság) kerültek ismét a munkanélküliek közé. Ilyen megfontolásból nem töröltük a mintából a segélyezésből korábban kizártakat sem.

¹⁸ A férfiak esetében minden egyéb kilépési iránynál két hónapos időszakra becsültük a konstanst, a nők modelljeiben az átképzésnél két hónapos, a támogatott foglalkoztatásnál három hónapos, a közhasznú munkánál és a vállalkozói támogatásnál féléves szakaszokat használtunk.

¹⁹ A cikk elején már hivatkozott számításaink szerint 1992 márciusában a nők belépési rátája 0,80 százalék, a férfiaké 1,14 százalék volt (Micklewright-Nagy [1994b]).

²⁰ Ha az életkort négyzetes formában használjuk, csökken a loglikelihood értéke. (Az életkori hatás szakaszos lineáris specifikációja esetén - a cikkben használt életkorváltozóknak megfelelő csoportosítás mellett - lényegében ugyanakkora loglikelihood értéket kapunk, mint a közölt modell esetében.)

²¹ Az összehasonlítást megnehezíti, de nem teszi lehetetlenné, hogy különböznek a minták és a felhasznált kontrollváltozók. Stancanelli mintája 1983-1984­ben regisztrált férfi háztartásfőkből áll, Arulampalam és Stewart 1978-1979­ben, valamint 1987-1988­ban regisztrált férfiak adatait használja. Az 1987-1988­as mintában a kor szerinti különbségek kisebbek annál, mint amit mi találtunk Magyarországon.

²² Bár a beáramlás eltéréseinek hatása erősebbnek tűnik.

²³ Felvethető, hogy mivel a nem közvetlenül az állásvesztés után segélyre kerülők hosszabb ideje munkanélküliek, mint a többiek (feltéve persze, hogy a regisztrált állásvesztés és a segélyigénylés közötti időt végig munkanélküliként töltötték, amiről nincs információnk), az eredmény hosszfüggésre utal. A kilépési esély csökkenését azonban hosszabb távon sem mutatták ki a cikkben bemutatott nem parametrikus és parametrikus vizsgálatok.

²⁴ A megyeváltozók helyett a megyei munkanélküliségi rátákkal becsülve meg a modellt, a loglikelihood értéke jóval alacsonyabb - számottevő olyan megyei hatások is léteznek tehát, amit a munkanélküliségi ráta nem tükröz. Hasonlóképpen sikertelenül próbálkoztunk a bejelentett álláshelyek munkaerő­állományhoz, illetve az üres állások munkanélküli­állományhoz viszonyított arányával.

²⁵ Ha a független változók között a megyei munkanélküliségi ráta és egy Budapest/nem Budapest változó szerepel, ez utóbbi együtthatója a férfiak esetében 25, a nők esetében 45 százalékkal alacsonyabb elhelyezkedési esélyt mutat Budapesten a vidéki területekhez képest.

²⁶ Nem tudjuk, hogy ez mennyire múlik a Foglalkoztatási Alap országos elosztási rendszerén, illetve a megyei szinten megszülető döntéseken. Nem kizárt, hogy a magas munkanélküliséggel rendelkező területeken azért fordítanak (tudatosan) viszonylag kevés pénzt a képzésekre, mert kevés az üresedés, ahova a képzés után beléphetnének a munkanélküliek, e kérdéssel azonban nem foglalkoztunk.

²⁷ Itt egyszerű exponenciális modellt használtunk. A becsült időtartam 1/h.