Změna minimální mzdy a její vliv na trh práce

Transkript

1 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

2 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.

3 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

4 Abstract Havlíčková, K. The effect of minimum wage change on the labour market. Bachelor thesis. Brno: Mendel University, This thesis evaluates the effect of minimum wage change that occurred on Czech labour market in August 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, 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.

5 Obsah 5 Obsah 1 Úvod a cíl práce 9 2 Minimální mzda a výzkumy v této oblasti Minimální mzda a zaměstnanci restaurací s rychlým občerstvením Minimální mzda a pracující studenti a mladiství Minimální mzda a handicapovaní pracovníci Minimální mzda a celková zaměstnanost v ekonomice Legislativní vymezení minimální mzdy 18 4 Metodika Difference-in-Differences Analýza časových řad Charakteristika zdrojových dat Analýza vlivu změny minimální mzdy Vliv změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti členěnou dle věkových skupin Vliv změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti členěnou dle dosaženého vzdělání Vliv změny minimální mzdy na mzdy zaměstnanců v ubytování, stravování a pohostinství Vliv změny minimální mzdy na počet volných pracovních míst na českém pracovním trhu Diskuze 36 7 Závěr 39 8 Literatura 40

6 Seznam obrázků 6 Seznam obrázků Obrázek 1: Vývoj a analýza průměrné hrubé měsíční mzdy zaměstnanců v ubytování, stravování a pohostinství 31

7 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 let 24 Tabulka 3: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti mladistvých pracovníků ve věku let 25 Tabulka 4: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti mladistvých pracovníků ve věku let (kontrolní skupina pracovníci ve věku let) 26 Tabulka 5: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti mladistvých pracovníků ve věku let (kontrolní skupina pracovníci ve věku 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

8 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

9 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 Minimální mzda a výzkumy v této oblasti 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 Minimální mzda a výzkumy v této oblasti 11 vzroste, a dále je poměrně jednoduché sestavit vzorek těchto restaurací 1. 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 Rogers. McDonald s byl z výzkumu vyloučen na základě dřívější neochoty spolupracovat (Card, Krueger, 1994).

12 Minimální mzda a výzkumy v této oblasti 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 analýz 2 docházejí Card a Krueger (2000) k závěru, že zvýšení minimální mzdy v New Jersey v dubnu roku Původní výzkum Carda a Kruegera (Card, Krueger, 1994), výzkum Neumarka a Waschera (Neumark, Wascher, 2000) a nový výzkum Carda a Kruegera (Card, Krueger, 2000).

13 Minimální mzda a výzkumy v této oblasti 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 ) 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 Minimální mzda a výzkumy v této oblasti 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 ). 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 Minimální mzda a výzkumy v této oblasti 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 Act 3 (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 a jsou omezena na pracovníky ve věku let. Výsledky výzkumu ukazují, že v roce 1993 (rok po začátku účinnosti ADA) došlo k poklesu zaměstnanosti handicapovaných mužů ve věku let. Podobný pokles nastal i u handicapovaných žen ve stejném věku. Naopak u handicapovaných pracovníků ve věku 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 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 Minimální mzda a výzkumy v této oblasti 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 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 Minimální mzda a výzkumy v této oblasti 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 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 Legislativní vymezení minimální mzdy 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 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. Československo 4 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 obdržet 5. 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 Vyhláška stanovuje několik různých hodnot minimální mzdy, a to podle jednotlivých částí uniforem a také zda uniformy šijí pracovníci doma či v textilní dílně.

19 Legislativní vymezení minimální mzdy 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 mzdy 6. 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 ). 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 Kč měsíčně. 6 V únoru 1992 bylo toto nařízení zrušeno.

20 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 t = 1 t = 2 Změna s = 1 y11 y12 (y12 - y11) s = 2 y21 y22 (y22 - y21) Rozdíl (y11 - y21) (y12 - y22) (y12- y22) -(y11- y21)

21 Metodika 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 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: (4), = (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).

22 Metodika 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 ( ). 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 Analýza vlivu změny minimální mzdy 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 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 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 let 7. Míra nezaměstnanosti mladistvých ve věku let nebyla vybrána pouze náhodně. U této skupiny pracovníků, existuje předpoklad, že jejich mzdy budou díky nedostatečné kvalifikaci, nízkému stupni dosaženého vzdělání 8 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, let, let, ). 8 Je zřejmé, že pracovníci ve věku do 24 let, kteří vstoupí na trh práce, mají pravděpodobně pouze základní nebo středoškolské vzdělání.

24 Analýza vlivu změny minimální mzdy 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, 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 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 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 let Míra nezaměstnanosti pracovníků ve věku let (rok 2013) Míra nezaměstnanosti pracovníků ve věku let (rok 2012) 2. čtvrtletí 4. čtvrtletí Změna 39,1 % 45,2 % 45,3 % 47,2 % Rozdíl - 6,2 p. b. - 2,0 p. b. Zdroj: Vlastní zpracování dat z ČSÚ (2014c) + 6,1 p. b. (+ 15,60 %) + 1,9 p. b. (+ 4,19 %) + 4,2 p. b. (+ 11,41 %) Z tabulky 2 vyplývá, že u kontrolní skupiny (2012) byla obecná míra nezaměstnanosti pracovníků ve věku 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 let.

25 Analýza vlivu změny minimální mzdy 25 Tabulka 3: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti mladistvých pracovníků ve věku let Míra nezaměstnanosti pracovníků ve věku let (rok 2013) Míra nezaměstnanosti pracovníků ve věku let (rok 2012) 2. čtvrtletí 4. čtvrtletí Změna 16,0 % 16,9 % 16,7 % 17,1 % Rozdíl - 0,7 p. b. - 0,2 p. b. Zdroj: Vlastní zpracování dat z ČSÚ (2014c) + 0,9 p. b. (+ 5,63 %) + 0,4 p. b. (+ 2,40 %) + 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 let je po zvýšení minimální mzdy nárůst obecné míry nezaměstnanosti mnohem razantnější než u pracovníků ve věku 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 let (následně i let). Kontrolní skupinou je ale v tomto případě obecná míra nezaměstnanosti pracovníků ve věku 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 Výsledky těchto analýz jsou uvedeny v následujících tabulkách, v tabulce 4 pro pracovníky ve věku let a v tabulce 5 pro pracovníky ve věku let.

26 Analýza vlivu změny minimální mzdy 26 Tabulka 4: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti mladistvých pracovníků ve věku let (kontrolní skupina pracovníci ve věku let) Míra nezaměstnanosti pracovníků (15 19 let) Míra nezaměstnanosti pracovníků (35-39 let) 2. čtvrtletí roku čtvrtletí roku ,1 % 45,2 % 6,3 % 6,0 % Rozdíl 32,8 p. b. 39,2 p. b. Zdroj: Vlastní zpracování dat z ČSÚ (2014c) Změna + 6,1 p. b. (+ 15,6 %) - 0,3 p. b. (- 4,76 %) + 6,4 p. b. (+ 20,36 %) Tabulka 5: Výpočet odhadu vlivu změny minimální mzdy na obecnou míru nezaměstnanosti mladistvých pracovníků ve věku let (kontrolní skupina pracovníci ve věku let) Míra nezaměstnanosti pracovníků (20 24 let) Míra nezaměstnanosti pracovníků (35-39 let) 2. čtvrtletí roku čtvrtletí roku ,0 % 16,9 % 6,3 % 6,0 % Rozdíl + 9,7 p. b. + 10,9 p. b. Zdroj: Vlastní zpracování dat z ČSÚ (2014c) 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 let vzrostla mezi druhým a čtvrtým čtvrtletím o 20,36 % více než u pracovníků kontrolní skupiny. U pracovníků ve věku 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 Analýza vlivu změny minimální mzdy 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 Kontrolní skupinou je také obecná míra nezaměstnanosti pracovníků bez vzdělání nebo se základním stupněm vzdělání, ale měřená v roce 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) 2. čtvrtletí 4. čtvrtletí Změna 26,1 % 23,0 % 28,3 % 29,0 % Rozdíl - 2,2 p. b. - 6,0 p. b. Zdroj: Vlastní zpracování dat z ČSÚ (2014c) - 3,1 p. b. (- 11,88 %) + 0,7 p. b. (+ 2,47 %) - 3,8 p. b. (- 14,35 %)