Page 12 - IDEA Studie 4 2019 Dopady zvysovani minimalni mzdy

Výsledky získané s využitím zaměstnaneckých buněk jsou v čase konzistentní. Nárůst MM měl za následek pokles zaměstnanosti disproporčně více u těch buněk, které byly vystaveny nárůstu MM více pouze v roce 2013. V ostatních studovaných letech (tj. u změn v letech 2015, 2016 a 2017) jsme nenalezli statisticky ani ekonomicky významný dopad nárůstu MM na změnu zaměstnanosti. Jedním z možných vysvětlení je to, že zaměstnavatelé předem reagovali i na další očekávaná navýšení MM již v roce 2013.15 Nárůst MM v roce 2013 (jež činil 6,25 %) měl za následek mírný pokles zaměstnanosti. Elasticita zaměstnanosti vůči MM však v roce 2013 byla pouze -0,066 tj., 10% nárůst MM by měl za následek přibližně 0,66% pokles zaměstnanosti. Ve srovnání s existující literaturou lze námi odhadnutý efekt z roku 2013 zařadit mezi ty nižší. Například Harasztosi a Lindner (2015), kteří zkoumali nárůst MM v Maďarsku v roce 2001, zjistili, že elasticita zaměstnanosti ve vztahu k minimální mzdě se pohybuje okolo -0,035.
Dále jsme se zaměřili na vybraná zaměstnání, u kterých je vysoká šance, že zaměstnanci byli ovlivněni nárůstem MM. Vybrali jsme pouze ty zaměstnanecké buňky, které v každém ze sledovaných let alespoň jednou patřily mezi pět zaměstnání16 s nejvyšším průměrným podílem pracovníků pod úrovní MM efektivní v následujícím roce.17 Výsledky nenaznačují, že by kterýkoliv z nárůstů MM měl vliv na změnu zaměstnanosti v tomto výběru zaměstnaneckých buněk.
Dále jsme zkoumali, zda nenastala situace, kdy se zaměstnavatelé v reakci na navýšení MM rozhodli snížit zaměstnancům počet odpracovaných hodin. Naše výsledky naznačují, že nárůsty MM v letech 2013–2017 zmíněný efekt neměly.
Pro lepší pochopení dalších možných jevů spojených s nárůstem MM jsme zkoumali, zda zaměstnanecké buňky ovlivněné nárůstem MM vykazují jiný vývoj struktury své zaměstnanosti než buňky, které nebyly navýšením MM ovlivněny. Naše výsledky naznačují, že nárůsty MM neměly za následek vyšší fluktuaci zaměstnanců. Výsledky také neukazují na to, že by zaměstnanci s nižším dosaženým vzděláním vystavení nárůstům MM byli zaměstnavateli nahrazováni pracovníky s vyšším dosaženým vzděláním. Zároveň jsme došli k závěru, že nárůsty MM nezapříčinily výraznou změnu v genderovém složení zaměstnaneckých buněk.
Pro kontrolu správnosti výsledků jsme v naší analýze využili také alternativních přístupů pro odhad vlivu nárůstů MM na změnu zaměstnanosti. Za využití tzv. shlukování (bunching) odhadu jsme porovnávali, zda počet nově vytvořených pracovních míst nad úrovní MM koresponduje s počtem zrušených pracovních míst pod úrovní MM. Také jsme propojili zaměstnanecké buňky za celé sledované období a na těchto panelových datech jsme odhadli vliv nárůstů MM na změnu zaměstnanosti. Zmíněné alternativní výsledky jsou však podobné těm, jež jsme získali za využití našeho hlavního přístupu.
Výše popsanou analýzu jsme provedli také na úrovni firem. V této specifikaci jsme nalezli vyšší negativní dopad nárůstu MM na změnu zaměstnanosti v roce 2013. Z metodologických důvodů však upřednostňujeme výsledky získané z analýzy zaměstnaneckých buněk. Je to zejména z toho důvodu, že zaměstnanecké buňky jsou více homogenní, a tudíž pro použitou metodologii z našeho pohledu vhodnější volbou. Zároveň nemohou být tyto odhady zkreslené
15 Dalším možným vysvětlením je, že firmy s vyšším podílem ovlivněných zaměstnanců byly zároveň výrazněji zasaženy negativním poptávkovým šokem po pracovní síle v ekonomice tj., tyto firmy by vykazovaly větší pokles zaměstnanosti i v případě kdy by nedošlo k nárůstu MM. Tomuto vysvětlení ale nenasvědčuje druhý řádek tabulky, který ukazuje specifikaci s tzv. firemními fixními efekty, kdy do změn zaměstnanosti vysvětlených MM nejsou zahrnuty efekty změn zaměstnanosti na úrovni celých firem.
16 Měřeno na úrovni dvoumístné CZ-ISCO klasifikace.
17 Jedná se zejména o povolání spadající pod kódy 5 a 9 CZ-ISCO klasifikace tj., o pomocné a nekvalifikované pracovníky a pracovníky
ve službách a prodeji.
10