סקר בנק ישראל 74, אלול התשס"ב אוגוסט 61-7 2002, ISSN 0552-2761 הממשלה ושיעורי ההשתתפות בכוח העבודה של האוכלוסייה בגילי מדיניות בשנות התשעים ומדינות OECD ישראל העבודה העיקריים עדי ברנדר, אסנת פלד לוי וניצה (קלינר) קסיר הממצאים עיקרי * שיעורי ההשתתפות בכוח העבודה והתעסוקה בישראל נמוכים במידה ניכרת מאשר במדינות המפותחות. הפער בולט בקרב גברים ונשים בעלי השכלה נמוכה (פחות מעשר שנות לימוד) קבוצה שהתנהגותה צפויה להיות מושפעת ממדיניות הרווחה. הפער בשיעורי ההשתתפות של גברים בין ישראל למדינות המפותחות גדל במהלך שני העשורים האחרונים, לצד גידול ניכר של מספר משקי הבית המקבלים תמיכות. בעבודה זו אנו מתמקדים בפן אחד של בעיית שיעורי ההשתתפות הנמוכים בישראל: השפעת מדיניות הממשלה בתחום הקצבאות והשינויים שחלו בה בשני העשורים האחרונים, על שיעורי ההשתתפות בכוח העבודה ועל התעסוקה של גילאי העבודה העיקריים (54-25), ובמיוחד על אלו של בעלי השכלה נמוכה. אנו מראים כי למדיניות התמיכות הייתה במהלך התקופה השפעה ניכרת על ההחלטה אם לעבוד, השפעה שהלכה והתחזקה במשך השנים. השוואת שכרם הפוטנציאלי של בעלי השכלה נמוכה שאינם עובדים לקצבאות ולהטבות הנלוות אליהן, המותנות באי עבודה או ברמת שכר נמוכה מאוד, מצביעה על אחד ההסברים לשיעור התעסוקה הנמוך שלהם: הכדאיות הכלכלית של יציאה לעבודה היא מוגבלת במקרה הטוב ולעתים אפילו שלילית. אנו מראים כי במהלך העשור האחרון לא חל שינוי ניכר בגובה הקצבה ביחס לשכר הפוטנציאלי, אך גדל מאוד משקלם של מקבלי הגמלה להבטחת הכנסה בקרב הזכאים הפוטנציאליים פרטים שמאפייני משק הבית שלהם מאפשרים קבלת גמלה להבטחת הכנסה אם לא יעבדו ואם יעברו בהצלחה את מבחן ההשמה לעבודה. עליית משקלם של הנתמכים נובעת בעיקר מהעלייה ב"נדיבות" שבמתן הגמלה, דהיינו בקלות של קבלה, המשקפת את הפיכתו של מבחן ההשמה *בנק ישראל, מחלקת המחקר, ת"ד 780, ירושלים. תודה למישל סטרבצ'ינסקי, לקרנית פלוג, לדימיטרי רומנוב ולשאר משתתפי הכנס על הערותיהם המועילות; ולאיתן גלאי, לאיתי פינטו, לאירנה קוטיגר ולדנה קלוש - על העזרה באיסוף הנתונים ובעיבודם.
סקר בנק ישראל 74 8 לעבודה למכשול פחות אפקטיבי. ההשפעה של עלייה זו התבטאה בהתחזקות השפעתה של הזכאות הפוטנציאלית לקבלת גמלת הבטחת הכנסה על ההסתברות לעבוד בקרב גברים בעלי השכלה נמוכה. הממצאים מצביעים על הצורך לעבור ממדיניות המדגישה תמיכה בבלתי מועסקים למדיניות המעודדת תעסוקה, בדומה לנעשה במדינות המפותחות בשנים האחרונות. מבוא.1 שיעורי התעסוקה בישראל ושיעורי ההשתתפות בכוח העבודה בישראל נמוכים במידה ניכרת מאשר במדינות OECD (לוח 1), וגם שיעור האבטלה גבוה מהממוצע בהן. הפער בשיעורי ההשתתפות והתעסוקה בולט בקרב גברים בגילי העבודה העיקריים (54-25) קבוצת הגיל שבה נמצאים רוב ההורים לילדים בישראל. לשיעור תעסוקה נמוך השפעה שלילית על רמת החיים ועל היקף הייצור, והוא מגדיל את ממדי העוני ואי-השוויון. פלוג וקסיר-קלינר (2001) מצאו, כי אי-תעסוקה הוא הגורם המרכזי המשפיע על ההסתברות להיות עני בישראל: ההסתברות של משפחות שבהן אין מפרנסים להימצא מתחת לקו העוני גדולה פי ארבעה מזו של משפחות שבהן ראש משק הבית עובד. שהות ממושכת מחוץ לשוק העבודה עשויה להביא גם לאבדן חלק מכישורי העבודה של הפרטים, ובכך להקשות על חזרתם לתעסוקה בעתיד. מעבר לכך מביא שיעור השתתפות נמוך למעורבות ממשלתית מסיבית (על ידי תשלומי העברה) כטיפול בעוני ובאי-השוויון בהתפלגות ההכנסות. כך למשל, ההוצאה הציבורית על תשלומי דמי אבטלה וגמלאות להבטחת הכנסה הגיעה בשנת 2001 לכ- 1.5 אחוזי תוצר, לעומת 0.7 אחוז תוצר בשנת 1990. חשוב לציין כי הוצאות אלו הן רק חלק מההוצאה הציבורית על טיפול בבעיית אי-השוויון. בעבודה זו אנו מתמקדים בפן אחד של בעיית שיעורי ההשתתפות הנמוכים בישראל: השפעת מדיניות הממשלה בתחום הקצבאות והשינויים שחלו בה בשני העשורים האחרונים על שיעורי ההשתתפות בכוח העבודה ועל התעסוקה. למדיניות התעסוקה והרווחה של הממשלה יכולה להיות השפעה חשובה, אף כי לא בלעדית, על החלטתו של פרט להשתתף בכוח העבודה. החלטה זו היא תוצאה של מירוב התועלת על ידי השוואה בין תוחלת התועלת השולית מהשתתפות בכוח העבודה (המושפעת מהתועלת שיפיק מעבודה צריכה, הנאה מעבודה ועוד, ומהסיכוי למצוא עבודה) לבין התועלת השולית מפנאי. למאפיינים האישיים של הפרט כגון השכלתו, גילו ומצבו המשפחתי תפקיד מרכזי בהחלטה אם להשתתף בכוח העבודה (הן דרך השפעתם על שכרו הפוטנציאלי והן בהיותם אינדיקטורים להעדפותיו ולמצבו הכלכלי). נוסף על המאפיינים האישיים ישפיעו על החלטה זו גם גורמים הקשורים קשר ישיר או עקיף למדיניות הממשלה וביניהם הכנסות שאינן מותנות בעבודה (כגון קצבאות ילדים), הכנסות הנפגעות כשיש לפרט הכנס ה מעבודה (בעיקר קצבאות
9 מדיניות הממשלה ושיעורי ההשתתפות בכוח העבודה לוח 1 ו- 2000 1990 ישראל ומדינות,OECD העבודה ההשתתפות בכוח שיעורי (אחוזים מהאוכלוסייה בקבוצת הגיל ( כל האוכלוסייה גברים נשים המדינה 2000 1990 2000 1990 2000 1990 64-55 54-25 64-55 54-25 64-55 54-25 64-55 54-25 64-55 54-25 64-55 54-25 1 ישראל 37.7 68.5 29.0 58.9 63.9 84.0 72.8 86.7 50.0 76.1 49.2 72.7 38.7 71.0 34.2 65.2 61.7 92.8 63.5 94.2 50.0 81.9 48.5 2 ממוצע 79.5 OECD 31.0 72.2 26.5 63.8 53.0 93.1 56.6 93.7 41.8 82.7 41.0 האיחודהאירופי 78.8 37.0 72.4 33.3 65.9 58.2 92.9 60.6 94.0 47.5 82.7 46.7 OECD באירופה 79.9 36.3 70.7 24.9 66.6 61.5 90.3 63.2 93.1 49.0 80.5 44.1 79.9 אוסטרליה 18.9 76.8 17.0 72.0 44.5 93.6 45.2 92.2 31.4 85.3 30.8 80.0 אוסטריה 15.8 73.2 9.9 60.8 36.3 92.1 35.4 92.2 25.9 82.8 22.2 76.7 בלגיה 41.6 78.6 34.9 75.4 61.0 91.1 64.3 93.1 51.2 84.8 49.3 84.2 קנדה 48.2 84.3 45.8 87.7 64.5 91.5 69.2 94.5 56.9 87.9 57.1 91.2 דנמרק 45.2 85.0 40.8 86.5 48.1 90.8 47.1 92.9 46.6 87.9 43.8 89.7 פינלנד 32.9 78.4 31.1 72.9 41.6 94.1 45.8 95.4 37.2 86.2 38.1 84.1 צרפת 34.1 76.9 26.4 64.1 55.2 95.8 57.7 91.2 44.7 86.5 41.6 78.0 גרמניה 25.5 61.7 24.3 51.5 57.3 94.3 59.5 94.3 40.6 77.6 41.5 72.2 יוון 76.8 88.2 81.1 83.0 94.7 96.1 93.5 97.0 85.7 92.2 87.2 90.1 איסלנד 27.8 65.0 19.9 45.5 64.7 92.0 65.1 91.9 46.3 78.5 42.2 68.7 אירלנד 15.9 57.9 15.0 52.1 42.2 90.4 51.7 94.0 28.6 74.2 32.5 72.8 איטליה 49.7 66.5 47.2 64.2 84.1 97.1 83.3 97.5 66.5 81.9 64.7 80.9 יפן 48.2 57.8 49.6 54.2 70.8 92.0 77.2 94.6 59.2 75.2 62.4 74.6 קוריאה 16.8 64.9 13.8 49.7 38.6 94.2 43.2 95.1 27.6 79.8 28.4 72.8 לוקסמבורג 28.6 45.6 24.4 38.2 80.9 96.3 85.9 96.8 53.5 69.3 54.6 65.9 מכסיקו 26.4 73.0 16.9 57.9 50.8 93.8 45.8 93.4 38.6 83.6 30.9 76.0 הולנד 48.0 73.8 30.7 69.3 72.2 91.3 56.8 93.4 60.0 82.3 43.8 81.2 ניו זילנד 61.6 83.5 53.9 79.2 74.4 91.4 72.8 92.3 68.0 87.6 63.1 85.9 נורבגיה 43.4 77.1 32.3 69.4 65.0 92.7 66.5 94.3 53.5 84.7 48.1 81.5 פורטוגל 22.7 62.4 19.5 46.9 60.3 92.8 62.4 94.3 40.7 77.4 40.0 70.3 ספרד 65.9 85.6 65.8 90.8 72.8 90.6 75.3 94.7 69.4 88.1 70.5 92.8 שבדיה 62.4 78.0 53.4 73.7 79.3 96.7 86.4 97.8 72.0 87.4 72.0 85.9 שוויץ 20.0 27.9 26.6 36.0 53.0 89.4 61.3 94.2 36.1 59.2 44.1 65.1 תורכיה 42.6 76.1 38.7 72.9 63.3 91.9 68.1 94.8 52.8 84.1 53.0 83.9 בריטניה 51.8 76.8 45.2 74.0 67.3 91.6 67.8 93.4 59.2 84.1 55.9 83.5 ארה "ב (1 במטרה לנכות את השפעת גל העלייה שהחל בשנת 1990, הנתון המופיע כאן עבור שנת 1990 הוא זה של שנת 1989. (2 ממוצע אריתמטי של המדינות המופיעות בלוח. ישראל עיבודים מסקרי כוח אדם; מדינות.OECD, Employment Outlook, 2001 - OECD המקור:
סקר בנק ישראל 74 10 הבטחת הכנסה וההטבות הנלוות להן) וכן ההוצאות הכרוכות ביציאה לעבודה (למשל על טיפול בילדים). גורמים אלה צפויים להשפיע בעיקר על היצע העבודה של קבוצות האוכלוסייה שפוטנציאל ההשתכרות שלהן נמוך, כגון בעלי השכלה נמוכה. (ראו להלן.) גם למחזור העסקים ולמבנה המוסדי של שוק העבודה השפעה על ההחלטה להשתתף, שכן הם משפיעים על הביקוש לעבודה ועל השכר הפוטנציאלי שעומד בפני פרט השוקל אם להיכנס לשוק העבודה; בהקשר זה נכללים המיסוי על עבודה, חוק שכר המינימום, חוקי עבודה שונים בנושא פיטורים, שעות עבודה וכדומה וקיומה של מסגרת חוקית המאפשרת העסקת עובדים זרים בעלות נמוכה מזו של העסקת מקומיים. ניתוח החלטות ההשתתפות של הפרטים מחייב התייחסות גם לגורמים אלה. שאלת הקשר בין מדיניות הממשלה לשיעורי התעסוקה אינה ייחודית לישראל. בשנות התשעים התגבשה במדינות המפותחות ההכרה שהמדיניות המקרו-כלכלית אינה מספיקה כדי לטפל בבעיות הקשות שהתעוררו בשוקי העבודה שלהן הירידה הניכרת בשיעורי השתתפותן של קבוצות אוכלוסייה שונות, עליית משקל הגרעין הקשה של הבלתי מועסקים ועלייה ניכרת בתשלומי הרווחה,OECD) 1995). הכרה זו הניעה יותר ויותר מדינות להפעיל מדיניות ממוקדת לעידוד התעסוקה באמצעות שינויים מבניים. המדיניות שגובשה במדינות רבות כללה מעבר ממדיניות שעיקרה תמיכות בבלתי מועסקים (כגון דמי אבטלה ותשלומי רווחה) למדיניות המעודדת השתלבות בתעסוקה (למשל באמצעות הכשרה מקצועית, הפחתת תשלומי המעסיק לביטוח לאומי, ובכמה מדינות אף סבסוד ישיר של השכר למועסקים חדשים). לעומת זאת בישראל התרחבה מערכת התמיכות לאוכלוסייה שאינה עובדת במהלך העשור האחרון, אך לא ננקטה מדיניות לעידוד ההשתלבות בתעסוקה. מטרת עבודה זו היא לאתר את נקודות התורפה של מדיניות התמיכות בישראל, המשפיעות לרעה על שיעורי התעסוקה וההשתתפות של קבוצות שונות באוכלוסייה. אנו מתמקדים בהשפעתה של המדיניות על שיעורי התעסוקה של גילאי העבודה העיקריים (54-25), מפני אופק התעסוקה הארוך-יחסית של השייכים לקבוצה זו, המאפשר תשואה גבוהה-יחסית למדיניות. סיבה נוספת היא שמרבית ההורים לילדים מתחת לגיל 18 שייכים לקבוצת גיל זו, ולכן השפעתן של החלטות התעסוקה רחבה יותר מאשר בקבוצות גיל אחרות. הניתוח מתמקד בקבוצות אוכלוסייה שבהן שיעורי התעסוקה/ההשתתפות נמוכים במיוחד בהשוואה לעבר או בהשוואה למדינות המפותחות, ומשקל מקבלי התמיכות גבוה יחסית. בעבודה שבעה פרקים: לאחר ההקדמה אנו מתארים בפרק השני את התפתחות הקצבאות בישראל בשני העשורים האחרונים. בפרק השלישי אנו מאתרים את הקבוצות שבהן כדאי למקד את המדיניות דהיינו קבוצות שבהן שיעורי ההשתתפות נמוכים גם בהשוואה בין-לאומית, ומשקלם של מקבלי התמיכות, בפועל או בפוטנציה, גבוה יחסית. בפרק הרביעי אנו מנתחים את הגורמים המשפיעים על שכרם
11 מדיניות הממשלה ושיעורי ההשתתפות בכוח העבודה של העובדים המשתייכים לקבוצות אלו ואומדים את שכרם הפוטנציאלי של הלא- מועסקים באותן קבוצות בהשוואה להכנסתם מקצבאות. בפרק החמישי אנו מנתחים את הגורמים המשפיעים על ההחלטה להשתתף בכוח העבודה/לעבוד; בפרק זה מושם דגש בניתוח השפעתם של גורמי המדיניות, ובפרט של הזכאות הפוטנציאלית לקבלת תמיכה. מהניתוח עולה כי למדיניות התמיכות הייתה בעשור האחרון השפעה משמעותית על שיעורי התעסוקה, וכי השפעה זו התחזקה במהלך התקופה. לפיכך מובאת בפרק השישי סקירה של השינויים שאומצו בתוואי מדיניות התעסוקה במדינות OECD בהשוואה למדיניות בישראל, כרקע לעיצוב מדיניות חלופית בישראל. הפרק השביעי מוקדש לסיכום ולהמלצות מדיניות. התמיכות לאוכלוסייה שאינה עובדת בישראל התפתחות.2 בישראל מערכת התמיכות לאוכלוסייה שאינה עובדת רחבה, ונכללים בה (בהתאם לקריטריונים שונים): דמי אבטלה, הבטחת הכנסה, הבטחת הכנסת מינימום לאברכים (קצבאות "תורתו אומנותו") דרך משרד הדתות, קצבאות משרד הביטחון ועוד. מבנה מרבית התמיכות לוקה בהעדר תמריצים חיוביים ליציאה לעבודה: רמת הגמלה להבטחת הכנסה (ושאר הגמלאות להבטחת מינימום של קיום למקבליהן) אינה נמוכה בהרבה משכר המינימום, ובמקרים מסוימים אף עולה עליו. נוסף על התמיכות הישירות, מעניקים גופים ציבוריים למקבלי הקצבאות הללו הטבות נרחבות נוספות, כגון: הנחה בארנונה, סיוע בשכר דירה, הנחות בשכר הלימוד בגני ילדים ומעונות, בתחבורה הציבורית ובמחירי התרופות ועוד (שביב, 1999). אין נתונים מדויקים על שווי ההטבות שמקבלות משפחות אלו בפועל, אך פוטנציאל כל ההטבות הנוספות, יכול להגיע ליותר ממחצית שכר המינימום ולהגדיל את ההכנסה של מקבל הקצבה 1 בעשרות רבות של אחוזים. נוסף על כך לבעלי שכר נמוך שבחרו לצאת לעבוד עלול מבנה הגמלה וההטבות הנלוות אליה להוות תמריץ לעבודה בהיקף מצומצם, או לעבודה לא-מדווחת. זאת משום שרמת התמיכה פוחתת עם עליית ההכנסה מעבודה, כך שה"קנס" על הכנסה מעבודה עלול להגיע ל- 100 אחוזים (גל ודורון, 2000). מלבד זאת, יציאה ממערכת הבטחת ההכנסה שוללת לחלוטין את כל ההטבות (זוסמן ורומנוב, (2001); סקירה שנתית של המוסד לביטוח לאומי לשנת 2000). מבנה תמריצים זה בעייתי במיוחד כשמדובר בפרטים שבן זוגם אינו עובד (הזכאות נקבעת על פי הכנסת משק הבית ולא על פי הכנסת הפרט) ובפרטים מבוגרים או מעוטי השכלה, שעבורם הוויתור על הגמלה להבטחת הכנסה אינו כדאי גם אם מובאים 1 חלק מההטבות, כגון הנחות בשכר לימוד בגני ילדים ובארנונה, ניתן לקבל גם על בסיס הכנסה נמוכה מעבודה, אך מרבית ההטבות מותנות בקבלת גמלה להבטחת הכנסה.
סקר בנק ישראל 74 12 בחשבון שיקולים דינמיים, כלומר גם אם שוקלים את הגידול הצפוי של ההכנסה העתידית בעקבות יציאה לעבודה וצבירת ניסיון מקצועי. בעשרים השנים האחרונות גדלו במידה ניכרת הוצאות הממשלה על מערכת התמיכות לאוכלוסייה שאינה עובדת, או שהכנסתה נמוכה. מספר מקבלי הבטחת הכנסה (ללא הבטחת הכנסה לקשישים ולמוגבלים פיסית) עלה מכעשרת אלפים משקי בית בשנת 1982 (כאחוז אחד ממשקי הבית בגיל העבודה) לכ- 130 אלף בשנת 2000 (כתשעה אחוזים ממשקי הבית בגיל העבודה), הרבה מעבר לנובע משיעור הגידול של האוכלוסייה ומהתמורות במבנה הדמוגרפי (כתוצאה מגידול מספרן של המשפחות 3,2 החד-הוריות ומהעלייה), ומעבר לגידול מספר המובטלים במשק. הגורמים העיקריים שיכולים להסביר את הגידול הם התגברות המודעות של הציבור לאפשרות של קבלת הגמלה, הכשל של המערכות הממשלתיות לשלב מחוסרי תעסוקה בשוק 4 העבודה ולהקפיד על יישום יעיל של מבחן התעסוקה, עלייה בשוויה של הגמלה ביחס לשכר הפוטנציאלי של בעלי השכלה נמוכה (ראו להלן) ושינויי החקיקה, שהגדילו את הגמלה להורה יחיד. שינויים אלו, במקביל לצעדי המדיניות שננקטו במדינות המערב,OECD) 2000) והמודעות הגוברת להשפעתה השלילית של מדיניות המעודדת חוסר תעסוקה מתמשך, היו המניע לבדיקה מחודשת של אמצעי המדיניות בישראל. בשנים האחרונות הועלו מספר הצעות לשינויים במדיניות, שמטרתם עידוד תעסוקה (למשל ב"דוח הוועדה הבין-משרדית לגיבוש רפורמה בשירות התעסוקה" בראשותו של שטסמן מדצמבר 1998). ואולם, מספר מקבלי הבטחת ההכנסה המשיך להתרחב, והצעדים היחידים שננקטו עד כה היו החמרה בקריטריונים של הזכאות לדמי אבטלה וזאת אף על פי שבישראל הקריטריונים הפורמליים מחמירים יחסית למקובל במדינות,OECD והתשלומים נדיבים פחות (דוח בנק ישראל לשנת 1999). באוגוסט 2001 הגישה הוועדה הממשלתית, בראשותו של ד"ר יוסי תמיר, את המלצותיה בדבר ביצוע ניסוי להקמת מרכזי תעסוקה, שיטפלו בהתאמת תכניות הכשרה והשמה אישיות, לצורך שילובם של מקבלי הבטחת ההכנסה בתעסוקה (דוח ועדת תמיר, 2001). לצורך זה גם הוקצו בתקציב 20 2002 מיליוני ש"ח (ועוד 60 מיליוני ש"ח בהרשאה להתחייב) סכום השווה לכרבע אחוז מההוצאה על גמלאות 2 גם משקלם של מקבלי דמי אבטלה בכלל המובטלים, ובפרט בקרב המובטלים פחות מחצי שנה, עלה מאוד במהלך אותה תקופה Sussman),Lavi and 2001). הסיבות לעלייה זו דומות, כנראה, לאלו שהביאו לגידול מספרם של מקבלי הבטחת ההכנסה. 3 על מאפייניהם של מקבלי הבטחת הכנסה ועל השינויים שחלו במספרם ובהרכב הדמוגרפי של הקבוצה ראו: מורגנשטרן, הרון וזיפקין (1997), מורגנשטרן ושמלצר (2000), דורון וגל (2000), זיפקין (1997) ה, מוסד לביטוח לאומי, סקירה שנתית (שנים שונות). 4 כשל זה מתבטא, בין היתר, בגידול משקלם של הפרטים המוגדרים כ"בלתי ניתנים להשמה לצמיתות" אותם מקבלי קצבאות שעל פי הגדרת שירות התעסוקה והמוסד לביטוח לאומי עלולים להיות תלויים בהן לתמיד (גוטליב, 2001).
13 מדיניות הממשלה ושיעורי ההשתתפות בכוח העבודה 5 הבטחת ההכנסה ודמי האבטלה. ואולם, בחוק ההסדרים לשנת 2002 לא נכללו שינויי החקיקה הנדרשים ליישום ההמלצות, ולכן, למרות החשיבות הרבה של המלצות אלה, לא ברור, לעת עתה, אם הן אכן יבוצעו. בין-לאומית עובדת בישראל בפרספקטיבה שאינה האוכלוסייה.3 שיעור התעסוקה בישראל הוא מהנמוכים בין המדינות המפותחות: כמחצית מהפרטים בגיל העבודה בישראל אינם עובדים. עיקר הפער שבין שיעורי התעסוקה בישראל לאלו שבמדינות המפותחות נובע מהפער הניכר בשיעורי ההשתתפות, שנותר בעינו לאורך כל שנות התשעים. שיעור ההשתתפות הממוצע בישראל (54.3% בשנת 2000) נמוך במידה ניכרת מאשר במדינות המפותחות, גם אם מביאים בחשבון את השפעת התעסוקה בכוחות הביטחון. גם שיעור האבטלה, שבישראל הוא גבוה מהממוצע במדינות המפותחות,OECD) 2000), הוא אחד הגורמים לפער הגדול בשיעורי התעסוקה. בישראל, כמו במדינות רבות נוספות, מאפיינת את שיעורי ההשתתפות הטרוגניות רבה: שיעורי ההשתתפות נמוכים במיוחד בקרב הנשים הערביות, בציבור החרדי ובקרב בעלי השכלה נמוכה קבוצות אוכלוסייה המאופיינות במשקל גבוה יחסית של נתמכים. לעומת זאת, שיעור השתתפותם של העולים, שהיה נמוך עם עלייתם ארצה, הלך וגדל במהלך העשור, וכיום הוא גבוה מזה של כלל האוכלוסייה. לצורכי קביעת מדיניות רצוי להתייחס בנפרד לשלוש קבוצות גיל באוכלוסייה: הצעירים (24-15), גילאי העבודה העיקריים (54-25) והמבוגרים (55 ומעלה). בעבודה זו ייסוב הדיון על השפעת המדיניות על שיעורי ההשתתפות והתעסוקה בקרב האוכלוסייה שבגילי העבודה העיקריים האוכלוסייה הרלוונטית ביותר למדיניות התמיכות. לצעדי מדיניות שיתרמו להכנסתם או להחזרתם של בני גילים אלו לשוק העבודה צפויה להיות תשואה גבוהה לאורך זמן הודות לאופק תעסוקה ארוך יחסית ולשיעורים נמוכים יחסית של משרתים בצבא, של לומדים ושל פורשים לגמלאות. יתר על כן, הואיל ומרבית ההורים לילדים מתחת לגיל 18 משתייכים לקבוצת גיל זו, יש להחלטות התעסוקה שלהם השפעה על פרטים נוספים לא רק בטווח הקצר אלא גם בטווח הארוך; כפי שנמצא במדינות,OECD להתבגרות במשק בית שבו אין מבוגרים עובדים יש השפעה שלילית על תעסוקתם העתידית של צעירים,OECD) 1997), כך שלצעדי המדיניות שיתמקדו בקבוצה אשר בה מצויים מרבית ההורים צפויה להיות תשואה גבוהה גם בטווח הארוך. 5 אמנם סכום זה נוסף על הקצבאות ואינו מחליף אותן, אך היקפו מעיד על החשיבות הנמוכה יחסית שהממשלה מייחסת לנושא.
סקר בנק ישראל 74 14 ריכוז הדיון בגילי העבודה העיקריים מאפשר גם את נטרול השפעתם של גורמים ספציפיים המקשים על השוואה למדינות אחרות. בקבוצת הגיל הצעירה (24-15) שיעור ההשתתפות בישראל מושפע במידה ניכרת מהאחוז הגבוה של המשרתים בצבא ושל הלומדים. השירות הצבאי יוצר בעיקר קושי טכני במדידת שיעורי ההשתתפות 6 והשוואתם, ואשר ללומדים לא ברור אם הגדלת שיעור ההשתתפות בקבוצת גיל זו רצויה. בקבוצת הגיל המבוגרת (55 ומעלה), ובפרט לאחר גיל הפנסיה, יורד שיעור ההשתתפות כתוצאה מיציאה לגמלאות, ולפיכך הוא מושפע במידה ניכרת מהסדרי הפנסיה הנהוגים בכל מדינה. נוסף על כך התשואה של צעדי מדיניות המיועדים להחזיר פרטים מבוגרים לתעסוקה צפויה להיות נמוכה יחסית, בשל אופק התעסוקה הקצר. לעומת קבוצות אלו, באוכלוסייה שבגילי העבודה העיקריים מספרם של הלומדים, של המשרתים בצבא ושל הזכאים לפנסיות על סמך עבודתם בעבר הוא קטן יחסית, כך שאומדן שיעור ההשתתפות אינו מושפע במידה משמעותית מגודלו של הצבא, 7 ממספר הלומדים או מההבדלים בהסדרי הפנסיה הנהוגים בין ישראל למדינות אחרות. א. מאפייני האוכלוסייה בגילי העבודה העיקריים שמחוץ לכוח העבודה האוכלוסייה שבגילי העבודה העיקריים (54-25) היוותה בשנת 2000 כ- 53% מתוך האוכלוסייה שבגיל העבודה וכ- 28% מהאוכלוסייה שמחוץ לכוח העבודה. בקרב המובטלים היוו בני 54-25 כ- 63%. שיעור ההשתתפות של גילי העבודה העיקריים בכוח העבודה האזרחי עלה מ- 73% בשנת 1989 ל- 76% בשנת 2000. קצב עלייתו של שיעור ההשתתפות הממוצע בישראל היה דומה לזה שבמדינות המפותחות, כך שהפער הניכר נותר כמעט ללא שינוי (לוח 1). בשנת 2000 היה שיעור ההשתתפות הממוצע של אוכלוסייה זו בישראל נמוך ב- 6 נקודות אחוז מהממוצע במדינות OECD וגבוה רק מאשר בארבע מתוך 26 מדינות OECD הנכללות בהשוואה. (קוריאה, איטליה, מקסיקו ותורכיה; דיאגרמה 1.) בדומה למגמות בארצות המפותחות, משקפת עלייתו של שיעור ההשתתפות הממוצע את המשך המגמה ארוכת הטווח של עלייה ניכרת בשיעור השתתפותן של נשים בעקבות העלייה של רמת ההשכלה בקרבן והשינוי בנורמות החברתיות במקביל 6 פרטים המשרתים בצבא נכללים באוכלוסייה, אך אינם נכללים בכוח העבודה האזרחי. ההתייחסות לפרטים המשרתים בצבא (חובה וקבע) במדינות אחרות שונה ממדינה למדינה. 7 הפער שבין שיעורי ההשתתפות בישראל לאלו שבמדינות OECD אמנם עשוי להיות מושפע מהשירות הצבאי גם בעקיפין (קלינוב, 1993), דרך דחיית גיל התחלת הלימודים באוניברסיטאות וכניסה לכוח העבודה בגיל מבוגר מהממוצע המקובל במדינות,OECD אך השפעה זו קטנה יחסית: בהשוואה למדינות OECD נמצא כי שיעור הלומדים בקרב הגברים הישראלים בני 29-25 גבוה יחסית, כן גם שיעור התעסוקה בקרב הלומדים, כך שהשפעתם של הלומדים ואינם-עובדים על הפער בשיעורי ההשתתפות מצומצמת יחסית. השפעה כזאת קיימת בעיקר בקרב בעלי ההשכלה הגבוהה. (ראו להלן.)
מדיניות הממשלה ושיעורי ההשתתפות בכוח העבודה 15
סקר בנק ישראל 74 16 לירידה בשיעור השתתפותם של הגברים. ירידת שיעור השתתפותם הממוצע של הגברים היא תוצאה של הירידה החדה בשיעורי ההשתתפות הסגוליים ברמות ההשכלה עד 12 שנות לימוד (ועד בכלל), ירידה הבולטת בקרב בעלי פחות מ- 8 שנות לימוד, וכן בקרב חרדים בעלי 15-13 שנות לימוד (לוח 2). שיעור השתתפותם של גברים ישראלים היה ועודנו נמוך במידה ניכרת מאשר במדינות,OECD וירידתו המהירה יחסית הביאה להתרחבות הפער. התרחבות זו בולטת במיוחד אצל בעלי השכלה נמוכה. לעומת זאת בקרב הנשים הצטמצם הפער בין שיעור ההשתתפות של נשים ישראליות לאלו של נשים במדינות.OECD שיעור ההשתתפות באוכלוסייה הלא-יהודית נמוך מזה של היהודים, במיוחד אצל הנשים. במהלך העשור ירד שיעור השתתפותם של הגברים הלא-יהודים בקצב מהיר מזה של היהודים, ואילו עליית שיעור השתתפותן של הנשים הלא-יהודיות הייתה איטית מזו של היהודיות על אף רמתו ההתחלתית הנמוכה מאוד. ממצאים אלו משקפים את מעמדם הפוחת של הלא-יהודים בשוק העבודה, את שכרם הנמוך ואת סיכוייהם הקטנים יותר למצוא עבודה, וגם שינוי איטי יותר בנורמות החברתיות לגבי עבודת נשים (קלינוב ובינשטוק, 1998; קלינוב, 1999; אחדות, לביא וסולה, 2000; גרא וכהן, 2001; פלוג וקסיר (קלינר), 2001). החשיבות שנשים ערביות רבות מייחסות לקרבת מקום התעסוקה למקום המגורים הפכה למגבלה משמעותית יותר עם גידול משקל השירותים בתעסוקה במשק בהשוואה לייצור התעשייתי, ובפרט בענפים עצימי עבודה מעוטת השכלה. משקלם של הגברים שהוגדרו כחרדים בקרב הגברים בגילי העבודה העיקריים שאינם משתתפים בכוח העבודה גבוה בהרבה ממשקלם באוכלוסייה: בשנת 2000 היו כ- 16.6% 8 מהגברים שמחוץ לכוח העבודה חרדים (אף שרק כ- 4.7% מהגברים הוגדרו כאלה). א 8 יתור האוכלוסייה החרדית נעשה באמצעות איתורם של גברים שמקום לימודיהם האחרון היה "ישיבה גדולה". (ראו למשל ברמן, 2000.) כל המתגוררים במשקי בית אשר בהם לפחות גבר אחד שמקום לימודיו האחרון היה ישיבה תורנית, הוגדרו כחרדים. איתור החרדים באופן המתואר להלן אינו חסר בעיות, ובמיוחד הוא מוטה כלפי אותם חרדים שנמצאים מחוץ לכוח העבודה ולומדים כעת בישיבה. אותם גברים חרדים שעברו הכשרה מקצועית ולכן אינם מדווחים כי מקום לימודיהם האחרון היה בישיבה, ישמטו מהאומדן. מהצד האחר ייכללו באומדן זה גם כאלה שאינם מגדירים עצמם כחרדים (למשל בני ישיבות ההסדר ובני משפחותיהם). מבדיקות שערכנו עולה כי משקלם של המוגדרים לעיל כחרדים נמוך במידה משמעותית ממשקלו של הציבור החרדי באוכלוסייה.
שיעור התעסוקה לוח 2 שיעורי ההשתתפות והתעסוקה של האוכלוסייה בגילי העבודה העיקריים (54-25), 1989 ו- 2000 גברים נשים 2000 שיעור התעסוקה שיעור ההשתתפות 1989 2000 1989 שיעור ההשתתפות שיעור התעסוקה שיעור ההשתתפות שיעור התעסוקה שיעור השתתפות סך הכול 63.0 68.5 53.9 58.9 78.1 84.0 81.0 86.7 לימוד שנות 20.1 23.5 25.5 29.1 56.8 66.6 74.9 83.9 8-0 42.9 48.9 42.7 49.3 73.4 82.9 81.4 89.6 10-9 59.4 66.8 58.5 65.0 81.5 87.9 85.8 91.1 12-1 1 77.5 83.1 77.2 82.2 83.1 87.8 83.9 87.9 84.1 88.0 81.6 85.2 87.0 90.6 88.3 91.4-15-13 פ רטים שאינם שייכים ל מ שק בית חרדי +16 - פרטים שאינם שייכים למשק בית חרדי 15-13 שייכים למ"ב חרדי 52.3 54.5 44.6 46.8 42.2 43.3 68.3 69.6 16+ שייכים למ"ב חרדי 72.7 74.5 71.7 73.9 34.8 38.2 32.7 34.4 סך כל ה שייכים למ"ב חרדי 48.0 50.8 44.2 46.2 39.4 43.3 43.4 46.5 61.6 68.4 50.7 58.5 72.4 79.3 72.4 80.5 29-25 61.6 67.3 53.4 58.4 79.0 85.2 80.5 86.7 34-30 63.9 69.3 58.3 62.8 79.3 85.2 83.9 88.8 44-35 63.8 68.5 50.2 53.1 80.4 85.4 85.3 89.4 54-45 המצב המשפחתי נשואים 62.2 67.1 52.0 56.5 81.4 86.6 84.3 89.2 גרושים / אלמנים/ חיים בנפרד 62.5 70.2 58.9 66.2 71.2 80.5 72.2 78.7 רווקים 68.9 76.1 66.1 72.3 66.3 74.7 65.1 74.7 הגיל
2000 לוח 2 (המשך) שיעורי ההשתתפות והתעסוקה של האוכלוסייה בגילי העבודה העיקריים (54-25), 1989 ו- גברים נשים שיעור ההשתתפות 2000 1989 2000 1989 שיעור התעסוקה שיעור ההשתתפות שיעור התעסוקה שיעור ההשתתפות שיעור התעסוקה שיעור ההשתתפות שיעור התעסוקה 14 הילדים עד גיל מספר 68.2 73.9 59.7 64.3 72.6 79.7 72.0 79.0 אין ילדים 68.1 74.0 61.3 66.8 86.9 91.4 89.0 93.2 ילד אחד 2 ילדים 67.5 73.2 58.4 64.3 84.8 89.4 87.3 92.3 3 ילדים 56.6 62.0 47.3 53.1 81.3 86.8 85.7 90.3 4 ילדים ויותר 28.5 31.6 26.3 28.2 69.5 75.8 76.5 83.2 העולים בעלי השכלה גבוהה שעלו בין 1990 ל- 1991 בעלי השכלה גבוהה שעלו לאחר 1992 בעלי השכלה נמוכה בין 1990 ל- 1991 שעלו בעלי השכלה נמוכה שעלו לאחר 1992 המוצא 82.4 88.7 89.1 92.9 70.6 79.7 80.2 88.0 66.6 73.7 80.5 88.6 62.5 70.2 76.4 84.3 י הודים, דור שני של ילידי הארץ 75.6 79.7 67.1 72.1 76.9 81.0 77.6 81.8 א רצות המערב, דור ראשון או שני 75.4 81.1 69.7 74.4 82.7 87.6 85.1 88.3 ארצות המזרח, דור ראשון או שני 66.1 73.0 53.7 60.3 77.7 83.7 79.2 86.0 לא יהודים שאינם עולים 19.4 21.4 13.1 13.9 69.1 78.4 78.7 87.2 המקור: עיבודים מסקרי כוח אדם של הלשכה המרכזית לסטיסטיקה, 1989 ו- 2000.
19 מדיניות הממשלה ושיעורי ההשתתפות בכוח העבודה השיעור הגבוה של אלה שאינם משתתפים בכוח העבודה בקרב הגברים החרדים קשור לרצונם להקדיש חלק ניכר מזמנם ללימוד תורה, אך גם למדיניות הממשלתית, המתנה את קבלת הפטור משירות צבאי בלימוד בישיבה ובאי-עבודה, ובמקביל מספקת הכנסה לאותן משפחות. שיעור התעסוקה הנמוך בקרב הנשים החרדיות מושפע גם מהמספר הגבוה יחסית של ילדים במשק הבית, שמקשה, מחד גיסא, על יציאה לעבודה ומאידך מזכה בקצבה המאפשרת לשני ראשי המשפחה לא לעבוד. (ברמן, 2000; ברמן וקלינוב, 1997; דהן, 1998; מישר ומנסקי, 2000). בעשור האחרון גדל מאוד שיעור משקי הבית החרדיים המקבלים קצבת ילדים הרבה מעבר לגידול בכלל האוכלוסייה (לוח 3). נוסף על כך גדלה הקצבה שהם מקבלים, וזאת מפני השינויים 9 בכללי הזכאות. (ראו להלן.) במקביל לכך הייתה העלייה בשיעור ההשתתפות של נשים ממשפחות חרדיות איטית מהממוצע בקרב נשים אחרות. בראשית שנות התשעים שונו כללי הזכאות לקבלת קצבאות ילדים כך שגם מי שאינו יוצא צבא זכאי לקצבת ילדים מלאה. שינוי זה, שבוצע בהדרגה באמצע שנות התשעים, הביא לעלייה ניכרת בגובה קצבת הילדים והשפיע במידה רבה על משפחות חרדיות וערביות, שקודם לכן לא היו זכאיות לקצבה מלאה. בשתי קבוצות אוכלוסייה אלו מהווה קצבת הילדים חלק משמעותי מההכנסה המשפחתית, ולכן הייתה לעלייה בסכומה השפעה מהותית על התמריץ להשתתף בכוח העבודה. באותה תקופה גם חודש תשלום קצבאות הילדים למשפחות עם ילד אחד או שני ילדים. לוח 3 ו- 2000 1989 מקבלי קצבת ילדים לפי קבוצות גיל, אחוז כלל האוכלוסייה חרדים יהודים לא חרדים ערבים קבוצת הגיל 2000 1989 2000 1989 2000 1989 2000 1989 72.5 54.0 48.1 37.0 74.3 63.1 53.6 40.4 35-21 95.1 89.6 81.4 73.3 98.0 87.9 83.6 74.6 45-36 81.1 71.1 53.0 38.3 88.0 56.6 55.5 40.8 55-46 35.2 30.7 13.6 4.1 49.1 16.4 15.3 5.3 65-56 המקור: עיבודים מסקרי ההכנסות לשנים 1989 ו- 2000. 9 הקצבה למשפחות מרובות ילדים הוגדלה עוד יותר בשנת 2001.
סקר בנק ישראל 74 20 ב. שיעורי ההשתתפות על פי רמת ההשכלה 10 בחינת שיעורי ההשתתפות על פי רמת ההשכלה (בקרב גילאי ( 64-25 מצביעה על פער בולט בין ישראל למדינות,OECD בעיקר בקרב גברים ונשים בעלי השכלה נמוכה ובקרב גברים בעלי השכלה גבוהה (לוח 4). בקרב גברים ונשים בעלי השכלה תיכונית ונשים בעלות השכלה גבוהה הפער בשיעורי ההשתתפות בין ישראל למדינות OECD אינו גדול (דיאגרמות 2 ו- 3 ). בקרב הגברים בעלי ההשכלה הגבוהה שיעור ההשתתפות בישראל נמוך יותר מאשר בכל המדינות הנכללות בהשוואה (דיאגרמה 2 ג'); פער זה משקף בעיקר את שיעור השתתפותם הנמוך של בעלי השכלה תורנית, בעוד ששיעורי השתתפותם של בעלי השכלה על תיכונית אחרת קרובים יחסית לממוצע במדינות.OECD הפער הנותר מוסבר ברובו בשיעורי ההשתתפות הנמוכים של בעלי השכלה 11 גבוהה בגילים 29-25 שעדיין לומדים, משום שהתחילו ללמוד באיחור יחסי, בשל שירותם הצבאי. הפער שבין שיעורי ההשתתפות של בעלי השכלה נמוכה (גברים ונשים) בישראל לאלו שבמדינות OECD הוא הגדול ביותר וגם המשמעותי ביותר למדיניות התמיכות, שכן בעלי השכלה נמוכה הם אלו הצפויים להיות המושפעים ביותר ממדיניות זו (כפי שנראה גם בהמשך) ומהצעדים השונים שננקטו במסגרתה במדינות OECD ובישראל. בארבע מדינות בלבד (בריטניה, פינלנד, אוסטריה ובלגיה) שיעור ההשתתפות של גברים בעלי השכלה נמוכה דומה לשיעור השתתפותם בישראל (דיאגרמה 2 א'). בקרב הנשים בעלות ההשכלה הנמוכה הפער גדול אף יותר מאשר בקרב הגברים, ונותר 12 משמעותי גם כשבוחנים את הנשים היהודיות בלבד. שיעורי השתתפותן של נשים ישראליות מעוטות השכלה נמוכים יותר מאשר בכל מדינות OECD פרט לתורכיה (דיאגרמה 3 א'). 10 ההשוואה היא לגילים אלו, בהעדר נתונים על שיעורי ההשתתפות של גילאי 54-25 ברמות השכלה שונות במדינות. OECD 11 בעלי השכלה גבוהה בגילים 29-25 שעדיין לומדים מהווים כ- 6.5% מבעלי ההשכלה הגבוהה בגילים 64-25, ושיעור השתתפותם בכוח העבודה הוא כ- 40%, לעומת כ- 84% בקבוצת הגיל כולה. 12 השוואה זו מטה כלפי מעלה את שיעור ההשתתפות בישראל, שכן לגבי מדינות האחרות איננו מנכים מחוסר נתונים קבוצות ייחודיות ששיעורי השתתפותן נמוכים.
21 מדיניות הממשלה ושיעורי ההשתתפות בכוח העבודה המדינה לוח 4 1 :64 64-25 בקרב גילאי ומין בכוח העבודה על פי השכלה ההשתתפות שיעורי 1999,OECD ומדינות ו- 2000 1999 ישראל, פחות מהשכלה תיכונית גברים השכלה השכלה על- תיכונית תיכונית פחות מהשכלה תיכונית נשים השכלה תיכונית השכלה על-תיכונית 83.1 68.0 30.1 84.7 84.9 69.2 ישראל 2000 83.6 72.4 44.7 88.6 86.1 69.5 ישראל מנוכה 2 2000 82.6 67.5 29.9 84.1 84.9 71.6 ישראל 2 ישראל מנוכה 83.1 71.5 44.0 88.2 86.2 71.7 3 ממוצע 81.5 69.4 51.9 92.6 89.6 80.1 OECD 78.2 66.2 54.0 92.0 88.6 79.4 אוסטרליה 83.0 68.4 48.0 92.4 86.0 71.2 אוסטריה 84.3 70.5 42.1 92.0 88.0 71.2 בלגיה 81.8 72.9 47.7 90.9 88.0 73.7 קנדה 88.4 79.9 60.0 92.9 87.7 74.5 דנמרק 87.3 78.1 64.0 90.9 85.9 70.5 פינלנד 83.5 76.1 57.7 91.2 88.5 77.2 צרפת 82.5 70.0 47.0 90.2 83.6 75.6 גרמניה 83.2 56.9 41.1 90.8 89.4 81.6 יוון 92.5 84.3 83.8 98.9 96.2 95.6 איסלנד 80.6 62.7 37.6 94.1 91.9 80.7 אירלנד 81.3 66.1 32.6 91.8 85.7 75.2 איטליה 64.4 61.6 56.3 97.5 95.7 88.2 יפן 54.7 49.7 61.0 91.9 89.9 85.8 קוריאה 71.4 53.2 37.8 94.7 96.4 94.4 מכסיקו 84.3 71.8 44.9 92.1 87.9 78.3 הולנד 78.8 75.5 53.9 91.1 91.4 78.9 ניו זילנד 89.7 81.0 59.4 93.6 90.5 80.9 נורבגיה 90.9 82.4 69.0 95.9 90.5 89.0 פורטוגל 82.7 68.4 39.5 91.4 91.2 82.2 ספרד 88.1 83.7 66.5 90.0 88.0 79.6 שבדיה 83.1 74.2 63.0 96.4 93.7 90.9 שוויץ 72.8 33.6 28.0 88.8 90.4 87.0 תורכיה 87.4 76.0 51.8 92.4 88.2 66.9 בריטניה 81.4 72.3 50.5 91.4 86.7 74.3 ארה "ב פחות מהשכלה תיכונית - 10-0 שנות לימוד; השכלה תיכונית - 14-12; השכלה על-תיכונית - לפחות 15 שנות (1 לימוד. (2 למעט גברים במשקי בית חרדיים ונשים ערביות. (3 ממוצע אריתמטי של המדינות המופיעות בלוח.
22 סקר בנק ישראל 74
מדיניות הממשלה ושיעורי ההשתתפות בכוח העבודה 23
סקר בנק ישראל 74 24 משקלם של בעלי השכלה נמוכה (פחות מעשר שנות לימוד) באוכלוסייה בישראל ירד במהלך העשור האחרון, אך במקביל ירד במידה ניכרת גם שיעור השתתפותם בכוח העבודה, כך שמשקלם באוכלוסייה שמחוץ לכוח העבודה (כארבעים אחוזים) נותר גבוה משמעותית ממשקלם באוכלוסייה (כעשרים אחוזים). הסבר אפשרי לשיעור ההשתתפות הנמוך של קבוצה זו בישראל הוא שכישוריהם של בעלי ההשכלה הנמוכה 13 בישראל נמוכים מכישוריהם של אלה במדינות המפותחות, אך הממצאים אינם תומכים באפשרות זו: חלקם של גברים ישראלים מעוטי השכלה בכלל האוכלוסייה דומה למשקלם במדינות OECD שעבורן יש נתונים על משתנה זה (לוח 5) ותוואי הירידה בחלקה של קבוצה זו בקרב הגילאים הצעירים בישראל (בהשוואה לגילאים מבוגרים 14 יותר) דומה מאוד לתוואי הממוצע במדינות. OECD כלומר, אין ראיות לכך שקבוצה זו בישראל שונה באופן משמעותי מאלו שבמדינות המפותחות ולכן לא ניתן להסביר את הפער בשיעור ההשתתפות שלהם בכישורים נמוכים במיוחד של מעוטי ההשכלה בישראל. גורם נוסף המוזכר במדינות רבות כמשפיע על שילוב אוכלוסיות חלשות בשוק העבודה ועל שיעורי התעסוקה, בפרט של נשים באוכלוסיות אלו, הוא זמינותן של משרות חלקיות, שכן משרות כאלה מאפשרות למשתייכים לאוכלוסיות האמורות להישאר מועסקות גם בתקופות שבהן אין ביכולתן להשתלב במשרות מלאות. בפועל אכן נמצא הן בישראל והן במדינות OECD כי מרבית המועסקים במשרות חלקיות הם בעלי השכלה נמוכה. כיוון שמשקל העובדים במשרות חלקיות בישראל דומה למדי 15 למשקלם במדינות (OECD, Employment Outlook, 2001) OECD, נראה כי גם משקל המשרות החלקיות אינו גורם מרכזי בהסבר שיעור ההשתתפות הנמוך-יחסית 16 של בעלי השכלה נמוכה בישראל בהשוואה למדינות המפותחות. 13 הקשר הצפוי בין גודלה היחסי של קבוצת בעלי ההשכלה הנמוכה במשק כלשהו לבין מצבה היחסי בשוק העבודה אינו ברור. מחד גיסא, משקל נמוך של בעלי השכלה נמוכה עשוי להעלות את שכרם היחסי, בפרט במגזר הלא-סחיר, ולהגדיל את שיעורי ההשתתפות. מאידך, היקף קטן יחסית של בעלי ההשכלה הנמוכה במשק עשוי ללמד שבהשוואה למשקים אחרים היכולת והכישורים הבלתי נצפים (unobservable) של המשתייכים לקבוצה זו נמוכים מאלה של מקביליהם במשקים אחרים. הטיעון השני עשוי להסביר מדוע בעלי השכלה נמוכה במשקים שבהם מספרם קטן יחסית יתאפיינו בשכר נמוך יחסית ובשיעורי תעסוקה נמוכים. 14 אף כי בין המדינות השונות רבה, ובחלק מהן (דנמרק, גרמניה, שוויץ וארה"ב) משקלם של בעלי ההשכלה הנמוכה קטן מאוד גם בקבוצות הגיל המבוגרות. 15 אחוז הגברים שעבדו במשרה חלקית בישראל בשנת 1999 היה כתשעה אחוזים, לעומת כשמונה אחוזים במדינות.OECD בקרב הנשים עבדו בישראל 28% במשרה חלקית, לעומת 29% בממוצע במדינות.OECD 16 זוסמן ורומנוב (2001) אמנם טוענים שקיימת מגבלה אפקטיבית של מספר המשרות החלקיות בישראל, אך ממצאיהם אינם מעידים שמגבלה זו בישראל משמעותית יותר מאשר במדינות המפותחות.
25 מדיניות הממשלה ושיעורי ההשתתפות בכוח העבודה 5 לוח ומדינות,OECD 1999 ישראל שונים בגילים גברים ההשכלה של רמת (כאחוז מהאוכלוסייה בכל קבוצת גיל) 1 תיכונית מהשכלה פחות על-תיכונית השכלה 64-55 54-45 44-35 34-25 64-25 64-55 54-45 44-35 34-25 64-25 31 34 34 32 33 35 26 21 16 23 2000 ישראל 31 36 33 32 33 38 27 23 17 24 1999 שראל י 18 24 26 27 25 46 36 31 25 2 OECD ממוצע 33 19 26 27 29 26 41 34 29 21 30 חציון 19 28 27 26 26 46 36 34 30 אוסטרליה 35 9 12 13 12 12 30 23 16 13 19 אוסטריה 18 24 27 30 25 60 48 41 30 43 בלגיה 28 37 38 42 37 36 22 18 14 21 קנדה 21 28 25 28 26 25 16 20 12 17 דנמרק 22 28 30 30 28 54 34 21 16 30 פינלנד 14 18 21 29 21 52 39 33 24 35 צרפת 28 32 30 23 28 17 13 13 13 14 גרמניה 12 20 24 22 20 70 53 41 31 48 יוון 14 20 25 25 22 41 36 34 36 37 איסלנד 14 19 24 30 23 70 61 48 37 52 אירלנד 7 11 12 9 10 75 59 50 47 56 איטליה 19 30 44 44 35 37 22 39 9 19 יפן 15 19 32 39 29 57 40 20 7 25 קוריאה 5 25 21 22 22 45 38 36 38 לוקסמבורג 39 23 25 28 25 25 הולנד 20 26 26 24 24 35 25 22 21 25 ניו זילנד נורבגיה 22 26 27 29 27 28 21 11 7 15 6 4 5 9 8 89 88 83 73 80 פורטוגל 12 19 24 31 22 82 71 58 49 63 ספרד 21 28 29 29 27 40 29 21 13 25 שבדיה 29 34 34 36 34 18 15 14 8 13 שוויץ 20 26 28 29 26 39 30 29 30 31 בריטניה 32 41 36 36 37 19 12 13 13 14 ארה "ב (1 ההגדרה בישראל (השכלה פחות מתיכונית - 11-0 שנות לימוד והשכלה על תיכונית - 15 שנות לימוד לפחות) אינה זהה להגדרה במדינות,OECD ולכן לא ניתן להשוות באופן ישיר את אחוז בעלי ההשכלה העל תיכונית בישראל לזה שבמדינות OECD ויש להתייחס רק לפער בין קבוצות הגיל השונות. (2 ממוצע אריתמטי של המדינות המופיעות בלוח.
סקר בנק ישראל 74 26 המשך) (המשך 5 לוח ומדינות,OECD 1999 ישראל שונים בגילים נשים ההשכלה של רמת (כאחוז מהאוכלוסייה בכל קבוצת גיל ( 1 תיכונית מהשכלה פחות על-תיכונית השכלה 64-55 54-45 44-35 34-25 64-25 64-55 54-45 44-35 34-25 64-25 26 33 34 36 33 41 27 22 14 24 2000 ישראל 25 32 34 34 32 43 28 22 14 24 1999 ישראל 12 19 25 30 23 59 44 33 24 38 2 OECD ממוצע 11 19 25 30 23 61 48 36 21 41 חציון 15 27 31 32 27 67 54 48 39 50 אוסטרליה 4 8 12 13 10 52 39 28 21 33 אוסטריה 12 21 29 38 26 68 52 38 24 44 בלגיה 27 39 42 52 41 40 22 15 11 20 קנדה 17 26 33 29 27 42 26 21 13 24 דנמרק 19 30 41 45 34 54 33 16 13 27 פינלנד 11 17 22 33 22 64 48 37 23 41 צרפת 11 18 21 20 17 37 24 18 16 24 גרמניה 5 11 18 28 16 81 62 43 27 52 יוון 9 19 26 30 23 74 58 48 35 51 איסלנד 9 14 20 29 20 68 58 40 29 46 אירלנד 4 9 11 11 9 83 67 50 42 59 איטליה 10 20 39 46 29 43 21 7 5 19 יפן 2 6 16 31 17 87 68 36 8 42 קוריאה 7 5 14 20 15 72 54 43 40 49 לוקסמבורג 11 17 22 25 20 הולנד 26 32 31 28 30 45 32 23 20 28 ניו זילנד נורבגיה 15 24 30 36 28 36 21 11 5 16 8 9 11 15 11 97 85 77 66 77 פורטוגל 5 12 22 36 20 91 79 60 42 66 ספרד 22 31 33 34 30 38 23 16 12 22 שבדיה 7 12 17 16 14 38 26 19 14 23 שוויץ 16 22 25 28 24 61 50 44 40 47 בריטניה 24 36 37 39 35 19 12 11 11 13 ארה "ב (1 ההגדרה בישראל (השכלה פחות מתיכונית - 11-0 שנות לימוד והשכלה על תיכונית - 15 שנות לימוד לפחות) אינה זהה להגדרה במדינות,OECD ולכן לא ניתן להשוות באופן ישיר את אחוז בעלי ההשכלה העל תיכונית בישראל לזה שבמדינות OECD ויש להתייחס רק לפער בין קבוצות הגיל השונות. (2 ממוצע אריתמטי של המדינות המופיעות בלוח. המקור: ישראל עיבודים מסקרי כוח אדם; מדינות.OECD, Education at a glance 2000 OECD
27 מדיניות הממשלה ושיעורי ההשתתפות בכוח העבודה שכרם הפוטנציאלי של בעלי השכלה נמוכה שאינם עובדים אמידת.4 השפעת הקצבאות על ההסתברות לעבוד תלויה בשני רכיבים גובה הקצבה ביחס לשכר הפוטנציאלי וההסתברות לקבלת הקצבה אם הפרט בוחר שלא לעבוד. כדי לבחון את גודל התמריץ שלא לעבוד הנובע מהאפשרות לקבל תמיכה ממשלתית חישבנו את השכר הפוטנציאלי לשעת עבודה של בעלי השכלה נמוכה שאינם מועסקים בהשוואה לגובה הגמלה להבטחת ההכנסה. שכרו הפוטנציאלי של אדם שאינו מועסק חושב בהתאם למאפייניו האישיים על פי מקדמי פונקציית שכר שנאמדה עבור העובדים. כדי להביא בחשבון את שחיקת ההון האנושי שפרטים שאינם מועסקים צברו בעבודתם בעבר, הפחתנו מהשכר הצפוי את השפעת הגיל (המבטא עבור פרטים מועסקים את השפעת הוותק). סביר שלגבי רבים מהלא- מועסקים אומדן זה הוא אומדן יתר להכנסה הצפויה מעבודה, שכן בגלל מאפיינים לא נצפים שלהם קרוב לוודאי ששכרם בפועל יהיה נמוך משכרו של פרט מועסק. עם זאת ייתכן שחלק מהפרטים הלא-מועסקים עבדו בעבר, ולכן לגביהם קיזוז מלא של השפעת הגיל עלול להיות קיזוז-יתר. מכל מקום, עם התארכות תקופת אי-התעסוקה גדלה השחיקה של ערך הניסיון שנצבר, ולפיכך ייתכן שאומדן השכר כפי שחישבנו 17 אותו אינו מוטה כלפי מטה במידה מהותית. המאפיינים העיקריים שנכללו באומדן פונקציית השכר היו הגיל והגיל בריבוע (כאומדן לוותק), מספר שנות הלימוד, המצב המשפחתי, המוצא האתני או העדתי, היותו של הפרט עולה חדש (עלה לאחר 1992) או עולה ותיק (עלה בין השנים 1989 ו- 1991 ), השתייכות למגזר החרדי וסוג היישוב שבו מתגורר הפרט. כיוון שמטרת האמידה הייתה להשתמש בפונקציית השכר לצורך אמידת שכרם הפוטנציאלי של הפרטים שאינם עובדים, הושמטו מהאמידה כל אותם משתנים שנמצאו לא-מובהקים (משתנים שונים בכל שנה). פונקציית השכר נאמדה בנפרד עבור נשים וגברים בעלי השכלה נמוכה (10-0 שנות לימוד), שהם אוכלוסיית היעד העיקרית של מדיניות התמיכות ושל צעדי המדיניות שמטרתם לעודד השתתפות ותעסוקה. מהאמידה עולה, שהשכר הפוטנציאלי של רבים מהלא-מועסקים, בפרט ההורים שביניהם, קרוב למדי לגובה הגמלה שהם עשויים לקבל כלא-מועסקים גם אם יעבדו במשרה מלאה (לוח 6). אם נוסיף על כך את שווי ההטבות הנלוות אל הגמלה שעשויות להגיע לעשרות אחוזים משוויה יתקבל שתוספת ההכנסה מתעסוקה היא קטנה, ולעתים שלילית. עם זאת, כשמדובר במקבלי גמלאות צעירים, ייתכן כי צבירת ותק משפרת את פוטנציאל שכרם העתידי, ולכן מגדילה את כדאיות התעסוקה לעומת קבלת גמלה; כך למשל עובד בן 54-50 השתכר במרבית השנים כ- 33 אחוזים יותר 17 יתר על כן, לאחר שנתיים של קבלת גמלה להבטחת הכנסה זכאי פרט לקבל גמלה מוגדלת. מכאן שעם התארכות תקופת אי-התעסוקה גדלה הגמלה הפוטנציאלית, במקביל לירידת תוחלת השכר הצפוי, כך שכדאיות החזרה לעבודה הולכת ומצטמצמת.
ב 4 סקר בנק ישראל 74 28 מעובד בן 29-25 בעל מאפיינים דומים. ואולם, גם כשכוללים גידול עתידי זה בשכרם, יהיה עליהם לעבוד מספר רב של שעות בחודש כדי להגיע לרמת שכר הגבוהה מהגמלה וההטבות הנלוות אליה. מהתבוננות בהתפתחות השכר הפוטנציאלי של הלא-מועסקים בעשור האחרון ניתן ללמוד כי עבור מרביתם לא חל שינוי ניכר במספר שעות העבודה הדרושות כדי להשתכר סכום השווה לגמלה; משמע שהכדאיות היחסית של קבלת הגמלה (יחסית לשכר הפוטנציאלי) לא השתנתה משמעותית 18 (דיאגרמות 4 א' ו- '). מהשוואת השכר היחסי (ביחס לבעלי השכלה תיכונית) של העובדים מעוטי ההשכלה בישראל לזה של העובדים ברמת השכלה דומה במדינות OECD עולה 6 לוח 2000 לימוד או פחותתת,,,,ת שנות 10 בעל גבר עבודה שלללל לשעת הממוצע הצפוי השכר השכר הממוצע שיעורי הגמלה מהשכר מספר שעות העבודה בחודש להשגת 1 שכר השווה לגמלה לשעה הממוצע מוגדלת רגילה מוגדלת רגילה 2000 יהודי 79 63 0.25 0.20 20.2 רווק נשוי 107 86 0.38 0.30 22.2 ללא ילדים 127 105 0.44 0.36 21.8 עם ילד אחד 132 112 0.50 0.42 23.7 עם שני ילדים או יותר נשוי לא יהודי, 136 112 0.44 0.36 20.3 עם ילד אחד 157 134 0.50 0.42 20.0 עם שני ילדים או יותר (1 לא כולל את ההטבות הנלוות לגמלה, שעשויות להגדיל את שוויה בעשרות אחוזים המקור: עיבודים מסקרי הכנסות של הלשכה המרכזית לסטטיסטיקה. 18 ממצא זה אינו עומד בסתירה לממצאי מחקרים אחרים (למשל גוטליב, 2001), שהראו כי השכר הממוצע של בעלי השכלה נמוכה נשחק משמעותית יחסית לגובה הגמלה להבטחת הכנסה. זאת משום שבמשך העשור חל שינוי ניכר בהרכב הלא-מועסקים: גדל משקלן של קבוצות שעבורן כדאיותה היחסית של קבלת הגמלה היא גבוהה.
מדיניות הממשלה ושיעורי ההשתתפות בכוח העבודה 29
סקר בנק ישראל 74 30 שהשכר היחסי בישראל נמוך יותר תוצאה שאינה מתיישבת עם היצע נמוך יותר בהשפעת מערכת הקצבאות. ואולם, כפי שמצאו פלוג, קסיר (קלינר) וריבון (2000), הצטמצם בעשור האחרון גם הביקוש היחסי לעובדים מעוטי השכלה (גברים ונשים) בישראל, תהליך שהתבטא הן בירידת שכרם היחסי והן בירידת סיכוייהם למצוא עבודה. יתר על כן, באותה תקופה הייתה גם עלייה ניכרת במספרם של העובדים הזרים בעיסוקים אלה, ומשקלם בכלל העובדים במגזר העסקי הפך לאחד מהגבוהים ביותר 19 במדינות המערב. נוסף על כך התחרו על התפקידים שאינם דורשים השכלה גם עולים בעלי השכלה גבוהה שלא מצאו עבודה בעיסוקים התואמים את רמת השכלתם הפורמלית, בשל קשיי המעבר לישראל. מגמה זו הקטינה עוד יותר את שכרם הפוטנציאלי של הישראלים (ותיקים ועולים) מעוטי ההשכלה בהשוואה לקבוצות עובדים אחרות. התפתחויות אלה בביקוש עשויות להסביר את שכרם היחסי הנמוך של העובדים מעוטי ההשכלה בישראל לעומת פערי השכר המקובלים במדינות OECD 20 (לוח 7) למרות השפעת הקצבאות על ההיצע. במקביל לשכר היחסי הנמוך של בעלי ההשכלה הנמוכה בישראל, בעלי השכלה גבוהה נהנים דווקא מפרמיית שכר גבוהה להשכלתם (ביחס לבעלי השכלה תיכונית), בהשוואה למקובל במדינות, OECD הן בקרב הגברים והן בקרב הנשים. ממצא זה אינו מתיישב לכאורה עם שיעור ההשתתפות הנמוך יחסית של גברים בעלי השכלה גבוהה בישראל, ומדגיש את השפעתה של מערכת ההעדפות הייחודית של האוכלוסייה הרוכשת השכלה תורנית על ההשתתפות והתעסוקה. 19 גם בהנחה שכל העובדים הלא-ישראלים הם בעלי השכלה נמוכה, פחת בעשור האחרון משקלם של בעלי השכלה נמוכה הישראלים ולא-ישראלים בסך התעסוקה; משמע שמשקל העובדים בעלי השכלה נמוכה פחת במקביל לירידת שכרם היחסי. 20 ההשוואה הנכללת בלוח זה היא אינדיקטיבית בלבד, בשל השוני בחלקיות המשרה בין המדינות השונות. (ההשוואה היא של השכר לעובד בלי תיקון בגין חלקיות המשרה.) עם זאת, כאמור לעיל, היקף התעסוקה במשרות חלקיות בישראל דומה למקובל במדינות האחרות, ופערי השכר, בפרט בקרב הנשים, גדולים למדי.
7 לוח ורמת השכלה: מין היחסי על פי גיל, השכר ומדינות OECD ישראל ) אחוזים משכרם של בעלי השכלה תיכונית, 12 שנות לימוד ( גברים נשים כל האוכלוסייה פחות מהשכלה תיכונית השכלה על תיכונית 1 1 פח ות מהשכלה תיכונית השכלה על תיכונית פחות מהשכלה תיכונית השכלה על תיכונית 44-30 64-25 44-30 64-25 44-30 64-25 44-30 64-25 44-30 64-25 44-30 64-25 160 151 59 57 169 159 42 41 157 151 66 65 ישראל 137 142 76 78 145 142 74 75 140 143 77 79 ממוצע OECD י אוסטרלי ה 120 124 75 79 138 137 84 85 131 136 83 87 קנדה 66 128 79 83 138 137 69 76 128 130 81 84 120 124 85 86 121 124 90 89 129 132 85 87 דנמרק 139 148 95 97 139 143 98 100 149 159 91 94 פינלנד 155 150 84 84 152 145 81 79 163 159 86 88 צרפת 123 130 62 78 134 128 68 85 116 126 63 77 גרמניה 140 146 75 75 151 156 55 57 123 131 72 72 אירלנד 126 127 57 58 114 115 56 61 142 138 55 54 איטליה 134 135 80 78 164 141 75 69 129 132 90 88 קוריאה 135 141 83 83 148 143 71 71 130 139 85 86 הולנד 136 136 74 76 130 129 73 74 135 137 74 76 ניו זילנד נור בגיה 132 132 90 84 138 136 88 84 134 133 89 85 186 177 58 62 186 171 59 62 183 178 57 61 פורטוגל 141 151 77 80 148 143 66 68 139 154 76 75 ספרד 129 130 89 89 121 125 87 89 138 136 87 87 שבדיה 151 153 76 75 151 145 80 73 133 135 77 81 שוויץ 158 157 65 65 173 173 63 68 151 149 73 73 בריטניה ארה "ב 171 173 66 67 170 163 65 63 173 176 63 65 (1 בעלי 10 שנות לימוד ומטה. (2 ממוצע אריתמטי של המדינות המופיעות בלוח..OECD, Education at a glance, 2001 OECD י -- 1 2 המדינה המקור: ישראל עיבודים מסקרי כוח אדם; מדינות
סקר בנק ישראל 74 32 בעוד שגובה הקצבאות ביחס לשכר הפוטנציאלי של מרבית בעלי ההשכלה הנמוכה לא גדל בעשור האחרון ואצל האחרים הגידול היה מתון גדלה במידה ניכרת ההסתברות לקבלת הגמלה להבטחת ההכנסה לאלו שהחליטו לא לעבוד; גידול העשוי לתרום להחלטה שלא לעבוד. כך, לדוגמה, היחס בין מספר הזוגות הנשואים שקיבלו את הגמלה למספר הגברים הנשואים שמאפייניהם האישיים תואמים את 21 הקריטריונים הפורמליים לקבלת הבטחת ההכנסה (למעט מבחן התעסוקה, שהוא שיפוטי) ואשר לא עבדו, גדל מכ- 27% בשנת 1988 ל- 59% בשנת 2000. השיעור המקביל בקרב המשפחות החד-הוריות גדל באותה תקופה מ- 37% ל- 65% (דיאגרמה 5). מגמות אלה בהסתברות לקבלת הגמלה הגדילו בשיעור ניכר את תוחלת סכום הגמלה (מכפלת ההסתברות שאדם שאינו עובד יקבל את הגמלה בגובה הגמלה) שפרט בעל מאפיינים מתאימים המחליט לא לעבוד יכול לצפות לה. להימצא מחוץ הסיכויים מדיניות הקצבאות ומאפיינים אחרים על הסי השפעת.5 למעגל התעסוקה כדי לבחון את השפעת הגמלאות להבטחת ההכנסה על התעסוקה אמדנו את השפעתם של מאפייני פרט שונים, ובהם זכאותו הפוטנציאלית לקבלת גמלה, על ההסתברות לכך שהוא לא יעבוד. לצורך זה אמדנו רגרסיות Logit שבהן המשתנה המוסבר היה 21 פירוט של הקריטריונים ראו להלן.
א( ב( 33 מדיניות הממשלה ושיעורי ההשתתפות בכוח העבודה של האוכלוסייה ההסתברות לא לעבוד, בכל אחת מהשנים 1988 עד 2000. לאומדן הרגרסיות 22 השתמשנו בסקרי הכנסות של הלשכה המרכזית לסטטיסטיקה. המשוואות נאמדו עבור גילאי העבודה העיקריים, תוך הפרדה בין הנשים לגברים. אמידה בעזרת משוואות לוגיסטיות מאפשרת את אמידת השפעתו השולית של כל אחד ממאפייני הפרט, בהתחשב במאפייניו האחרים. במקרה של הזכאות הפוטנציאלית לקצבה מאפשרת שיטת האמידה לאמוד את השפעתה השולית של הזכאות, כלומר לאחר שהובאו בחשבון הפרמטרים האחרים שהיו עשויים להשפיע על השתלבותו של הפרט בשוק העבודה. בהקשר זה נזכיר כי כאשר כוללים במשוואת התעסוקה הן את רמת ההשכלה והן את העמידה בתנאים לקבלת הגמלה (למעט מבחן התעסוקה) בקרב בעלי השכלה נמוכה, ההשפעה של העמידה בתנאים היא מעבר להשפעות הביקוש החלות על כל מעוטי ההשכלה ומשקפת את אפקט ההיצע. לכן, נוסף על המשתנים המתייחסים לזכאותו האפשרית של פרט לקבל קצבת הבטחת ההכנסה נכללו במשוואות גם מאפיינים שונים של הפרטים שעשויים להשפיע על הסתברות התעסוקה שלהם (השכלה, גיל, מצב משפחתי, השתייכות עדתית ודתית) ומשתנים המתארים את הכנסתו של הפרט ושל משק הבית שבו הוא חי. משמעותו של מקדם חיובי לאחד מהמשתנים היא, שערכים גבוהים יותר של המשתנה מצביעים על הסתברות גבוהה יותר לאי-תעסוקה. א. השפעת הזכאות הפוטנציאלית לקבלת גמלה של הבטחת הכנסה על ההסתברות לעבוד כדי שאדם שאינו עובד יהיה זכאי לקבל את הגמלה להבטחת הכנסה לאחר שפוקעת זכאותו לדמי אבטלה (אם הייתה זכאות כזאת), עליו לעמוד בשני סוגי קריטריונים: ( לא ניתן למצוא לו תעסוקה בשכר גבוה מגודל הגמלה; ( הכנסתו ממקורות אחרים הכוללים הכנסות מעבודה של אנשים אחרים במשק הבית והכנסות שאינן מעבודה נמוכה מההכנסה הקובעת לצורך קבלת הגמלה. ההכנסה הקובעת עצמה מחושבת על פי הרכב המשפחה, וזאת בהתאם לקריטריונים לזכאות שהוגדרו בחוק הבטחת ההכנסה. לצורך האמידה הגדרנו משתנה שקיבל את הערך 1 עבור הפרטים 22 בחרנו להשתמש בסקרי הכנסות, מפני שהם מספקים נתונים על הכנסתם של הפרט ושל משק הבית שלו מעבודה וממקורות אחרים, נתונים שאין בסקר כוח אדם. לעומת זאת חסרים בסקר ההכנסות משתנים המופיעים בסקר כוח אדם למשל השתתפות בכוח העבודה (בסקרי הכנסות לשנים 1998-2000). עבור השנים 1997-1988 נאמדה השפעתם של הגורמים השונים הן על ההסתברות להיות מחוץ לכוח העבודה והן על ההסתברות שלא לעבוד. לגבי השנים 2000-1998 נאמדו המשוואות עבור ההסתברות שלא לעבוד בלבד. במקביל, כדי לבחון את אמינות התוצאות, השתמשנו גם בסקרי כוח אדם של הלשכה המרכזית לסטטיסטיקה לשנים 2000-1990. התוצאות שהתקבלו מאמידת הרגרסיות על נתוני סקר הכנסות דומות במהותן לאלו שהתקבלו מאמידה דומה על נתוני סקר כוח אדם (למעט משתני ההכנסה, שאינם מופיעים בסקרי כוח אדם), ולכן אינן מוצגות כאן.
סקר בנק ישראל 74 34 שעומדים בקריטריון השני (בין אם הם עובדים ובין אם אינם עובדים) ואפס בכל יתר המקרים. כלומר הפרדנו בין הפרטים על סמך עמידתם בקריטריונים 23 האדמיניסטרטיביים האובייקטיביים לזכאות לגמלה אם לא יעבדו (לוח 8 א'). רוב הגברים בקבוצה זו עובדים, אף כי ניתן להבחין בגידול של שיעור הלא-עובדים בקרבם במשך התקופה. נוסף על כך הפרדנו בין קבוצות שונות של זכאים פוטנציאליים: עולים, בעלי השכלה גבוהה לעומת בעלי השכלה נמוכה, חרדים ולא יהודים. גם כאן נמצא כי בכל הקבוצות, למעט חרדים בעלי השכלה של 13 שנות לימוד ומעלה, מרבית הגברים עובדים (לוח 8 ב'). חשוב להדגיש כי המשתנים הספציפיים שעל פיהם חושבה הזכאות הפוטנציאלית (מבנה המשפחה, ההכנסות של פרטים אחרים במשק הבית מעבודה והכנסות משק הבית שאינן מעבודה) נכללו במשוואות בנפרד, ופירושו של דבר שהמקדם של משתנה הזכאות מצביע על ההשפעה של העמידה בקריטריון הפורמלי לקבלת הגמלה, מעבר להשפעת הרכיבים הבודדים. באמידת הרגרסיה עבור נשים נמצא כי גם בהינתן יתר המאפיינים הייתה לזכאות הפוטנציאלית לגמלה השפעה שלילית מובהקת על הסיכוי לעבוד (דיאגרמה 6 א'). לעומת זאת לגבי הגברים נמצא כי בסוף שנות השמונים נאמד למשתנה הזכאות הפוטנציאלית מקדם חיובי מובהק. ממצא זה מעיד שבתקופה זו גברים אשר חיו במשק בית שהכנסתו נמוכה יחסית נטו יותר מגברים אחרים לצאת לעבוד כדי לעזור 24 בפרנסת המשפחה. לגבי תחילת שנות התשעים נמצא כי לזכאות הפוטנציאלית לא הייתה כמעט השפעה על שיעור התעסוקה, ואילו במחצית השנייה של העשור הייתה לה 23 כאמור, זכאי פוטנציאלי שאינו עובד צריך, כתנאי לקבלת הגמלה, גם להימצא על ידי שירות התעסוקה כ"בלתי ניתן להשמה בעבודה". 24 בשנים 1990 ו- 1991 שנות העלייה הגדולה נמצא כי לזכאות האפשרית לקצבה השפעה שלילית על הסיכוי לעבוד. ממצא זה נובע בחלקו ממשקלם הגבוה של העולים שנמצאו בארץ תקופה קצרה בלבד: רוב העולים לא עבדו בשנים אלו, ורובם היו זכאים לקצבה. כך, למשל, אומדן נפרד לעולים ותיקים עבור 1990 הראה כי אצל העולים הזכאות האפשרית לקצבה הביאה לסיכוי גבוה פי חמישה משל לא זכאים שלא לעבוד, וזאת נוסף על ההשפעה שהייתה לעצם היותם עולים.
לוח 8 אאאא' אוכלוסיית הזכאים הפוטנציאליים לקבלת גמלה להבטחת הכנסה, מאפייני פי הקריטריון לזכאותם על (אחוזים) 2000 עד 1988, 1 2000 1999 1998-1997 מדגם 2 1997 1996 1995 1994 1993 1992 1991 1990 1989 1988 חדש שיעור הגברים המועמדים מכלל הגברים 27.3 28.8 31.5 30.9 41.8 41.8 42.8 43.3 46.6 47.4 48.7 49.5 48.9 48.4 מתוכם : הורה יחיד 3.7 3.9 3.0 3.8 3.8 1.8 2.0 2.4 1.2 1.9 1.7 1.9 1.4 1.5 נשוי בלי ילדים נשוי עם ילד אחד נשוי עם שני ילדים או יותר 9.2 9.7 10.5 8.1 9.8 10.4 10.0 10.0 10.0 8.5 9.6 8.4 8.3 10.0 18.6 16.7 17.4 18.1 19.4 17.6 19.0 21.1 20.3 21.5 20.0 17.3 16.7 16.8 68.4 69.7 69.1 70.0 67.0 70.3 69.0 66.4 68.6 68.1 68.7 72.3 73.5 71.7 1) זכאים פוטנציאליים הם פרטים שמאפייני משק הבית שלהם מאפשרים קבלת גמלה להבטחת הכנסה אם לא יעבדו ויוכרו על ידי שירות התעסוקה כ"בלתי ניתנים להשמה בעבודה". (2 החל מ- 1997 הורחבו סקרי ההכנסות ושולבו עם סקרי ההוצאות, ולפיכך יש שבר בסדרה. המקור: עיבודים מסקר ההכנסות של הלשכה המרכזית לסטטיסטיקה.
2000 עד לוח 8 בבבב' עד 1988 פי קבוצת ההשכלה, על פוטנציאליים שאינם עובדים, זכאים (שיעור הלא-העובדים מכלל הזכאים הפוטנציאליים בקטגוריה) 2000 1999 1998-1997 מדגם 2 1997 1996 1995 1994 1993 1992 1991 1990 1989 1988 חדש ההשכלה שנות לימוד 30.2 29.1 31.0 27.2 20.1 15.4 14.9 18.9 20.1 16.3 18.4 16.3 15.9 12.7 10-0 12.8 13.8 19.5 15.5 10.5 8.8 8.2 8.9 6.4 8.4 7.8 7.4 6.5 7.3 12-11 13+ לא חרדים 12.2 12.1 12.5 9.8 9.2 8.5 5.2 8.7 9.0 12.7 18.7 17.8 6.6 5.1 13+ חרדים 72.6 76.3 71.9 81.5 68.3 73.4 63.4 78.5 71.8 79.1 71.7 67.2 74.6 68.6 לא יהודים 23.5 21.0 25.1 20.8 14.4 12.1 12.2 20.0 17.6 14.3 14.0 11.4 13.8 14.6 עולים 26.5 28.6 25.2 26.6 21.3 20.1 17.3 19.8 20.2 29.0 45.8 78.8 סך הכול 35.8 35.4 32.4 31.2 31.5 29.0 29.4 30.4 30.2 31.1 34.1 33.1 29.9 29.9 ( 1 זכאים פוטנציאליים הם פרטים שמאפייני משק הבית שלהם מאפשרים קבלת גמלה להבטחת הכנסה אם לא יעבדו ויוכרו על ידי שירות התעסוקה כ"בלתי ניתנים להשמה בעבודה ". (2 החל מ- 1997 הורחבו סקרי ההכנסות ושולבו עם סקרי הוצאות, ולפיכך יש שבר בסדרה. המקור: עיבודים מסקר ההכנסות של הלשכה המרכזית לסטטיסטיקה.
מדיניות הממשלה ושיעורי ההשתתפות בכוח העבודה 37
סקר בנק ישראל 74 38 השפעה שלילית מובהקת וגדלה על שיעור זה אף על פי ששיעור האבטלה היה נמוך מאשר בתחילת התקופה (דיאגרמה 6 ב'). שינוי כיוון ההשפעה במשך התקופה עשוי להעיד, בין היתר, על יתר קלות לקבל גמלה או על התגברות המודעות של המועמדים לזכותם לגמלה. מכל מקום, על פי ממצאינו עצם הזכאות לגמלה מהווה תמריץ גדל והולך שלא לעבוד. כשמחלקים את המועמדים לזכאות לקבוצות מוצאים כי לזכאות הפוטנציאלית לגמלה הייתה בסוף שנות התשעים השפעה שלילית גדולה במיוחד על ההסתברות לעבוד של גברים בעלי השכלה נמוכה (עד 12 שנות לימוד), של גברים חרדים ושל עולים (לוח 9 א'). בתחילת שנות התשעים הייתה לזכאות הפוטנציאלית השפעה חיובית על החלטתם של גברים מעוטי השכלה לעבוד, ופירושו של דבר שגברים מעוטי השכלה שהכנסת משק הבית שבו הם חיים נמוכה יחסית נטו לצאת לעבוד יותר מגברים מעוטי השכלה אחרים (דיאגרמה 7 א'). במחצית השנייה של העשור התהפכה ההשפעה, והזכאות הפוטנציאלית לקבלת קצבה היוותה עבור גברים מעוטי השכלה תמריץ שלילי הולך וגדל לעבודה. עבור הגברים החרדים היוותה הזכאות 25 הפוטנציאלית לקבלת גמלה תמריץ שלילי לעבודה לאורך כל שנות התשעים. לעומתם, השפעתה של הזכאות האפשרית על החלטתם של גברים משכילים (לא חרדים) לעבוד הייתה חיובית ברוב השנים, אף כי היו שנים בודדות שבהן נאמדה 26 השפעה שלילית נמוכה (דיאגרמה 7 ב'). אשר לנשים לזכאות הפוטנציאלית לגמלה הייתה השפעה שלילית על סיכויי ההשתתפות והתעסוקה של נשים מעוטות השכלה ושל עולות (לוח 9 ב'), ופירושו של דבר שנשים מעוטות השכלה אשר מאפייני משק ביתן מאפשרים את קבלת הגמלה נטו לעבוד פחות מנשים בעלות מאפיינים דומים החיות במשקי בית שמאפייניהם אינם מאפשרים זאת (דיאגרמה 7 ג'). בקרב הנשים בעלות השכלה גבוהה היוותה הזכאות הפוטנציאלית לקבלת הגמלה תמריץ שלילי לעבודה בראשית העשור, אך במהלכו נחלשה השפעה זו. ב. השפעת ההכנסה על ההסתברות לעבוד אחד המשתנים המרכזיים המשפיעים השפעה שלילית על ההסתברות שפרט יעבוד או ישתתף בכוח העבודה הוא הכנסות משק הבית שבו הוא מתגורר (אפקט העושר). 25 ייתכן שההשפעה הגדולה בקרב החרדים משקפת גם את הדמיון בין הקריטריונים לקבלת קצבת "תורתו אומנותו" ממשרד הדתות לקריטריונים לקבלת הגמלה להבטחת הכנסה, אף שישנם גם מספר הבדלים ביניהם. 26 השפעתה השלילית החזקה של הזכאות האפשרית על החלטתם של גברים משכילים (לא חרדים) לעבוד בשנת 1990 נובעת ככל הנראה ממשקלם הגבוה של עולים בעלי השכלה גבוהה ומשיעור התעסוקה הנמוך שלהם בשנה זו, שהייתה הראשונה לאחר עלייתם.