KERTESI GÁBOR

A cigány foglalkoztatás leépülése és szerkezeti átalakulása

1984 és 1994 között

Munkatörténeti elemzés

A cigányok a rendszerváltás igazi vesztesei. A rendszerváltással a cigányság elmúlt száz-

éves története során másodszor veszítette el a létalapjait. Amíg azonban a tradicionális

cigány közösségek felbomlása, a hagyományos mesterségek piacainak felszívódása szá-

zadunk elsõ felében évtizedekig tartó, lassú, evolutív fejlõdés eredménye volt, amelyhez

a cigányság úgy-ahogy hosszú távon alkalmazkodni tudott, addig a rendszerváltás nyom

ában megjelenõ tömeges munkanélküliség néhány év leforgása alatt viharos sebességgel

tette semmissé annak a lassú modernizációs folyamatnak szinte minden eredményét,

amely az alapfokú oktatás kiterjesztésével és a szakképzettséget nem igénylõ ipari munkahelyek

expanziójával integrálni tudta õket – még ha a társadalmi hierarchia legalacsonyabb

fokán is – egy modern társadalom szervezetébe.

Nem kétséges, hogy a cigányság – akárcsak a háború elõtti masszív szegényparaszti

réteg – integrálódása nagyrészt illuzórikus volt: a szocializmus torz modernizációja által

kínált munkahelyek hosszú távon nem bizonyultak tartósnak. A társadalmi felemelkedés

azonban – fõként a cigányok esetében – valódi volt: társadalmon kívüli emberek integrá-

lódtak általa nagy tömegben a társadalomba, és tették meg az elsõ lépést – döntõen a

nyolcosztályos iskolai végzettség megszerzésével – egy civilizáltabb életforma felé. A

tömeges állásvesztéssel azonban mindez már a múlté. A szocialista gazdasági modell

összeomlásával a nyolcosztályos iskolai végzettség értéke semmivé foszlott, és a korábban

társadalomba integrálódott emberek óriási arányban kerültek néhány év leforgása

alatt társadalmon kívülre. A korábban élhetõ életformák összeomlásának hihetetlenül

gyors sebessége nem tette lehetõvé, hogy a cigányság zöme a puszta megélhetésen túl

sikeres alkalmazkodási formákat találjon. S minél hosszabb idõt tölt el a cigányság jelen-

* Jelen tanulmány a Közösen a jövõ munkahelyeiért Alapítvány támogatásával készült. Köszönettel tartozom Csillag Mártonnak, Gergely Zsombornak, Havas Gábornak, Kõrösi Gábornak, Nagy Gyulának és Tóth István Jánosnak tanácsaikért és segítõkész megjegyzéseikért. Köszönettel tartozom továbbá azoknak a fiatal kollégáimnak – Ábrahám Árpádnak, Csillag Mártonnak, Ferenczi Barnabásnak és Lõrincz Szabolcsnak –, akik (korábbi és jelenlegi kutatási asszisztenseimként) az 1993–1994. évi országosan reprezentatív cigányfelv étel munkatörténeti blokkjának adatellenõrzési és adatjavítási munkáiban a segítségemre voltak.

A tanulmány három részbõl áll. Az elsõ rész egy kvázi-keresztmetszeti makromodell

segítségével rekonstruálja a cigányság (csaknem) teljes foglalkoztatásának 1984 és

1994 közötti leépülését és a kilencvenes évekre jellemzõ új foglalkoztatási minta kialakul

ását. A második rész a foglalkoztatás erózióját az egyéni életpályák mentén, a

nem, az életkor és az iskolai végzettség függvényében követi nyomon. A harmadik

rész az 1994-re kialakult foglalkoztatás területi jellemzõit, az iskolázottság szerepét

és a foglalkoztatási diszkrimináció problémáját elemzi.*

2

legi állapotában, várhatóan annál erõsebbek lesznek a szegénység–iskolázatlanság–munkan

élküliség–szegénység ördögi körei. A következõ generációk helyzete sem kecsegtet

sok jóval.

A magyarországi cigányság példátlanul mély válságban van. Ez az írás abból a célból

született, hogy – elsõsorban a foglalkoztatási problémák oldaláról – ismételten1 felhívja a

figyelmet erre a válságra. E beszámoló közreadását az indokolja, hogy az információforr

ásként szolgáló 1993–1994. évi országosan reprezentatív cigányfelvétel2 munkatörténeti

blokkjának több éven át tartó adatjavítási munkáinak a végére értünk, és ezzel eleddig

kiaknázatlan és a korábbi ismereteinkhez képest lényegesen pontosabb, tartalmában gazdagabb

információk birtokába jutottunk.

Az 1993–1994. évi reprezentatív cigányfelvétel keretében részletes munkatörténeti

blokkot tölttettünk ki a megkérdezett családok felnõtt tagjaival. Felnõttnek minõsült minden

olyan személy, aki legalább 15 éves volt a megkérdezés idõpontjában, és már nem

volt nappali tagozatos tanuló semmilyen oktatási intézményben. A mintában szereplõ

2222 háztartásban összesen 5800 felnõtt személy élt. Az õ élettörténetük (munkatörténet

ük) nagyjából 250-260 ezer roma felnõtt foglalkozási életpályáját reprezentálja. A foglalkoz

ási élettörténetek egymást követõ elemi eseményekbõl állnak, az elsõ munkába

lépéstõl egészen a megkérdezés idõpontját jelentõ 1993–1994. év jellemzõ állapotáig.

Azokról a személyekrõl, akik egész felnõtt életükben egyetlenegyszer sem vállaltak munkát,

ezt az információt rögzítettük.3

A megkérdezett 5800 felnõtt személy foglalkozási élettörténetét maximálisan 17 szakaszb

ól építhette fel. Egy átlagos élettörténet nagyjából 3-4 szakaszból állt. Természetesen

– az életkortól és a foglalkoztatási élettörténet típusától függõen – igen különbözõ

hosszúságú élettörténetek összehasonlíthatóságát kellett megteremtenünk. Az 5800 szem

ély élettörténete összesen 21 500 elemi eseménybõl állt össze, amelyekre a 3. lábjegyzetben

megadott információkat rögzítettük.

Az élettörténeteket tartalmazó adatfájl javítása igen nagy munkát igényelt. A logikai

hibák javítása során csaknem minden kérdõívet kézbe kellett vennünk, igen sok kérdõ-

ívet többször is, hogy a foglalkozási életpálya eseményeinek kronológiáját a jelenlegi

állapottal, a – másutt szereplõ – iskolai élettörténettel, a lakástörténettel, valamint a

szülések kronológiájával egybevethessük. Sokszor a kérdõívek teljes információtartalm

át igénybe kellett vennünk ahhoz, hogy valamilyen logikai inkonzisztenciát kiküszö-

bölhessünk. E munka végül is eredményesnek bizonyult. Az élettörténeti blokk számító-

gépes feldolgozásra alkalmassá vált. Tudomásunk szerint a jelen beszámoló az elsõ kí-

sérlet a hazai empirikus társadalomkutatásban arra, hogy nagy mintán alapuló, változó

hosszúságú, sok elemi eseménybõl álló élettörténeteket statisztikailag kezelhetõ formára

hozzunk, és a bennük rejlõ információk tartalmát elemezzük.4

1 A cigányság foglalkoztatási problémáiról számol be, a jelenleginél lényegesen szûkebb információs

bázisra támaszkodva, jelen sorok írójának két korábbi írása: Kertesi [1994], [1995].

2 A szóban forgó adatfelvételt, mely a magyarországi cigányság 2 százalékos reprezentatív mintájára terjedt ki, Kemény István, Havas Gábor és jelen cikk szerzõje irányította. Az adatfelvétel részleteirõl lásd: Kertesi–Kézdi [1998], 1–3. fejezet.

3 Az életpálya eseményeirõl – az életpálya szakaszairól – a következõ információkat vettük fel: 1. szakasz kezdõ-, illetve záróéve; 2. az illetõ életszakasz aktivitási típusa, ami jellemzõen kitöltötte az adott idõszakot (dolgozott, munka nélkül volt, htb. volt, gyesen, gyeden volt, tanult, sorkatona volt, börtönben volt, nyugdíjba ment); 3. ha dolgozott: mi volt a foglalkozása; 4. ha dolgozott: hány hónapot dolgozott; 5. ha dolgozott, milyen ágazatban dolgozott; 6. ha dolgozott, milyen településen dolgozott; 7. ha dolgozott, akkori lakóhely éhez képest, milyen településen dolgozott (lakóhelyének településén dolgozott, napi ingázó volt, heti, havi ingázó volt). Háttér-információként természetesen rendelkezésünkre állt a cigányfelvétel valamennyi kérdésé-

nek anyaga: a megkérdezett személyek neme, életkora, iskolai végzettsége, családi körülményei, lakóhelyi jellemzõi stb. Lényegében a munkaerõ-piaci helyzetet befolyásoló csaknem minden lényeges információ.

3

A munkatörténeti adatbázis különösen alkalmas eszközként szolgál arra, hogy rekonstru

áljuk a cigányság drámai kiszorulását a munkaerõpiacról a nyolcvanas évek második

felétõl 1993–1994-ig, a megkérdezés idõpontjáig. Érdeklõdésünket nemcsak a történészi

kíváncsiság motiválja, nemcsak egy letûnt rendszer felbomlását – a teljes foglalkoztatás

leépülését – akarjuk dokumentálni; habár az sem érdektelen. A történet máig tartó tanuls

ágokkal szolgál: segít megérteni, milyen sajátosságokkal jellemezhetõ új foglalkoztatási

minta alakult ki a kilencvenes évek közepére a cigányság esetében a hajdani teljes foglalkoztat

ás romjain.

Beszámolónk felépítése a következõ. Elõször egy kvázi-keresztmetszeti makromodell

segítségével rekonstruáljuk 1984-tõl a cigányság (csaknem) teljes foglalkoztatásának leépü-

lését és a kilencvenes évekre jellemzõ új foglalkoztatási minta kialakulását. A következõ

részben a foglalkoztatás erózióját az egyéni életpályák mentén, a nem, az életkor és az

iskolai végzettség függvényében követjük nyomon. Majd az 1994-re kialakult foglalkoztat

ás területi jellemzõit, az iskolázottság szerepét és a foglalkoztatási diszkrimináció problé-

máit elemezzük. Az utolsó részben összefoglaljuk elemzésünk legfontosabb tapasztalatait.

A cigányság foglalkoztatása 1984 és 1993 között:

egy kvázi-keresztmetszeti makromodell

Tekintsük a következõ egyszerû, két állapotot tartalmazó makromodellt [lásd az 1. (sematikus)

ábrát]! A munkaerõpiac szereplõi egy adott t-edik évben két (alternatív) állapotban

lehetnek: vagy foglalkoztatottak, vagy nem foglalkoztatottak. A (t+1)-edik évben

a foglalkoztatottak t-edik idõpontbeli állományát (Et) két forrás gyarapíthatja: az

újonnan belépõk (többnyire fiatalok) közül azon személyek, akik az adott évben lettek

foglalkoztatottak (yet), illetve azok, akik az adott évben a nem foglalkoztatottak állomá-

nyából átléptek a foglalkoztatottak közé (net ). A foglalkoztatásba való teljes beáramlás e

két folyam összege: yet + net . A foglalkoztatottak állományát két áramlás apasztja: az

adott évben a nem foglalkoztatottak közé kiáramlók (ent), illetve a foglalkoztatottak kö-

zül nyugdíjazottak (ept). E két folyam összege adja meg a foglalkoztatásból való teljes

kiáramlást: ent + ept . Hasonló áramlások gyarapítják, illetve apasztják a mindenkori

nem foglalkoztatottak állományát (Nt ) is.

Ennek megfelelõen a (t+1)-edik évi foglalkoztatottak (illetve: nem foglalkoztatottak)

állományát a t-edik évi foglalkoztatottak (illetve: nem foglalkoztatottak) indulóállományá-

ból, illetve a t-edik évbeli áramlásokból az alábbi egyenletek alapján kaphatjuk meg:

Et+1 = Et + (net + yet) – (ent + ept ),

Nt+1 = Nt + (ent + ynt) – (net + npt ).

A szükséges állományadatokat ideális esetben az adott évekre vonatkozó keresztmetszeti

adatfelvételekbõl, az áramlásadatokat pedig évpárokra vonatkozó panelmintákból

meríthetjük. Jelen esetben, ahol az egyetlen információforrásunk a cigányfelvétel 1993–

1994. évre reprezentatív keresztmetszeti mintájában szereplõ 5800 ember munkatörténeamely

az 1979-tõl 1994-ig terjedõ évek mindegyikére valamennyi személy esetében egy pillanatfelvételt készít, az adott év végi állapotot rögzítve. Ezt a fájlt pillanatfelvétel fájlnak neveztük; 2. egy másik szemlé- letû fájl az életpálya kezdetétõl a megadott év (1979, 1980, …, 1994) végéig eltelt idõ alatt ledolgozott hónapok számát, folyamatosságát, a nõk esetében a született gyerekek számát, illetve az esti vagy levelezõ iskola elvégzésének tényét rögzíti. Ezt a fájlt folyamat fájlnak neveztük; 3. egy harmadik fájlban az eseteket nem az emberek, hanem az elemi életesemények képviselik: ez a fájl 21 500 elemi eseményrõl foglalja össze

a foglalkozási élettörténetben felvett információkat. Itt egyetlen embernek nyilvánvalóan több életeseménye is megtalálható. Ezt a fájlt esemény fájlnak neveztük.

4

te, a múltra vonatkozó állományadatokat (Et és Nt, ahol t = 1984,…, 1993) is csak e

panelmintából meríthetjük. A becslés módja a következõ: a pillanatfelvétel-fájl minden

egymást követõ évpárjára elõállítjuk az 1. táblázatban látható átmenetmátrixot a

teljeskörûsítõ súlyokkal5 súlyozva.

1. táblázat

A munkaerõ-piaci állapotok átmenetmátrixa

A t-edik év A (t +1)-edik év

foglalkoztatott nem foglalkoztatott nyugdíjas

Foglalkoztatott (Et ) eet ent ept

Nem foglalkoztatott (Nt ) net nnt npt

Új belépõ yet ynt –

Összesen Et+1 Nt+1 –

A számítások egyszerûsítése érdekében nem foglalkoztatottnak tekintjük azt a személyt,

aki sem nem volt foglalkoztatott, sem nem volt nyugdíjas – vagyis egységesen nem

foglalkoztatottnak tekintünk minden munkanélkülit, háztartásbelit, gyesen levõt, sorkatonai

szolgálatát töltõ személyt, börtönben levõt és esti vagy levelezõ tanulót. Megjegyezz

ük, hogy a nem foglalkoztatottak állományán belül az esetek túlnyomó többségét a

munkanélküliek, a háztartásbeliek és a gyesen levõk alkotják. Az átmenetmátrixok révén

megkapjuk a munkatörténeti panelmintából a foglalkoztatottak és nem foglalkoztatottak

teljes körû állományadatainak becslését, illetve az áramlásadatok teljes körû becsléseit is.

5 A cigányfelvétel mintája nagyjából a teljes roma lakosság 2 százalékos mintája, ennek megfelelõen a teljeskörûsítõ súlyok értéke nagyjából 50. Kivétel a budapesti és a miskolci alminta: az elõbbi kétszeresen, az utóbbi négyszeresen felülreprezentált a teljes mintában, ezért teljeskörûsítõ súlyaik is kisebbek: a budapesti lakosoké körülbelül 25, a miskolciaké körülbelül 12,5. A pontos súlyértékek ettõl némileg eltérhetnek a többlépcsõs mintavételi eljárás itt nem tárgyalt részletei miatt. Ezekrõl lásd: Kertesi–Kézdi [1998] 1. és 2. fejezetét.

5

A munkatörténeti panelmintából való becslés bizonyos mértékû torzításokkal jár. Az

1984–1985. évpárra vonatkozó becslés például nyilvánvalóan nem tartalmazhatja az 1984–

1985. év állományaiban, illetve áramlásaiban szereplõ személyek közül azokat, akik

1985 óta elhaláloztak, hiszen információinkat 1993–1994. évi megfigyelésekbõl merítj

ük. A becsült abszolút számok ezért az elméleti keresztmetszeti adatoknál mindig alacsonyabbak.

Ami az adatok relatív torzítottságát illeti, mivel a modellünk átlagosan legid

õsebb korcsoportját a foglalkoztatottak, illetve nem foglalkoztatottak állományából egy

adott évben nyugdíjazottak (ept és npt) képviselik, a torzítás nyilvánvalóan itt a legnagyobb.

Analóg megfontolások alapján az adott évben újonnan belépett foglalkoztatottak

és nem foglalkoztatottak száma (yet és ynt) a legkevésbé torzított. A foglalkoztatottak és

nem foglalkoztatottak állományai, illetve a két állomány közti áramlások halálozások

miatti torzítottsága nagyjából azonos mértékû lehet, hiszen a két állomány átlagos életkora

minden évben nagyjából egybeesik, jóllehet a nem foglalkoztatottak iskolai végzettsé-

ge alacsonyabb, ami a foglalkoztatottaknál magasabb halálozási rátát jelez elõre. Mindezen

okok folytán a foglalkoztatottak/nem foglalkoztatottak állományainak arányát minden

idõpontban enyhén fölülbecsültnek kell tekintenünk.

A foglalkoztatottak (Et), illetve nem foglalkoztatottak (Nt) állományának idõbeli alakul

ását a 2. ábra mutatja. Az ábra tanúsága szerint az 1984 és 1993 közötti idõszakban a

cigány foglalkoztatás drámai leépülésének lehetünk tanúi. A nyolcvanas évek derekán

nagyjából stabil, 160-180 ezer fõs nem nyugdíjas népessége mellett mintegy 120 ezres

foglalkoztatotti népesség állt szemben a nem foglalkoztatottak körülbelül 40-60 ezer fõs

állományával. A nyolcvanas évek végétõl (1988–1989-tõl) ezek az arányok fokozatosan

megváltoztak, s a foglalkoztatottak állománya eleinte lassabb, majd gyorsuló tempóban

1993-ra a felére (60 ezer fõre) olvadt, miközben a nem foglalkoztatott (és nem is nyugd

íjas) népesség hallatlan módon megnövekedett: 140 ezer fõs állományra duzzadt. Míg a

6

nyolcvanas évek derekán a foglalkoztatott/nem foglalkoztatott arány körülbelül 3:1 volt,

addig 1993-ra ez rosszabb, mint 1:2 arányra esett vissza.

A foglalkoztatás változását a mindenkori bázisidõszakbeli foglalkoztatotti állomány

százalékában az alábbi egyenletben szereplõ módon bonthatjuk összetevõire:

Az egyenlet jobb oldalán szereplõ elsõ tag (a beáramlási ráta) méri a foglalkoztatottak

t-edik idõszakbeli állományába való beáramlás, a második tag (a kiáramlási ráta) pedig a

foglalkoztatottak állományából való kiáramlás sebességét. Mindkét tag azt méri, hogy a

bázisidõszakbeli foglalkoztatás hány százalékkal nõ, illetve csökken a foglalkoztatásba

való összes beáramlás, illetve a foglalkoztatásból való összes kiáramlás következtében. A

be- és kiáramlási ráták idõbeli alakulását a 3. ábra segítségével követhetjük nyomon.

3. ábra

A foglalkoztatottak állományába, illetve foglalkoztatottak állományából való éves be- és

kiáramlások rátája 1985 és 1993 között

A be- és kiáramlási ráták tanúsága szerint a nyolcvanas évek derekán a cigányság

foglalkoztatottsága nagyjából stacionárius állapotban lehetett: alacsony és stabil – egym

ással arányban levõ – be- és kiáramlási ráták tartották fenn a viszonylag állandó (és

magas) foglalkoztatottsági szintet. Az egyensúly a nyolcvanas évek végén megbomlott: a

kiáramlási ráta értéke az 1988. évi 7 százalék körüli értékrõl négy év leforgása alatt

(1992-re) 30 százalékra emelkedett, miközben a beáramlási ráta szintje egészen 1992-ig

stabilan 7-8 százalék közötti értéken állt. A be- és kiáramlási ráták egyenlegeként 1988

és 1992 között gyorsuló ütemben ürült ki a foglalkoztatottak állománya.

1992 és 1993 között új tendenciák beindulásának lehetünk tanúi: a kiáramlási ráta

emelkedésének üteme megtorpant, miközben a beáramlási ráta értéke a duplájára – 8

százalékról 16 százalékra – emelkedett. A továbbiakban amellett fogunk érvelni, hogy –

a rendelkezésünkre álló töredékes információk alapján – arra számíthatunk, hogy a ki-

7

lencvenes évek végére a cigányság foglalkoztatása egy új (alacsony szintû) stacionárius

állapotban fog stabilizálódni. Az alacsony szintû új stacionárius állapot további sajátossá-

ga várhatóan az lesz, hogy a foglalkoztatásból való kiáramlás és beáramlás rátái a korábbi

6-8 százalékkal szemben lényegesen magasabb szinten, a korábbi ráták dupláján, valahol

a 15 százalék fölött stabilizálódnak majd. Vagyis kialakul egy tipikusan harmadik

világbeli foglalkoztatási képlet, amelyben egy iskolázatlan tömeg foglalkoztatási szintje

nemcsak, hogy rendkívül alacsony, de a tipikus munkavállalások hossza is igen rövid, a

foglalkoztatotti állomány cserélõdése is nagy. Ahol, ennek megfelelõen az alkalmi munk

ák válnak dominánssá.

Mielõtt azonban az említett további bizonyítékok bemutatására sort kerítenénk, vizsg

áljuk meg elõbb közelebbrõl a be- és kiáramlási ráták egyes komponenseit is. A 4. ábra

négy panelt tartalmaz: az a) panel a kiáramlási ráta és összetevõinek – a foglalkoztatotti

állapotból a nem foglalkoztatotti állapotba (ent) kerülés, valamint a foglalkoztatotti állapotb

ól nyugdíjba (ept) vonulás rátáinak – értékeit mutatja; a b) panel a beáramlási rátát és

komponenseit – a nem foglalkoztatotti állapotból a foglalkoztatotti állapotba (net) kerü-

lés, valamint az újonnan piacra lépõk (yet) beáramlási rátájának – értékeit mutatja. A c)

panel külön kiemeli a foglalkoztatotti és nem foglalkoztatotti állapotok közti áramlási

ráták (ent és net) értékeit; a d) panel pedig külön ábrázolja a demográfiai cserélõdés (yet

és ept ) rátáit.

A foglalkoztatás szerkezetének átalakulásáért alapvetõen a foglalkoztatotti és nem

foglalkoztatotti állapotok közti áramlási ráták értékeinek változása a felelõs [lásd c)

panel], habár a tízéves idõszak egészében a demográfiai cserélõdés rátái is megváltoztak.

Az a) és b) panelen ezek a változások nem jól látszanak, hiszen ent és net értékei

oly nagy mértékben változtak meg 1987 és 1993 között, hogy azokhoz képest elhanyagolhat

ónak tûnnek a demográfiai cserélõdés be- és kiáramlási rátáinak idõbeli változá-

sai. A d) panel tanúsága szerint azonban a demográfiai cserélõdés egyenlege a kilencvenes

években lényegesen alacsonyabb értékû, mint a nyolcvanas évek második felé-

ben: 2-4 százalékról 1 százalékra (vagy még annál is kisebb arányra) esett vissza. A

változásért a demográfiai áramlások mindkét komponense felelõs: az adott évben nyugd

íjazottak (npt) száma 1987–1988-ról hirtelen a duplájára ugrik, és azon a szinten

stabilizálódik; az elsõ ízben állást keresõ fiatalok elhelyezkedési rátája (yet) pedig nagyj

ából ezzel egy idõben egyszázaléknyit romlik (6 százalékról 5 százalékra csökken, és

ott is stabilizálódik).

A demográfiai cserélõdés mutatóitól megtisztított nettó be- és kiáramlási ráták idõbeli

alakulásának tanulmányozása megerõsíti a bruttó be- és kiáramlási rátákkal kapcsolatos

korábbi sejtéseinket. A foglalkoztatás leépülésének történetében három szakasz különb

öztethetõ meg: az 1. szakaszban, 1985 és 1989 között a foglalkoztatás fokozatos erózi-

ójának lehetünk tanúi: a foglalkoztatásból való, állásvesztés jellegû kiáramlás sebessége

állandó (lassú) ütemben, évrõl évre növekszik: az 1984-es 4 százalék/év szintrõl 1989-re

7 százalék/év sebességûre nõ, miközben a nettó beáramlási ráta értéke konstansan 3-4

százalék/év körüli.

A 2. szakasz az 1989 és 1992 közötti idõszak, amikor is az állásvesztések sebessége

hihetetlen mértékben felgyorsul: az 1989. évi 7 százalék/év sebességrõl 1992-re 25 szá-

zalék/év sebességûre emelkedik, mialatt a beáramlások sebessége szemernyit sem nõ.

Mindez azzal a következménnyel jár, hogy a foglalkoztatás leépülése – a nettó ki- és

beáramlási ráták egyenlegeként – az 1989. évi 3-4 százalék/éves szintrõl 1992-re a 20-21

százalék/éves szintre szökik föl. Az 1992. évi 20-21 százalékos adat azt jelenti, hogy

1992-ben egyetlen év leforgása alatt az 1991. évi roma foglalkoztatás állománya egy-

ötöddel lett alacsonyabb.

Végül a 3. szakasz a 1992-vel kezdõdõ idõszak, amelynek csak a kezdetét tudjuk

8

4. ábra

A foglalkoztatottak állományába, illetve foglalkoztatottak állományából való éves be- és kiáramlások rátájának összetevõi 1985 és 1993 között

[e: foglalkoztatott, n: nem foglalkoztatott, y: újonnan belépõ (fiatal), p: nyugdíjas]

9

5.ábra

Az 1985–1987 és 1991–1993 közötti munkavállalások tartós, illetve alkalmi jellege

(az évi átlagban ledolgozott hónapok számának megoszlása azon dolgozók körében, akik az adott években valamennyit dolgoztak)

10

regisztrálni, jelzi, hogy a foglalkoztatottság leépülése csillapodik. Noha a kiáramlási ráta

üteme továbbra is emelkedik (25-ról 28 százalékra), a növekedés üteme lassulóban van.

Az igazi változást azonban a beáramlási ráta értékének hirtelen emelkedése (4-rõl 11

százalékra) hozza. A két változás eredõjeként 1993 az elsõ év 1986 óta, amikor a foglalkoztat

ás leépülésének üteme az elõzõ évhez képest csökken. Úgy tûnik, a rendszer kezd

– egy igen alacsony abszolút foglalkoztatási szinten (nagyjából a 50-60 ezer fõs roma

foglalkoztatás szintjén) – egy új stacionárius állapothoz közelíteni. Adatok hiányában

nem tudhatjuk, hogy be- és kiáramlási ráták végül is milyen értéken stabilizálódtak (ha

egyáltalán stabilizálódtak) a kilencvenes évek második felében. Mindazonáltal a foglalkoztat

ás belsõ szerkezetének megváltozását jelzõ egyéb információk arra utalnak, hogy

1993–1994 után egy új – alapvetõen instabil foglalkoztatáson, alkalmi munkákon nyugvó

– foglalkoztatási minta kezd a romák foglalkoztatásában kialakulni.

Tekintsük az 5. ábrát, amelyben a roma foglalkoztatás tartósságát a nyolcvanas évek

közepi, illetve a kilencvenes évek eleji munkaviszonyok átlagos hosszával próbáltuk lem

érni. Mindkét idõszak jellemzésére kiválasztottunk egy hároméves szakaszt, és azt a

kérdést tettük föl, hogy az egyéni életpályákon elõforduló, munkaviszonyt jelentõ esem

ények idõtartama tipikusan milyen hosszú volt a két idõszakban. Az egyedi munkav

állalások hónapban mért hosszát mindig egy évre vetítettük.

Vegyük észre: a kiválasztott idõszakokban a munkavállalások hosszának eloszlása teljesen

független az adott évi foglalkoztatottság abszolút szintjétõl. Elvileg elõfordulhat az

is, hogy egy abszolút szinten alacsony foglalkoztatás – ami egyébként a kilencvenes évek

elejét6 jellemzi – alapvetõen tartós (évi 11-12 hónapot kitöltõ folyamatos) munkaviszonyok

mellett valósul meg. Ez esetben azonban a be- és kiáramlási ráták értékének alacsonynak

kell lennie, máskülönben egy idõszak reprezentatív munkaviszonyai nem lehetn

ének tartósak. Egy alternatív forgatókönyv szerint az alacsony foglalkoztatási szint egy

évnél rövidebb idõszakokat kitöltõ, alkalmi munkákra való átállást is jelent. Mint az 5.

ábrából kitûnik, a roma népesség foglalkoztatásának szerkezete épp ebbe az irányba

mozdult el. A nyolcvanas évek közepi foglalkoztatás dominánsan tartós – évi 12 hónapokat

kitöltõ – állásokat jelentett, a kilencvenes évek eleji alkalmazások pedig döntõen

rövid tartalmú, alkalmi jellegû munkavállalásokat. Míg 1985 és 1987 között a férfiak

esetében mintegy 70 százalékot tettek ki az év egészét kitöltõ, tartós munkaviszonyok,

addig e tartós munkavállalások aránya 1991 és 1993 között csaknem a felére (37-38

százalékra) csökkent. Hasonló mértékû belsõ szerkezetváltozás nyomja rá a bélyegét a

roma nõk foglalkoztatására is.

Mindez azonban azt is jelenti, hogy a kilencvenes évek közepére a romák számára

nemcsak rendkívül alacsony szintû, de egyszersmind magas ki- és beáramlásokkal is

jellemezhetõ, instabil – harmadik világra jellemzõ – foglalkoztatási minta van kialakuló-

ban. Nemcsak az történt, hogy a romák zöme a magyar társadalom átlagát messze meghalad

ó mértékben veszítette el egyszer és mindenkorra az állását, és szorult ki végleg a

munkaerõpiacról, de az a kevés ember, aki képes volt valamilyen szinten megkapaszkodni

a munkaerõpiacon, ezt nagyrészt úgy tudta csak megtenni, hogy közben kénytelen

volt lemondani a folyamatos foglalkoztatás esélyeirõl. Az instabil foglalkoztatás

általánossá válása miatt a munkával rendelkezõk jelentõs részét is elérte a társadalmi

dezintegrálódás: a rendszeres munka hiánya egyben a rendszeres életvitel hiányát, fill

éres megélhetési gondokat, valamint az állami szociális juttatások és a vállalati szoci-

ális ellátások alacsonyabb szintjét – bizonyos esetekben e juttatásokra való jogosultság

teljes elvesztését – is jelenti.

6 Az 1993-as év adatait alapul véve: durván 200 ezer fõs, 14 évesnél idõsebb, nem tanuló, nem nyugdíjas népességet tekintve, a 60 ezer fõs foglalkoztatottság nagyjából 30 százalékos foglalkoztatotti arányt jelent.

11

A foglalkoztatás leépülése az életpályák mentén – romák és nem romák

A munkaerõpiacról kiszorult munkaképes korú cigány dolgozók – mint azt a 2. táblázat

mutatja – munkaviszonyuk megszûnése elõtt, a rendszerváltozást megelõzõen hosszú, folyamatos

munkaviszonnyal rendelkeztek. A 2. táblázat alapján arról is képet alkothatunk,

hogy a kiszorultak nem képviselnek a piachoz korábban gyengébben kötõdõ népességet,

mint azok, akiknek a kilencvenes évek elején is sikerült benn maradniuk a munkaerõpiacon.

A munkával rendelkezõ, illetve a munkaerõpiacról kiszorult munkaképes korú romák

1989. évet megelõzõ korábbi folyamatos munkaviszonyának hossza sem a férfiak, sem a

nõk esetében, egyetlen korcsoportban sem különbözik érdemlegesen egymástól. A teljes

foglalkoztatás a múltban a romáknak is zömében ugyanazt jelentette, mint a társadalom

egészének: tartós és az év egészét kitöltõ munkaviszonyt. A foglalkoztatás leépülése tehát a

romáknál is ugyanarról a bázisról vette kezdetét, mint a társadalom egészénél.

2. táblázat

Hány éves korábbi munkaviszonnyal rendelkeztek 1989-ban átlagosan azok foglalkoztatottak,

akik 1994-re már elveszítették, illetve azok, akik 1994-ben is megtartották az állásukat?

Az 1989 elõtt ledolgozott évek átlagos száma azoknak a körében, akik

Életkor 1989-ben 1994-re már állástalanná váltak 1994-ben is megtartották az állásukat

férfiak nõk férfiak nõk

20–24 éves 5,3 5,3 5,8 5,4

25–29 éves 9,9 7,9 10,5 8,6

30–34 éves 14,3 11,9 14,2 12,4

35–39 éves 18,1 13,6 19,7 15,1

40–44 éves 23,4 15,0 24,3 17,2

45–49 éves 28,9 18,4 28,2 23,4

A munkaerõpiacról való kiszorulás valószínûsége természetesen nagyban azon múlik,

milyen tulajdonságú munkaerõrõl van szó. A szocializmus gazdasági modelljének csõdje

maga alá temette az iskolázatlan munkaerõt erõteljesen alkalmazó, igénytelen termékeket

elõállító, gazdaságtalanul termelõ vállalatok egész sorát, illetve szerkezetváltozásra

kényszerítette a gazdaság egészét. Az átmenet válsága nemcsak a globális munkaerõ-

keresletet vetette vissza, de átrendezte a munkaerõ-kereslet szerkezetét is: az iskolázatlan,

illetve alacsony iskolázottságú (nyolcosztályos végzettséggel, illetve szakmunkásk

épzõvel és szakiskolával rendelkezõ) munkaerõ iránti kereslet radikálisan visszaesett,

miközben a középfokú (vagy annál magasabb) iskolázottságú munkaerõ iránti relatív

kereslet megnõtt. S mivel a foglalkoztatás válsága elsõsorban a vállalatokat érintette, s

csak elhanyagolható mértékben a (helyi és központi) költségvetési szférát, az állásvesztés

inkább sújtotta a fizikai dolgozókat, mint a fehérgallérosokat, s ezen keresztül inkább

sújtotta a férfiakat, mint a nõket.

A munkaerõ-kereslet szerkezetének átrendezõdése különösen kedvezõtlenül érintette a

roma népességet: a tipikus roma munkavállaló ugyanis alacsony iskolázottságú, fizikai

foglalkozású férfi, éppen az a fajta ember, aki iránt a kereslet a nyolcvanas évek közepe

óta a leginkább visszaesett, szemben a medián magyarországi munkavállalóval, aki tipikusan

középfokú végzettséggel rendelkezik, és kiegyenlítettebb arányban férfi vagy nõi

dolgozó. A cigányság foglalkoztatásának leépülését tehát egyedül úgy követhetjük nyomon,

illetve dokumentálhatjuk korrekt módon, ha eközben figyelembe vesszük a cigány

és nem cigány népesség között összetételben mutatkozó nagymérvû eltéréseket. Magya12

rán: ha a munkaerõ-piaci kiszorulást a legfontosabb változók – a nem, az életkor és az

iskolai végzettség – kontrollálásával követjük nyomon. Ebben a fejezetben erre teszünk

kísérletet.

Módszertanilag azt az eljárást követjük, hogy kiválasztunk egy bizonyos nemû, iskolai

végzettségû korcsoportot – mondjuk például a 8 általános iskolai végzettségû férfiaknak

azt a csoportját, akik 1984-ben töltötték be a 25–29. életévüket –, és ennek a speciális

csoportnak a foglalkoztatási élettörténetét követjük nyomon évrõl évre az 1984 és 1994

között eltelt tíz évben. Mindvégig azt a kérdést firtatjuk, hogy az adott csoport hány

százalékának sikerült megõriznie foglalkoztatotti státusát az évek során. A kiválasztott

kohorszok így természetesen az évek múlásával együtt öregszenek. A példaként említett

25–29 éves korcsoport 1994-ben, amikor a történet végéhez érünk, 35–39 éves lesz. A

történelmi idõ és a személyes idõ (az életkor) együttmozgása indokolja azt, hogy a foglalkoz

ási élettörténetek elemzését az 1984-ben 20–39 évesek csoportjára korlátozzuk.7 Õk

ugyanis az utolsó megfigyelésünk évében, 1994-ben is még mindig csak 30–49 évesek,

tehát még akkor is bõven a munkaképes koron belül vannak. Mint az elõzõ fejezetben

láttuk, épp itt van a döntõ kérdés: a foglalkoztatás eróziója milyen mértékben érintette a

munkaképes korú népességet?

Az 1984. évet azért választottuk kiindulópontnak, mert nagyjából ennek az évnek a

néhány éves környezetében lehetettek azok az „utolsó békeévek” a rendszerváltás elõtt,

amikor a teljes foglalkoztatást a maga rendíthetetlennek látszó állapotában még megfigyelhetj

ük. A történetet innen, a teljes foglalkoztatás állapotából kiindulva kell nyomon

követnünk. Mint az az következõkbõl is remélhetõleg kiderül majd, 1989 nem lenne

alkalmas elemzési kiindulópont, hiszen a nyolcvanas évek második felének munkaerõ-

piaci fejleményei már elõrevetítették a rendszerváltás nyomán bekövetkezett hatalmas

mértékû foglalkoztatási leépülés árnyékát (lásd Köllõ [1998]).

A cigányság munkaerõ-piaci kiszorulását nem tudnánk reális dimenzióiban fölmérni,

ha nem támaszkodhatnánk valamilyen értelmes összehasonlítási alapra. Ez az összehasonl

ítási alap természetesen nem lehet más, mint a magyar népesség egésze. Sajnálatos

módon a magyar népesség egészére nézve nem létezik egyetlen olyan longitudinális adatb

ázis (vagy akár nagymintás élettörténeti kérdõíves adatfelvétel) sem, amely lehetõvé

tenné, hogy a rendszerváltozás korszakos történéseit az egyéni életpályák mentén a nyolcvanas

évek közepétõl vagy akárcsak 1989-tõl nyomon követhessük.8 Ennek hiányában

pótmegoldásokkal kellett beérnünk. Választott elemzési módszerünk azonban – nevezetesen,

hogy nem egyének, hanem kohorszok foglalkozási élettörténetét kísérjük figyelemmel

– lehetõvé teszi egy viszonylag jól kezelhetõ pótmegoldást kidolgozását. Ha idõben

egymást követõ, nagy esetszámú keresztmetszeti mintákon belül rögzítünk kohorszokat,

7 A tanulmányban többnyire az 1984-ben 20–39 évesek csoportját összevonva kezeljük. Az ötéves korcsoportokra

bontott elemzést elhagytuk, mivel a szûkebb korcsoportok foglalkozási életpályái nem térnek el

érdemlegesen egymástól. Kivételt jelentenek a teljes nõi népesség megfelelõ ötéves korcsoportjai, ahol a nyolcvanas évek második felében körülbelül 20 százalékos rést találunk a legidõsebb és a legfiatalabb kohorsz között, ami minden bizonnyal a szülések idõzítésével függ össze. Ugyanez a szabályosság a roma nõk grafikonjain nem lelhetõ fel. Az ötéves korcsoportokra készített grafikonokat a szerzõ az érdeklõdõ olvasó rendelkezésére bocsátja.

8 Soha be nem pótolható mulasztása ez a magyar társadalomtudománynak. E mulasztásért persze a tudom ányos élet képviselõin kívül azok a potenciális állami megrendelõk és finanszírozók is felelõsek, akiknek akkoriban szintén nem jutott eszébe, hogy ilyen kutatásokat kezdeményezzenek. (Egyetlen nevezetes kivételt ismerünk, a Tárki háztartáspanel-vizsgálatát, amely azonban csak 1992-ben indult, amikor Magyarország nagyjából túl volt már a munkaerõ-piaci átrendezõdések zömén.) Megfelelõ panelvizsgálatok híján legalább arra lett volna szükség, hogy 1992 környékén valamely kellõen nagymintás kérdõíves adatfelvételben

egy részletes munkatörténeti blokkot is kitöltessenek a megkérdezettekkel. Ezt ma már, tíz évvel a rendszerváltás után nem lehet pótolni.

13

akkor az egymást követõ évek mintáiban megfelelõ számú korévvel elcsúsztatott korcsoportok

definiálásával a kiinduló kohorszok kvázi panelmintáit hozhatjuk létre. Ügyeln

ünk kell azonban arra, hogy kohorszspecifikus panelmintánk csaknem minden évére

találjunk nagymintás, keresztmetszeti, országosan reprezentatív adatfelvételeket, hogy

az egyedi adatfelvételek különbözõségébõl fakadó esetleges véletlen ingadozásokat a panelminta

folytonossága segítsen kisimítani.9

Ezt a feltételt lényegében sikerült biztosítanunk: a periódus 11 évébõl 8-ra sikerült

adatforrást találni, mindössze az 1985., 1986. és 1988. évet nem tudtuk adatbázis hiá-

nyában kitölteni.

Adatforrásaink a következõk voltak:

az 1984. évi KSH mikrocenzus egyéni fájljából számított adatok,

az 1987. évi KSH háztartásfelvételbõl számított adatok,

az 1989. évi KSH háztartásfelvételbõl számított adatok,

az 1990. évi népszámlálás 2 százalékos egyéni mintájából számított adatok,

az 1991. évi KSH háztartásfelvételbõl számított adatok,

az 1992. évi KSH munkaerõ-felvételek negyedéves adatainak számtani átlagai,

az 1993. évi KSH munkaerõ-felvételek negyedéves adatainak számtani átlagai,

az 1994. évi KSH munkaerõ-felvételek negyedéves adatainak számtani átlagai,

Mindenütt, ahol az ellenkezõjét külön nem jelezzük, az 1984-ben 20–39 éves korcsoportra

számítunk foglalkoztatási arányszámokat. A továbbiakban a 6–11. ábra segítségé-

vel, szemléletes formában mutatjuk be a kapott eredményeket. Az ábrák használatát (és

elõnyben részesítését a táblázatokkal szemben) az indokolja, hogy panelmintáink dimenzi

ói – a nem, az életkor, az iskolai végzettség, az etnikai hovatartozás (cigányok versus

teljes népesség), illetve az idõ – közül mindig legalább négyet, egyes esetekben pedig

egyszerre ötöt mozgatunk. A 6. ábra nemenként mutatja be a foglalkoztatás leépülésének

idõbeli pályáját, párba állítva egymással a cigány és a teljes népesség grafikonjait. A

következõ megfigyeléseket tehetjük.

1. A vizsgált tízéves periódusban a romák állásvesztésének mértéke a magyar társadalom

(nem csekély) foglalkoztatási veszteségeihez képest is drámai mértékû volt. Amíg a

nyolcvanas évek derekán a roma férfiak foglalkoztatása nagyjából megfelelt a magyar

társadalom férfi átlagának – legföljebb 4-5 százalékkal maradt el tõle, addig ez a szinte

elhanyagolhatóan kis rés hatalmas (45 százalékos) szakadékká mélyült. Hasonló fokú

hátrány halmozódott föl a cigány nõk foglalkoztatásában a kilencvenes évek elejére,

habár azt a nyolcvanas évek közepén is mintegy 20 százalékkal alacsonyabb foglalkoztat

ási szint jellemezte, mint a 20–39 éves magyarországi nõi népesség egészét. A roma

férfiak és nõk állásai a vizsgált középgenerációkban gyakorlatilag kétharmad részt megsz

ûntek.

2. A 20–39 éves teljes nõi népesség viszonylag mérsékelt (10 százalékos) foglalkoztat

ási veszteségei alapvetõen arra vezethetõk vissza, hogy az õ körükben igen magas arányt

képviselnek a költségvetési szféra fehérgalléros állásai, melyeket csak kevéssé kezdett ki

az átmenet foglalkoztatási válsága. A roma nõket ezzel szemben fõként a vállalati szféra

alkalmazta, ráadásul fizikai munkakörökben, így állásaik nagyjából hasonló módon és

mértékben szûntek meg, mint a roma férfiaké.

A 7. és a 8. ábra a cigányság szempontjából releváns10 iskolai végzettségenként (0–7

9 Emellett természetesen arra is ügyelni kell, hogy a iskolázottsági, illetve foglalkoztatási csoportok

meghatározása valamennyi keresztmetszeti mintában azonos módon történjék.

10 Az elemzésbõl – minthogy az a cigányvizsgálat mintája alapján, alacsony esetszáma következtében semmiféle bontás szerint önállóan nem tárgyalható – kizártuk a középiskolai és a felsõfokú végzettség vizsgálatát.

14

6. ábra

A 20–39 évesek hány százalékának sikerült megõriznie foglalkoztatotti státusát 1984 és 1994 között etnikai hovatartozástól és nemtõl függõen?

(20–39 évesek 1984-ben)

15

7. ábra

A 20–39 évesek hány százalékának sikerült megõriznie foglalkoztatotti státusát 1984 és 1994 között iskolai végzettségtõl, nemtõl és etnikai

hovatartozástól függõen? (20–39 évesek 1984-ben)

8. ábra

A 20–39 éves szakmunkás végzettségûek hány százalékának sikerült megõriznie foglalkoztatotti státusát 1984 és 1994 között nemtõl és etnikai

hovatartozástól függõen? (20–39 évesek 1984-ben)

osztály, 8 osztály, szakmunkásképzõ-szakiskolai11 végzettség), valamint nemek szerint mutatja

be a romák és a teljes népesség foglalkoztatási helyzetének idõbeli alakulását. Az iskolá-

zottság mint új dimenzió bevonása az elõzõeknél finomabb megállapításokat tesz lehetõvé.

1. Mindenekelõtt megállapítható, hogy a cigány népesség és a teljes népesség közti

foglalkoztatási olló hallatlan mértékû kinyílása nem kizárólag összetételhatás következm

énye. Nem csupán arról van szó, hogy a romák a népesség egészéhez képest sokkal

iskolázatlanabbak, s ezért következett be a népesség egészét messze meghaladó mértékû

állásvesztésük. Bár az iskolaivégzettség-specifikus grafikonok tanúsága szerint nyilvánval

óan ez a tényezõ is szerepet játszik,12 az a tény, hogy a befejezetlen általános iskolai

végzettségû nõk kivételével valamennyi kombinált iskolai végzettség és nem szerinti csoportban

mutatkozik legalább 10, de többnyire inkább 20-30 százalékos különbség az

1994. évi állásmegtartási képességben, holott a periódus elején ezek a különbségek sehol

nem haladták meg a tíz százalékot, arra utal, hogy az iskolai végzettség (valamint a nem

és az életkor) mellett más tényezõk is befolyásolják a cigány és nem cigány népesség

közti foglalkoztatási esélyekben mutatkozó különbségek alakulását. Ezek az egyéb tényez

õk nagyjából háromfélék lehetnek: a munkaerõ-piaci jártasságok iskolai végzettséggel

nem mérhetõ komponensei, a területi hátrányok és a diszkrimináció. Az iskolai végzetts

égtõl független tudáselemek számszerûsítését nem tudjuk megoldani, a területi hátrá-

nyok és a diszkrimináció hatásának szétválasztására pedig a következõ fejezetben, az

1993. évi állapot elemzése során teszünk kísérletet.

2. A 7–8. ábrákon ráadásul az is megfigyelhetõ, hogy a teljesen iskolázatlanok (0–7 oszt

ály) csoportján belül – a 8 osztályt, illetve szakmunkásképzõt végzettekhez képest – viszonylag

mérsékelt a cigányság foglalkoztatási hátránya a népesség egészéhez képest, holott nyilv

ánvalóan ebben a csoportban a legnagyobb a cigányság relatív területi hátránya a népesség

egészéhez képest. A cigány népesség területi elhelyezkedésének sajátosságaiból13 fakadó összet

ételhatások tehát minden bizonnyal mérsékelt szerepet játszanak a teljes népesség és a cig

ányság közti iskolaivégzettség-specifikus foglalkoztatási olló szétnyílásában. Ezt a sejtésünket

a késõbbiekben megerõsítik a következõ fejezet számításai. Ott kimutatjuk majd, hogy a

területi hátrányok, ha csak olyan mértékben érnék a romákat, mint az azonos iskolázottságú

teljes népességet, messze nem járnának olyan súlyos foglalkoztatási következményekkel, mint

amilyeneket – területi hátrány okán – a romák valójában elszenvednek.

A 9–10–11. ábra két új szempontot hoz be az elemzésbe: a pályakezdõk elhelyezkedé-

si esélyeit és a korai nyugdíjazást. Közös sajátosság, hogy mind a pályakezdõk, mind a

potenciális korai nyugdíjazottak a munkaképes korú népesség állástalansági kockázatnak

különösen kitett csoportjait alkotják. Szándékosan használtuk a potenciális korai nyugdí-

jazottak kifejezést. Ezen a gyûjtõnéven értjük mindazokat a nyugdíjkorhatár alatti, de

már legalább középgenerációhoz tartozó (legalább 35 éves) egyéneket, akik 1. egyéni

11 A romák esetében – hogy az esetszámot növeljük – a szakmunkás-szakiskolai végzettségûek mellé bevett

ük mindazokat a 20–39 éves embereket is, aki közép- vagy felsõfokú végzettséggel rendelkeznek. A teljes népesség esetében a szakmunkás végzettség kizárólag szakmunkásképzõt, illetve szakiskolát végzett embereket foglalja magában. Mindez nem torzítja lényegesen a mondandónkat, egyrészt mivel a közép- és felsõfokú végzettségû romák száma elenyészõen kicsi, másrészt mivel az õ bevonásuk a adott csoport foglalkoztatási helyzetét a valóságosnál némileg jobbnak mutatja, márpedig az így velük együtt is lényegesen rosszabb,

mint a tisztán szakmunkás végzettségû népesség egészéé.

12 Az iskolai végzettséggel kontrollált cigány–teljes népesség grafikonok különbségei ugyanis minden esetben komolyabb mértékben alatta maradnak az iskolai végzettség szerint nem bontott aggregált grafikonok

eltéréseinek (lásd a 6. ábrát!).

13 Nevezetesen abból, hogy a romák messze fölülreprezentáltak a községekben, illetve a községi és városi településkategórián belül azokon a településeken, ahol a helyi munkanélküliségi ráta magas. Ennek a felülreprezentációnak a foka annál magasabb, minél alacsonyabb iskolai végzettségû az adott roma, illetve nem roma csoport.

18

szerencsétlenségük folytán valamilyen betegségben, illetve fogyatékosságban szenvednek,

vagy 2. olyan munkakört töltenek be, amelynek megszüntetése a vállalat számára

nem jár más munkakörökre vagy termelési folyamatokra átterjedõ pótlólagos vesztesé-

gekkel, vagy 3. akik a helyi, illetve vállalaton belüli munkaerõpiacon marginális helyzetben

vannak, és nem rendelkeznek sem a lakóhelyi közösségükben, sem a vállalaton belül

befolyásos rokonokkal, barátokkal vagy ismerõsökkel, akik – ha a szükség úgy kívánja –

érdekeiket felkarolhatnák. Ha a gazdasági helyzet rossz, és leépítésekre kerül sor, akkor

a munkáltatók számára a legkevesebb veszteséggel (és munkahelyi konfliktussal) az jár,

ha elõször tõlük szabadulnak meg.14

Ugyanígy mûködik a dolog akkor is, ha nem a vállalatok kezdeményezik az idõ elõtti

nyugdíjazást, hanem maguk a munkavállalók menekülnek nyugdíjba akkor, ha állásaikat

fenyegetve érzik. A leszázalékolási eljárás rendszerében meglevõ lazaságok tág teret engedhetnek ennek. A társadalombiztosítás (illetve a költségvetés) szemet hunyhat e lazasá-

gok fölött, hiszen amit a nyugdíjakon elveszít, azt megtakaríthatja a munkanélküli-ellátá-

son, s ráadásul a jövõben várhatóan aligha foglalkoztatható emberek gondját ezzel egyszer

s mindenkorra leveszi az állami (és helyi) ellátórendszerek válláról.

Hasonló oknál fogva vannak a veszélyzónában a pályakezdõk, különösképpen pedig a

nem ritka szakmákkal rendelkezõ alacsony vagy közepes iskolai végzettségûek. Leépíté-

sek idején többnyire felvételi zárlatot is hirdetnek a vállalatok. Ha pedig a gazdaság

egészében leépítések folynak, akkor a pályakezdõk aggregált beáramlási rátája is csökkeni

fog. Kérdés csak az, hogy a leépítésekhez képest milyen ütemben. Jó okunk van azt

feltételezni, hogy gyorsabb ütemben romlanak a pályakezdõk alkalmazási esélyei, mint

az állásban levõk állásmegtartási esélyei, vagy ha a leépítésekkel azonos ütemben csökkennek

is a pályakezdõk alkalmazási esélyei, akkor az esélyek romlása náluk egy korábbi

idõponttól veszi kezdetét. Az okok hasonlóak, mint potenciális idõ elõtti nyugdíjazások

esetében: egyrészt a vállalatnak – minden egyéb feltétel változatlansága mellett – olcsóbb

nem felvenni valakit, mint esetleg valamilyen vállalatspecifikus jártasságot szerzett dolgoz

ót elbocsátani; ráadásul az elbocsátás költségeit sem kell viselnie; másrészt a felvételek

szüneteltetése nem jár vállalaton belüli konfliktussal, mint az elbocsátás.

Hogyan jön itt a képbe a cigányság problematikája? Kétféle módon: egyrészt úgy, ha

a romák körében nagyobb arányban fordulnak elõ rossz egészségi állapotú vagy szerencs

étlenebb emberek, illetve olyanok, akik a vállalatok által viszonylag könnyen nélkülözhet

õ munkaköröket töltenek be; másrészt pedig azáltal, ha a romák integrációja a helyi

társadalom szövetébe vagy az õket alkalmazó vállalat társadalmi szervezetébe gyengébb,

mint a népesség többi csoportjáé. Mindkét esetnek ugyanaz a kimenetele: még ha a

munkáltatók nem diszpreferálnák a roma dolgozókat, illetve álláskeresõket, akkor is – a

könnyebb ellenállás irányában haladva – a fent említett okok következtében nagyobb

arányban fogják õket idejekorán nyugdíjazni, illetve jelentkezésüket elutasítani.15 Minderre

természetesen külön tényezõként rárakódhat a romákat speciálisan érintõ foglalkoztat

ási diszkrimináció hatása is.

14 Lásd errõl Fazekas–Köllõ [1990] beszámolóját (215–219. o.) a nyolcvanas évek végérõl.

15 Nem kell itt valamiféle ördögi összeesküvésre gondolni. Elegendõ, ha belegondolunk abba, hogyan fest egy konkrét felvételi vagy elbocsátási szituáció egy vállalatnál. Ha felvételi zárlat van, és mégis vannak pályakezdõ jelentkezõk, akkor nyilván olyan esetekben tesznek kivételt, ahol a jelentkezõ felvételét vagy vállalati beltagok (rokonok, barátok, ismerõsök), vagy a vállalat vezetõivel kapcsolatban álló, a helyi társadalomban súllyal rendelkezõ kültagok támogatják. Hasonlóképpen: elbocsátások esetében nyilván azok rendelkeznek nagyobb túlélési eséllyel, akiknek érdekében valaki, akinek a szava számít, hajlandó szót emelni.

Ennek az ezer számban ismétlõdõ, triviális mikroszintû döntési szituációnak – anélkül, hogy ezt bárki akarn á – makroszinten természetesen az lesz a következménye, hogy a társadalomba gyengébben integrálódott emberek – így a cigányok – minden más feltétel változatlansága esetén is nehezebben tudják megtartani a munkahelyeiket, illetve nehezebben tudnak álláshoz jutni, mint az átlag.

19

9. ábra

Az 1984-ben 20–39 évesek hány százalékának sikerült megõriznie foglalkoztatotti státusát, illetve a mindenkori pályakezdõk hány százalékának sikerült

elhelyezkednie 1984 és 1994 között etnikai hovatartozástól és iskolai végzettségtõl függõen?

Százalék

20

A 9–10. ábra a pályakezdõk,16 a 11. ábra pedig korai nyugdíjazottak helyzetének

alakulását veszi szemügyre. A pályakezdõk közül kiválasztottuk a nyolc osztályt, illetve

szakmunkásképzõt-szakiskolát végzetteket, hiszen õk tekinthetõk a fiatal roma generáció

derékhadának.17 Ami a tartalmi eredményeket illeti, a 9. ábra jól szemlélteti annak az

általános megállapításnak a jogosultságát, hogy a foglalkoztatási szint nagymértékû csökken

ése idején különösképpen romlik a pályakezdõk helyzete. Mind a cigány, mind pedig

a teljes népesség megfelelõ grafikonjain ugyanazt látjuk: a pályakezdõk álláshoz jutási

esélyei nagyobb mértékben romlanak – akár nyolc osztályt, akár szakmunkásképzõt vé-

geztek –, mint amilyen mértékben kiszorulnak a piacról a hasonló végzettségû állásban

levõk. Nemcsak a pozícióromlás mértéke nagyobb a pályakezdõk esetében, de hamarabb

is érte el õket a foglalkoztatási válság, mint az állásban levõket. A 10. ábrán a

roma és a teljes népesség helyzetét összehasonlító, a pályakezdõk helyzetét bemutató

iskolaivégzettség-specifikus grafikonok szintén igazolják korábbi sejtéseinket: a cigány

pályakezdõk helyzete hamarabb kezd romlani, és – különösen a szakmunkásképzõt

végzetteké – nagyobb mértékben romlik, mint a teljes népesség velük egyívású reprezent

ánsaié.

A korai nyugdíjazás problémáját a 11. ábra mutatja be. Az ábra – akárcsak a pályakezd

õké – egyszerû keresztmetszeti megfigyeléseket rögzít: azt mutatja meg, hogy a megfigyel

ések évében (1984-ben, 1989-ben és 1994-ben) az adott ötéves korcsoporthoz18 tartoz

ó személyek hány százaléka volt nyugdíjban. Mivel az ábrákon szereplõ valamennyi

korcsoport a nyugdíjjogosultsági koron innen van, minden nullától különbözõ adat mö-

gött korai nyugdíjazás áll. A korai nyugdíjazásnak három jellegzetes esetét különböztethetj

ük meg: 1. a leszázalékolást (rokkantnyugdíjasítást), amelyre 67 százalékos munkak

épesség-csökkenés19 esetén kerülhet sor; 2. a elõnyugdíjazást, amelyre három évvel a

nyugdíjkorhatár elérése elõttõl van mód, amennyiben a munkáltató fölmondást vagy létsz

ámleépítést kerül el ezzel, és hajlandó viselni a nyugdíjkorhatár eléréséig tartó maximum

három évben a nyugdíjfolyósítás terheit; 3. végül a korkedvezményes nyugdíjazást,

amelyre egyes egészségre súlyosan ártalmas munkakörökben nyílik lehetõség, illetve

bizonyos foglalkozások (például fegyveres testületeknél végzett munka) esetén. Noha a

rendelkezésünkre álló adatforrások nem teszik lehetõvé, hogy a korai nyugdíjazás eseteit

megkülönböztessük, az aggregált statisztikákból azonban jól ismert, hogy az idõ elõtti

nyugdíjazások zömét a rokkantnyugdíjazás teszi ki. Ebben pedig, mint már említettük, a

társadalombiztosítás intézményei hosszú idõn át partnerei voltak azoknak a dolgozóknak,

akik – minthogy állásaikat nem tudták megtartani – stabil jövedelemforráshoz csak leszá-

zalékoltként juthattak. A rokkantnyugdíjazás a nyolcvanas évek közepe óta a munkanélk

üliség elõli kényszerû menekülés jellegzetes formájává vált.

Hogy munkanélküliség elõli menekülésnek ezzel az eszközzel ugyancsak éltek az 1984

és 1994 közötti tíz évben, az a grafikonokról jól leolvasható. A teljes népességen belül az

1994. évben – lásd 11. ábra – a 1984. év adatához képest csaknem a duplájára (férfiak),

16 A pályakezdõk meghatározását a következõképpen oldottuk meg: a cigány munkatörténeteket regisztráló

pillanatfelvétel-fájlban pályakezdõnek tekintettünk minden olyan, legalább nyolc általánost végzett egyént, aki

a mindenkori tárgyévben töltötte be a 15–19. életévét, és az adott évben szerepelt elõször – mint iskolából

frissen kilépett személy – érvényes kóddal a munkatörténeti esetek között. A népesség egészére reprezentatív

keresztmetszeti adatfájlokban a piacra való friss belépést közvetlenül nem tudtuk azonosítani; ott egyszerûen az

aktuális életkorral és a megfelelõ iskolai végzettség meglétével határoztuk meg a pályakezdõket.

17 A közép-, illetve felsõfokú végzettségû pályakezdõk helyzetének külön elemzésétõl eltekintettünk,

hiszen õk még a fiatal roma kohorszokban is szinte teljesen elenyészõ részarányt képviselnek.

18 Itt tehát nem egyes kohorszokat követünk az idõben!

19 Speciális esetben 50 százalékos munkaképesség-csökkenés megállapítása esetén is sort kerülhetett a

leszázalékolásra; ebben az esetben azonban a leszázalékoltak csak egy alacsonyabb összegû – úgynevezett

átmeneti szociális járadékra – lettek jogosultak.

21

10. ábra

A nyolc osztályt, illetve szakmunkásképzõt végzett pályakezdõk (a mindenkori 15–19 évesek) hány százalékának sikerült álláshoz jutni 1984 és 1994

között etnikai hovatartozástól függõen?

Százalék Százalék

Nyolc osztály végzettségûek Szakmunkásképzõt végzettek

1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994

0 0

10 10

20 20

30 30

40 40

50 50

60 60

70 70

80 80

90 90

100 100

Év Év

Teljes népesség

Cigány népesség

Teljes népesség

Cigány népesség

22

11. ábra

Az adott korcsoporthoz tartozók hány százaléka volt nyugdíjban az 1984., 1989. és az 1994. évben?

Százalék

Százalék

Százalék

Százalék

Cigány férfiak

Cigány nõk

Teljes népesség, férfiak

Teljes népesség, nõk

0

0

0

0

10

10

10

10

20

20

20

20

30

30

30

30

40

40

40

40

50

50

50

50

Életkor az

adott évben

Életkor az

adott évben

Életkor az

adott évben

Életkor az

adott évben

20–24

20–24 20–24

25–29 20–24

25–29 25–29

30–34 25–29

30–34 30–34

35–39 30–34

35–39 35–39

40–44 35–39

40–44 40–44

45–49 40–44

45–49 45–49

50–54 45–49 50–54

1984

1984

1984

1984

1989

1989

1989

1989

1994

1994

1994

1994

23

illetve több mint a duplájára (nõk) nõtt az ábrákon szereplõ legidõsebb három ötéves

korosztályból idõ elõtt nyugdíjazottak aránya. Nem valószínû, hogy a magyar népesség

egészségi állapota tíz év leforgása alatt annyit romlott volna, hogy ilyen nagy arányban

kellett növelni az idõ elõtti nyugdíjazásokat. Aligha férhet kétség ahhoz, hogy a növekm

ény zöme állásmegszûnések következménye. Ez nagyjából közismert fejleménye a rendszerv

áltás körüli nagy munkaerõ-piaci átrendezõdésnek.

Az azonban már kevésbé ismert, ami a cigány munkavállalókkal történt. Két dolgot

kell külön hangsúlyoznunk: 1. a romák körében a korai nyugdíjazás gyakorlata hihetetlen

méreteket öltött. Bár a munkaerõ-piaci karrierek már jóval a rendszerváltás elõtt, a

nyolcvanas évek derekán is meglehetõsen gyakran értek véget idõ elõtt nyugdíjazással –

ez minden bizonnyal valóban azzal függ össze, hogy a romák egészségi állapota igenigen

rossz, és jellegzetes munkaköreik egészségre ártalmas, nehéz fizikai munkák voltak

–, az a tény azonban, hogy a korai nyugdíjazottak aránya 1984 és 1989 között, öt év

leforgása alatt a férfiak 45–49 éves korcsoportjában 14 százalékról csaknem 30 százalékra,

az 50–54 éves férfiak körében 23 százalékról 48 százalékra, a 45–49 éves nõk csoportj

ában pedig 13 százalékról csaknem 30 százalékra szökött, arról tanúskodik, hogy a

korai nyugdíjazás a középgenerációknál valamivel idõsebb romák esetében a munkaerõ-

piacról való kiszorulás egyik domináns formája volt. 2. A romák helyzetének másik

jellegzetessége az, hogy a korai nyugdíjazás hirtelen megugrása náluk – a népesség egé-

szétõl eltérõen – öt évvel korábbra, az 1984 és 1989 közötti idõszakra esett.20 A romák

tömeges leszázalékolásának idõzítését azért kell külön hangsúlyozni, mert ebben az idõ-

szakban a hivatalosan publikált statisztikai adatok alapján Magyarországon alig van munkan

élküliség, s bár vannak elbocsátások, zömében az alacsony iskolázottságot feltételezõ

munkakörökben, de az elbocsátások aránya az ilyen jellegû munkahelyek számához mérten

csekély. Ha a korai nyugdíjazást is állásvesztésnek tekintjük – mindegy, hogy az

alapjául szolgáló leszázalékolási eljárást általában a dolgozók kezdeményezik –, akkor

azt kell mondanunk, hogy roma népesség kiszorulása ezen a csatornán keresztül a nyolcvanas

évek második felében, az állítólagos teljes foglalkoztatás idején már teljes gõzzel

megindult.

A pályakezdõk és a korai nyugdíjazottak problémájának lezárásaként meg kell említen

ünk, hogy megállapításaink összhangban vannak a elsõ fejezetben felállított makromodell

alapján leszûrt két fontosabb megfigyelésünkkel: a 4. ábra d) paneljében már a nyolcvanas

évek derekán (1986-tól) – vagyis igen korán – visszaesik a pályakezdõ fiatalok be-

áramlási rátájának értéke – a visszaesés mértéke csaknem 20 százalékpontnyi –, két évvel

késõbb (1988-ban) pedig újabb két év leforgása alatt a duplájára nõ a nyugdíjazások

révén a foglalkoztatásból való kiáramlások rátája.

Az alacsony szintû foglalkoztatás okai: iskolázatlanság, területi hátrány,

diszkrimináció

Ebben a fejezetben megvizsgáljuk az 1984 és 1993 között eltelt tíz év folyamatainak

következményeit. Az 1993. év egyéni, keresztmetszeti megfigyeléseire támaszkodva,

bemutatjuk, milyen mértékben járul hozzá a cigányság alacsony szintû foglalkoztatásá-

nak várható stabilizálódásához az iskolázatlanság, a területi egyenlõtlenség és a munkaer

õ-piaci diszkrimináció. Kontrollcsoportnak az 1993. évi KSH munkaerõ-felvételének

szeptemberi–októberi–novemberi hullámát használjuk, amelybe – egyszeri alkalommal –

20 Az 1989. évi adatokhoz képest 1994-re nem történt érdemi változás.

24

bekerült egy, a roma etnikai hovatartozást firtató kérdés is. A munkaerõ-felvétel állomá-

nyából kihagytuk mindazokat, akiknek a családját a kérdezõbiztos roma családnak tekintette;

kontrollcsoportunk így a magyarországi nem cigány felnõtt népességet reprezentálja.

Mind a cigány, mind a nem cigány felnõttek mintáját az 1993-ban munkaképes korú

– 15–59 éves férfi, illetve 15–54 éves nõi – népességre korlátoztuk, és kizártuk a nappali

tagozatos tanulókat. A cigányfelvételben foglalkoztatottnak tekintettünk mindenkit, akinek

a megfigyelés évében munkavállalóként vagy vállalkozóként volt munkája, és nem

volt nyilvántartott munkanélküli; a KSH munkaerõ-felvételben foglalkoztatottnak tekintett

ük azokat, akik a kérdezés elõtti héten legalább egy órát dolgoztak, általában pedig

egy héten legalább 10 órát dolgoztak, és nem voltak regisztrált munkanélküliek.

1. Iskolázatlanság. 3–4. táblázataink bemutatják a legalapvetõbb tényeket a cigány és

nem cigány népesség iskolázottsági összetételének különbségeirõl, illetve az iskolai végzetts

ég (valamint a nem és az életkor) szerinti nyers foglalkoztatási esélyekrõl. A 3.

táblázat nemek szerint megbontva mutatja a munkaképes korú roma és nem roma népess

ég iskolázottság szerinti összetételének eltéréseit. A táblázatból világosan kiolvasható a

közismert tény: a roma népesség lényegesen iskolázatlanabb, mint a nem roma. A mért

ékek azonban megdöbbentõek. A cigány férfiaknak mindössze 20 százaléka rendelkezik

8 osztálynál magasabb iskolai végzettséggel, szemben a nem cigány férfiak több mint 65

százalékos hasonló adatával. A különbségek a nõknél még nagyobb: ott 10 százalék áll

szemben a 60-nal. Mindez önmagában is jelentõs foglalkoztatási esélykülönbségek forrá-

sa lehet. A 4. táblázatból azonban az is kiderül, hogy az iskolázottság önmagában nem

lehet – de még a nemmel és életkorral kombinálva sem – a megfigyelhetõ hatalmas

foglalkoztatási esélykülönbségek egyedüli forrása. Valamennyi iskolai végzettségi csoporton

belül – nemmel és életkorral kontrollálva is – az esetek többségében 20-30 százal

ékos foglalkoztatási esélykülönbségeket tapasztalunk. Ezek a különbségek más forrásból

kell hogy származzanak.

3. táblázat

A munkaképes korú – 15–59 éves férfi és 15–54 éves nõi – cigány és nem cigány népesség*

iskolai végzettség szerinti összetétele, 1993

(százalék)

Férfiak Nõk

Iskolai végzettség nem nem

cigányok cigányok különbség cigányok cigányok különbség

0–7 osztály 3,08 30,92 –27,84 2,24 43,46 –41,22

8 osztály 31,19 50,45 –19,26 37,79 48,16 –10,37

Szakmunkásképzõ 32,36 16,44 15,92 17,47 6,63 10,84

Középfok 23,22 1,92 21,30 32,07 1,53 30,54

Felsõfok 10,15 0,26 9,89 10,44 0,22 10,22

Összesen 100,00 100,00 – 100,00 100,00 –

* Nem tanuló népesség.

2. Területi hátrány. A foglalkoztatási esélykülönbségek másik forrása a cigányság

kedvezõtlen területi elhelyezkedése. A területi hátrány két forrásból eredhet: ha a roma

népesség felülreprezentált a munkalehetõségekkel rosszabbul ellátott községi településkateg

óriában, illetve ha felülreprezentált az ország azon régióiban, ahol – a települést

ípustól függetlenül is – különösen rossz a foglalkoztatási helyzet. A foglalkoztatási

25

helyzet regionális különbségeit jól tükrözi a helyi munkaügyi központok körzeteihez

tartozó munkanélküliségi ráták eloszlása. A megfigyelés évében, 1993-ban az ország

mikrokörzetei között igen jelentõs – húsz-harminc százalékot kitevõ – különbségeket is

találhatunk.21

A cigányság regionális hátrányait a 5–8. táblázatok jelenítik meg. Az 5. táblázat telep

üléstípusok szerint, a 6. táblázat a helyi munkanélküliségi ráta nagysága szerint, a 7.

táblázat pedig a településtípus és a helyi munkanélküli ráta kombinált értékei szerint

mutatja be a cigány és nem cigány népesség területi eloszlásának különbségeit. A 8.

táblázat végül a regionális helyzettõl – településtípustól és a helyi munkanélküli ráta

értékétõl egyszerre – függõ foglalkoztatási esélyek eltéréseit számszerûsíti.

A táblázatokból világosan kitûnik: a cigányság területi elhelyezkedése az álláshoz jutá-

si esélyek szempontjából szélsõségesen rossz. A felnõtt roma lakosság több mint 60

százaléka községekben él (szemben a 35 százalék körüli nem cigány értékkel), továbbá

országosan és a városi, illetve községi településtípusokon belül is szignifikánsan nagyobb

arányban lakik magas munkanélküliséggel sújtott körzetekben. Hogy ennek komoly sú-

lya van, az jól látszik a 8. táblázatból. Mind a cigány, mind pedig a nem cigány népess

égen belül jelentõs mértékben romlanak a foglalkoztatási esélyek a helyi munkanélkülis

égi ráta hatására. Ebben természetesen szerepet játszhat az is, hogy a magas körzeti

munkanélküliségi rátájú települések népessége alacsonyabb iskolázottságú, mint a kedvez

õbb foglalkoztatási helyzetû településeké. Az a tény azonban, hogy a körzeti munkanélk

üli-rátáktól függõ egyéni foglalkoztatási esélyek a községi településkategórián belül szó-

ródnak a legszélesebb sávban, épp ott, ahol minden bizonnyal a legkisebbek a települé-

4. táblázat

A foglalkoztatottak aránya a nyolc osztályt, illetve a szakmunkásképzõt végzett cigány és nem

cigány népesség* körében a nem és az életkor függvényében, 1993

(százalék)

Csoport 15–19 évesek 20–24 évesek 25–29 évesek 30–39 évesek 40–54 évesek

Nyolc osztályt végzett férfiak

Nem cigányok 41,7 60,7 66,9 68,8 63,8

Cigányok 18,2 36,6 38,3 35,1 33,6

Különbség 23,5 24,1 28,6 33,7 30,2

Nyolc osztályt végzett nõk

Nem cigányok 35,1 30,7 41,0 59,7 58,2

Cigányok 12,0 11,4 16,3 26,0 30,8

Különbség 23,1 19,3 24,7 33,7 27,4

Szakmunkásképzõt végzett férfiak

Nem cigányok 53,2 73,0 83,9 79,5 74,9

Cigányok 23,9 41,2 52,6 50,0 50,8

Különbség 29,3 31,8 31,3 29,5 24,1

Szakmunkásképzõt végzett nõk

Nem cigányok 71,6 49,6 44,0 67,8 75,2

Cigányok 38,8 31,4 33,3 36,9 ..

Különbség 32,8 18,2 10,7 30,9 ..

* Nem tanuló népesség.

21 A helyi munkanélküli rátákat az Országos Munkaügyi Központ regionális munkaügyi központjainak

körzeteire számítottuk ki (a körzetek száma 170 volt). Az adat az 1993. év harmadik negyedévébõl származik.

A számítási eljárásról lásd: Ábrahám–Kertesi [1996].

26

5. táblázat

A munkaképes korú – 15–59 éves férfi és 15–54 éves nõi – cigány és nem cigány népesség*

összetétele a lakóhely településtípusa szerint, 1993

(százalék)

Csoport Budapest Megyeszékhely Egyéb város Község Összesen

Nem cigányok 20,21 17,56 26,21 36,02 100,00

Cigányok 8,02 9,86 19,04 63,07 100,00

Különbség 12,19 7,70 7,17 –27,05 –

* Nem tanuló népesség.

6. táblázat

A munkaképes korú – 15-59 éves férfi és 15-54 éves nõi – cigány és nem cigány népesség*

összetétele a lakóhely körzetét jellemzõ helyi munkanélküliségi ráta értéke szerint, 1993

(százalék)

A helyi munkanélküliségi ráta értéke, százalék**

Csoport

–10 10–15 15–20 20–25 25– összesen

Nem cigányok 32,43 39,93 19,14 6,79 1,71 100,00

Cigányok 16,37 27,56 32,98 13,20 9,89 100,00

Különbség 16,06 12,37 –13,84 –6,41 –8,18 –

** Nem tanuló népesség.

** A helyi munkaügyi központ körzetére jellemzõ munkanélküliségi ráta, 1993. harmadik negyedév.

7. táblázat

A munkaképes korú – 15-59 éves férfi és 15-54 éves nõi – cigány és nem cigány népesség*

összetétele a lakóhely körzetét jellemzõ helyi munkanélküliségi ráta értéke, illetve a lakóhely

településének típusa szerint, 1993

(százalék)

A helyi munkanélküliségi ráta értéke, százalék**

Csoport

–10 10–15 15–20 20–25 25– összesen

Megyeszékhelyek

Nem cigányok 17,62 73,27 9,11 . . 100,00

Cigányok 16,26 68,29 15,45 . . 100,00

Különbség 1,36 4,98 –6,34 . . –

Egyéb városok

Nem cigányok 14,42 42,75 31,01 10,90 0,92 100,00

Cigányok 8,75 23,67 36,73 20,78 10,07 100,00

Különbség 5,67 19,08 –5,72 –9,88 –9,15 –

Községek

Nem cigányok 14,84 44,01 26,14 10,92 4,08 100,00

Cigányok 8,05 25,87 38,78 14,66 12,63 100,00

Különbség 6,79 18,14 –12,64 –3,74 –8,55 –

** Nem tanuló népesség.

** A helyi munkaügyi központ körzetére jellemzõ munkanélküliségi ráta, 1993. harmadik negyedév.

27

sek közt a iskolázottsági különbségek, arról tanúskodik, hogy az adott körzetre jellemzõ

általános foglalkoztatási helyzet önállóan is befolyásolja az egyéni elhelyezkedési esélyeket.

A cigányság foglalkoztatási helyzete valóban azért is nagyon rossz, mert nagy arányban

él az ország válságövezeteiben.

8. táblázat

A foglalkoztatottak aránya a munkaképes korú – 15–59 éves férfi és 15–54 éves nõi – cigány és

nem cigány népesség* körében a lakóhely településének típusa és a lakóhely körzetét jellemzõ

helyi munkanélküliségi ráta függvényében, 1993

(százalék)

A helyi munkanélküliségi ráta értéke, százalék**

Csoport

–10 10–15 15–20 20–25 25–

Budapest

Nem cigányok 64,3 – – – –

Cigányok 35,8 – – – –

Különbség 28,5 – – – –

Megyeszékhelyek

Nem cigányok 66,5 63,5 59,0 – –

Cigányok 31,8 24,9 12,7 – –

Különbség 34,7 38,6 46,3 – –

Egyéb városok

Nem cigányok 69,5 62,3 60,9 54,9 55,8

Cigányok 30,2 26,0 23,8 12,4 21,0

Különbség 39,3 36,3 37,1 42,5 34,8

Községek

Nem cigányok 65,9 57,4 55,2 47,5 48,7

Cigányok 36,2 25,0 24,5 16,7 10,9

Különbség 29,7 32,4 30,7 30,8 37,8

* Nem tanuló népesség.

3. Diszkrimináció. Munkaerõ-piaci diszkriminációnak nevezzük azt, ha a munkáltat

ók azonos minõségû termelési tényezõket – azonos tudású, egyforma tapasztalattal

rendelkezõ és más fontos szempontokból sem különbözõ munkavállalókat – eltérõ módon

értékelnek: különbözõ eséllyel alkalmazzák, vagy eltérõen fizetik meg õket. A diszkriminat

ív foglalkoztatási gyakorlatnak sokféle oka lehet. A legelterjedtebb magyarázat

szerint a munkaadók azért tesznek különbségek különbözõ csoportok egyénei között,

mert korábbi tapasztalataik alapján – akár megalapozottan, akár megalapozatlanul –

úgy gondolják, hogy bizonyos csoportokban, még azonos megfigyelhetõ tulajdonságok

mellett is, kisebb valószínûséggel találnak céljaiknak megfelelõ dolgozókat. A tudás,

illetve a várható teljesítmény megítélése ugyanis rendkívül bizonytalan dolog; a kívülr

õl megfigyelhetõ ismérveken – iskolai végzettség, szakma, gyakorlati idõ stb. – túl

számtalan, nehezen mérhetõ egyéni tulajdonságtól22 is függ. Minél magasabb iskolai

végzettséggel betölthetõ állásra, illetve minél magasabb beosztásra pályázik valaki,

annál nagyobb tétje van a megfelelõ egyéni szelekciónak. Nem véletlen, hogy ilyen

állások betöltése esetén a munkaadók nem elégszenek meg néhány fontos formális

22 A kognitív képességek mellett nagyon nagy szerepet játszhatnak a szociális jártasságok: a megbízható-

ság, az együttmûködési készség, a kollegialitás stb. is.

28

kritérium teljesítésével, hanem a lehetõ legrészletesebb módon, személyesen is igyekeznek

megismerkedni a jelentkezõkkel (képességvizsgáló teszteket, személyiségteszteket

készíttetnek velük, referenciamunkákat, -intézményeket vagy -személyeket igé-

nyelnek tõlük, személyre szóló interjúkat folytatnak le velük stb.). Nyilvánvaló, hogy

ez igen költséges felvételi eljárás. Alacsony iskolai végzettséget feltételezõ, beosztotti

munkakörökben erre nincs mód.

Ha a munkáltatók statisztikai alapon úgy okoskodnak, hogy – mondjuk: a romák kö-

zött – kevésbé találnak céljaiknak megfelelõ dolgozókat, akkor a felvételnél ezt az inform

ációt felhasználják, ha egyszer a költségesebb egyéni szûrõk alkalmazásától, éppen

azoknak magasabb költségei miatt eltekintenek. Világosan látni kell: a cigányokkal szemben

alkalmazott munkaerõ-piaci diszkrimináció zömében ilyen – statisztikai – jellegû. Nemcsak

a munkáltató személyes rokonszenvein vagy ellenszenvein múlik az – bár olykor az

sem elhanyagolható –, hogy alkalmaz-e cigány dolgozókat, hanem az etnikai hovatartoz

ás mint csoportszintû felvételi szûrõ relatív olcsóságán is. A helyzet ettõl természetesen

csak nehezebb. A statisztikai diszkrimináció ugyanis költségcsökkentõ hatású, s ezért –

bár erkölcsileg és jogilag igen elítélendõ23 – a munkaadó szemszögébõl ökonómiailag

racionális. Még az elõítéletektõl leginkább mentes munkaadónak is meg kell fontolnia,

megéri-e számára drága munkaügyi apparátust mûködtetni, ha egyszer meglehetõs biztons

ággal – bár az egyedi tévedések lehetõségével kalkulálva – képes külsõleg megfigyelhet

õ jegyek (például nem, életkor, etnikai hovatartozás) alapján a jelentkezõket elõ-

zetesen megszûrni.

A munkaadóknak ezekben a statisztikai ítéleteiben elválaszthatatlanul keverednek val

ós megfigyelések és durva elõítéletek. Nyilvánvaló, hogy még azonos iskolai végzettség

(és gyakorlati idõ) esetén is igen nagy egyéni különbségek lehetnek a munkavállalók

képességei, tudása, ismeretei és jártasságai között. Az is nyilvánvaló, hogy ezek a kü-

lönbségek valahogy összefüggnek azzal, hogy az illetõ iskolai pályafutása milyen volt.

Azok a fiatalok például, akik túlkorosan, évismétlésekkel, bukásokkal tarkítva (és nyilv

án rossz jegyekkel) végzik el a nyolc osztályt, várhatóan rosszabb (tanult) képességekkel,

kisebb tudással, kevesebb jártassággal rendelkeznek, mint azok, akiknek az iskolai

pályafutása simább volt. Ha a romák iskolai pályafutása jellegzetesen nagyobb arányban

tartalmaz ilyen zökkenõket, az – mivel a társadalom széles köreiben ismert információról

van szó – elegendõ alapot szolgáltathat a csoport egészével szemben támasztható elõíté-

leteknek.

Tény, hogy a cigány gyerekek iskolai karrierje a magyarországi átlagot messze meghalad

ó mértékben ilyen buktatókkal tarkított. Így valószínû, hogy két véletlenszerûen

kiválasztott, azonos életkorú nyolc osztályt végzett felnõtt között lesz ilyen különbség,

ha az egyik roma, a másik meg nem. A romák között bizonyosan több lesz az olyan

személy, aki nyolcosztályos végzettségét túlkorosan, évismétlésekkel és rossz jegyeket

gyûjtögetve szerezte meg. Hogy ez valóban így van, azt a 9. táblázat adatai is igazolják.

(Csak zárójelben jegyezzük meg – mert nem tartozik jelenlegi tárgyunkhoz –, hogy a

cigány gyerekek iskolai pályafutásának gyakori zavaraiért nemritkán magának az oktatá-

si rendszernek a súlyos funkcionális zavarai is felelõsek. Az iskolák hiánya, illetve az

iskolai erõforrások szûkössége a romák által sûrûn lakott kistelepülési kategóriában; a

roma gyerekek mind gyakoribb iskolán belüli szegregációja, illetve az iskolarendszer

23 Nemcsak erkölcsileg, de jogilag is elítélendõ, hiszen azzal a konkrét személlyel, akivel szemben alkalmazz

ák, méltánytalanul bánnak: bármennyire igaz lehet, hogy az õ csoportjában valamely jártasság kisebb

valószínûséggel fordul elõ, személyesen õ mégis rendelkezhet az alkalmazás feltételéül szabott tudással. Az

egyenlõ bánásmód joga megköveteli, hogy vele mint egyénnel, s ne mint egy csoport tagjával járjanak el.

Ugyanakkor az is világosan látszik, hogy ennek a jognak miért olyan nehéz érvényt szerezni: a gazdasági

racionalitás és a méltányos munkaügyi gyakorlat konfliktusban áll egymással.

29

általános képtelensége24 arra, hogy megbirkózzon a tanulási gondokkal küszködõ gyerekek

problémájával, mindezek a tényezõk maguk is komoly mértékben hozzájárulnak a

cigány gyerekek tömeges iskolai kudarcaihoz és késõbbi – felnõttkori – munkaerõ-piaci

sikertelenségéhez.)

9. táblázat

Az 1974–1975., az 1981–1982. és az 1985–1986. tanévben általános iskolába járó cigány és

nem cigány gyermekek hány százaléka volt saját osztályában túlkoros vagy évismétlõ?

Csoport Évfolyam

Tanév

1974–1975 1981–1982 1985–1986

Saját osztályukban túlkorosok aránya

Cigány tanulók 1–4. osztály 55,6 41,6 46,7

Nem cigány tanulók 1–4. osztály 7,4 6,0 9,2

Cigány tanulók 5–8. osztály 62,9 52,7 51,2

Nem cigány tanulók 5–8. osztály 12,5 8,3 9,3

Évismétlõk aránya

Cigány tanulók 1–4. osztály 22,3 16,3 17,4

Nem cigány tanulók 1–4. osztály 1,8 1,7 2,4

Cigány tanulók 5–8. osztály 14,5 13,5 14,4

Nem cigány tanulók 5–8. osztály 1,6 1,5 1,9

Forrás: Cigány tanulók … [1986], 51. és 58. o.

De ha van valami alapja ezeknek a statisztikai ítéleteknek, miért nevezzük mégis elõ-

ítéletnek õket? Két oknál fogva is: egyrészt mivel – a hétköznapi szóhasználattal összhangban

– elõítéletnek kell neveznünk azt, ha egy egyént csoportjának átlagos várható

tulajdonságai alapján ítélnek meg, akár van alapja a csoportra vonatkozó statisztikai íté-

leteknek, akár nincs,25 másrészt pedig azért, mert ha valóban fennállnak is a szóban

24 Ez utóbbi szélsõséges példája az, ahogy az iskolai pályafutás tökéletes vakvágányának tekinthetõ kiseg

ítõ iskolák évrõl évre növekvõ arányban megtelnek cigány gyerekekkel. Borsod megyében például az 1996–

1997-es tanévben a normál általános iskolákban nagyjából 17 százalékot tehetett ki a cigány gyerekek aránya

(saját becslés: Kertesi–Kézdi [1998], 316. o. alapján), addig a kisegítõ iskolákban ez a szám 90 százalék volt

(lásd: Loss–Páczelt–Szabó [1998]). Ugyanezek az arányok az 1977–1978-as tanévben 14,3, illetve 50,6 százal

ékot tettek ki (Cigány tanulók … [1978], 31. és 43. o.). A roma gyerekek felülreprezentációjának mértéke

húsz év leforgása alatt 3,5-szörösrõl 5,3-szorosra nõtt a megye kisegítõ iskoláiban.

25 Még akkor is, ha a munkáltatónak ez a gyakorlata – saját szempontjából – ökonómiailag racionális. Egy

társadalom ugyanis – politikai képviselõi útján – dönthet úgy is, hogy, mivel erkölcsileg elfogadhatatlannak

tartja, törvényi szabályozással és megfelelõ jogérvényesítõ intézmények létrehozásával megdrágítja a munk

áltatók részére a csoportszintû szûrõk alkalmazását. Egy alkalmas diszkriminációellenes törvény megfelelõ

szankciók kilátásba helyezésével elriaszthatja a munkáltatók egy részét az ilyesfajta eszközök alkalmazásá-

tól. Noha a magyar jogi szabályozás ettõl még meglehetõsen messze van (nem is elsõsorban törvényi háttér,

hanem inkább a megfelelõ jogérvényesítõ intézmények megteremtésének hiánya miatt), biztató kezdeti lépé-

sekrõl azonban beszélhetünk, noha egyelõre csak a civil szervezetek részérõl. A rejtett diszkrimináció kimutat

ására ugyanis létezik egy más országokban jól bevált módszer (a tesztelési eljárás), amelynek elsõ hazai

alkalmazására – épp egy roma származású ember munkaügyi panasza kapcsán – 1999-ben sor került egy

jogvédõ civil szervezet, a Nemzeti és Etnikai Kisebbségi Jogvédõ Iroda (NEKI) részérõl. (Lásd Fehér Füzet

[1998] és [1999].) Újszerûsége és fontossága miatt részletesebben ismertetjük a módszer lényegét a NEKI

1998. évi Fehér Füzete alapján (12. o.): „Ez a – különösen lakás- és munkaügyi problémák feltárására

alkalmas – módszer abból áll, hogy a panaszossal azonos kisebbségi csoporthoz tartozó tesztelõ és egy

másik, a kisebbségi csoporthoz nem tartozó, egyébként azonos releváns [megfigyelhetõ – K. G.] képessé-

gekkel és tulajdonságokkal bíró személy ugyanazzal a céllal, azonos kérdésekkel és kéréssel keresi fel a

panaszolt személyt vagy céget. Amennyiben a panaszt a tapasztaltak megerõsítik, azaz a kisebbséghez tarto30

forgó statisztikai ítéletekben megfogalmazódó csoportközi különbségek, akkor sem tudhatjuk,

hogy ezek milyen mértékben érintik a várható munkahelyi teljesítményeket. Megfelel

õ adatbázis hiányában, tudomásunk szerint, Magyarországon még senki sem tett

kísérletet arra, hogy megmérje a tudás iskolai végzettséggel nem mérhetõ komponenseinek

hatását a munkaerõ-piaci teljesítményekre.26 Különösképpen kérdéses, hogy alacsony

iskolai végzettségek (befejezetlen vagy befejezett általános iskolai végzettségek) esetében

kimutathatók-e lényeges teljesítménybeli különbségek a sima, illetve sok zökkenõvel járó

iskolai pályafutású emberek között. Márpedig akármilyen kicsik legyenek is a valóságban

ezek a várható különbségek, ha az alapjául szolgáló statisztikai megfigyelések csoportszint

û szûrõvé válnak, a felvételek során pontosan olyan mértékben fognak szelektálni

cigány és nem cigány dolgozók között, mintha nagyon nagyok lennének. Ez egyértelmû-

en következik a munkaerõ-felvételi szituációt uraló bizonytalanságból és a felvételi dönt

és igen–nem jellegébõl.

Mindebbõl az következik, hogy bármilyen módon próbáljuk is számszerûsíteni a diszkrimin

áció hatását, a mért hatásokban elkerülhetetlenül keveredni fog két összetevõ: a

tudás iskolai végzettséggel és munkaerõ-piaci tapasztalatokkal nem mérhetõ következm

énye és a diszkriminatív munkaerõ-piaci gyakorlat hatása. Ez egyenes következménye

a diszkrimináció mérési technikájának is. Az azonos minõségû munkaerõ eltérõ értékelé-

sét úgy tudjuk ugyanis tetten érni, ha a lehetõségekhez képest a legjobban specifikáljuk a

foglalkoztatási esélyeket meghatározó egyéni és kontextuális összefüggéseket, és ily módon

gondoskodunk arról a modellrõl, amelynek keretei között a munkaerõ minõségi heterogenit

ását kontrolláljuk. Amit a rendelkezésünkre álló legjobb modellel sem tudunk ismert

közgazdasági hatásmechanizmusokkal megmagyarázni, azt a reziduális hatást tekintj

ük a diszkrimináció (illetve – mint említettük – a nem megfigyelhetõ tudáselemek)

következményének.

Mérési kísérletünk eredményeit a 10. táblázatban szereplõ foglalkoztatási egyenletek

tartalmazzák. Az egyenletek egy sor egyéni változó (nem, életkor, iskolai végzettség,

családi háttér (gyermekszám és családi státus)) és a lokális munkaerõpiac állapotát kifejez

õ ismérv – a helyi munkanélküli-ráta – értékeit tartalmazzák. Arra vagyunk kíváncsiak,

hogy e független változók szimultán alkalmazásával milyen mértékû foglalkoztatásies

ély-különbségeket tudunk a cigány és nem cigány munkavállalók között elõre jelezni.

Minthogy az egyenletekben a referenciahalmazt azok a 30–39 éves, nyolc osztályt végzett,

nõtlen és gyermektelen férfiak képviselik, akik alacsony (10 százalék alatti) munkan

élküliségi rátájú körzetben élnek, valamennyi elõjelzésünket ehhez a csoporthoz viszony

ítva fogalmazzuk meg.

A modell alapján elõre jelzett foglalkoztatási esélyeket a következõk szerint számíthatjuk

ki. Jelöljük független változóinkat az (1, x1, x2, x3, x4, x5, x6) vektorral27 a következõ

zó nem jár olyan eredménnyel, mint tesztelõ társa, és a teszt részletei is arra utalnak, hogy diszkrimináció

történt, úgy jogi eljárást indítunk, amelynek során a tesztelési dokumentumokat és a tesztelõk tanúvallomá-

sát kérjük bizonyítékként felhasználni.” Nyilvánvalóan nagyon sok múlik azon, hogy egy ilyen próbaper

milyen következményekkel jár. A tesztelési eljárások (angolul: audit studies) legfrissebb tapasztalatairól

számol be Heckman–Siegelman [1992], Neumark [1996] és Goldin–Rouse [1997] írása.

26 Ehhez rendkívül finom adatok szükségesek, például olyan korstandardizált képességteszt-eredmé-

nyek, amelyeket a munkaerõpiacra való belépést megelõzõen vettek fel, továbbá olyan kereseti adatok,

amelyeket a piacra való belépés után jóval késõbb rögzítettek. Magyarán: rendkívül finom adatokat tartalmaz

ó longitudinális adatbázisra. Ilyen tudomásunk szerint a világon is igen kevés van. E kevés kivétel

egyike az az adatbázis, amelyet egy néhány éve készült, példaértékû tanulmány dolgozott fel: Neal–

Johnson [1996].

27 Az x1 változók indexei az i = 1,…,5 értékei között futnak (0-7 osztály, 8 osztály=ref.,…, felsõfok), az x2

változók indexei a j = 1,…,5 értékek között futnak (-10 %=ref., 10-15 %,…,25+ % helyi munkanélküli ráta),

az x4 változók értékei pedig az r = 1,…,6 értékek között futnak (15-19 éves,…,30-39 éves=ref.,…,55-59 éves).

31

sorrendben: konstans, iskolai végzettség dummyk, helyi munkanélküli ráta dummyk,

nem, életkor dummyk, családi státus, gyermekszám. Jelöljük továbbá a hozzájuk tartozó

10. táblázat

A foglalkoztatás valószínûségét elõrejelzõ logit egyenletek

(15–59 éves férfiak és 15–54 éves nõk, nem tanuló népesség)

Függõ változó: foglalkoztatott? igen = 1, nem = 0.

Független

Nem cigányok* Cigányok**

változó koefficiens t szignifikan- koefficiens t szignifikanciaszint

ciaszint

Nem –0,409 –14,829 0,000 –0,635 –8,321 0,000

15–19 éves –2,315 –40,088 0,000 –0,716 –5,241 0,000

20–24 éves –1,077 –22,657 0,000 –0,341 –2,984 0,003

25–29 éves –0,684 –14,399 0,000 –0,157 –1,350 0,177

40–54 éves –0,185 –4,946 0,000 –0,140 –1,337 0,181

55–59 éves –1,654 –23,181 0,000 –1,170 –3,705 0,000

0–7 osztály –1,056 –11,976 0,000 –0,801 –8,830 0,000

Szakmunkásképzõ 0,894 24,998 0,000 0,548 5,214 0,000

Középfok 0,816 24,110 0,000 0,948 3,929 0,000

Felsõfok 1,606 28,548 0,000 1,103 1,730 0,084

Gyerekszám –0,259 –15,800 0,000 –0,202 –7,371 0,000

Házas 0,240 6,882 0,000 0,142 1,494 0,135

Helyi munkanélküli-ráta (százalék)

10–15 –0,095 –3,025 0,002 –0,387 –3,640 0,000

15–20 –0,227 –5,993 0,000 –0,477 –4,612 0,000

20–25 –0,489 –9,072 0,000 –1,021 –7,162 0,000

25– –0,618 –6,287 0,000 –1,299 –7,838 0,000

Konstans 0,984 18,390 0,000 0,283 1,960 0,050

Log likelihood = –17483,948 Log likelihood = –2265,3674

Esetszám = 32235 Esetszám = 4607

LR c2 = 8060,52 LR c2 = 528,62

Prob > c2 = 0,0000 Prob > c2 = 0,0000

Pszeudo R2 = 0,1873 Pszeudo R2 = 0,1045

** KSH munkaerõ-felvétel, 1993. szeptember–novemberi hullám.

** MTA Szociológiai Intézetének 1993/94. évi országosan reprezentatív cigányfelvétele.

Megjegyzés: Nem: férfi=0, nõ=1; házas=1, nem házas=0.

mazt a 30–39 éves ( ˆ4 )0

4

b = , nõtlen (ˆ )0 5

b = és gyermektelen (ˆ )0 6 =b férfiak ( ˆ )0 3 =b

csoportjánál rögzítve, az érdeklõdésünk valódi tárgyát képezõ iskolaivégzettség-specifikus

(i), illetve helyi munkanélküli-rátáktól függõ ( j) foglalkoztatási esélyeket az alábbiak

szerint kaphatjuk meg:

1 exp[–(ˆ ˆ )]

ˆ 1

0 1 2

m

j

m

j

l

i

l

i

k

ij

klm b x b x

p

+ +

=

A k,l,m alsó indexek – amelyek három értéket vehetnek fel: c (cigány), n (nem cig

ány), illetve . (hiányzó érték) – azt jelölik, hogy a predikcióba bevont konstanshoz ( k),

becsült paraméterértékek vektorát a (ˆ ,ˆ ,ˆ , ˆ ,ˆ , ˆ , ˆ ) 10 2 3 4 5 6 b b b b b vektorral. A referenciahal32

iskolai végzettség (l) változóhoz, illetve helyi munkanélküli-ráta (m) változóhoz tartozó

paramétereket a cigány (c) vagy a nem cigány (n) egyenletbõl vettük-e, vagy pedig a

szóban forgó változó paraméterét a referenciaértéken rögzítettük (.).

A különbözõ ij

klm pˆ predikciók segítségével érdekes kísérleti helyzeteket tudunk teremteni:

megvizsgálhatjuk, hogy különféle feltételezések mellett milyen foglalkoztatási

esélyekkel rendelkeznének a munkaerõpiac roma és nem roma szereplõi. A ij

nnc pˆ feltételes

elõrejelzés például azt számszerûsíti, hogy mekkorák volnának az i-edik iskolai

végzettségi fokozatot elért 30–39 éves, nõtlen, gyermektelen cigány férfiak helyi munkan

élküliségi szintjétõl ( j-tõl) függõ foglalkoztatási esélyei (m = c), ha a munkaerõpiacon

hasznosuló tudásuk formális iskolai végzettséggel mérhetõ és nem mérhetõ komponenseit

pontosan úgy értékelné a piac, mint a nem cigány emberekét. Operacionálisan

ezt úgy biztosíthatjuk, ha a romák elõre jelzett esélyeinek kiszámításakor nem a saját

egyenletük konstansához, illetve iskolai dummyjához tartozó paramétereket vonjuk be

a fenti formulába, hanem a nem cigányokra vonatkozó egyenlet megfelelõ paramétereit

(k, l = n).

A szóban forgó feltételes elõrejelzésekbõl leszûrhetõ tapasztalatokat a 12. ábra és a

11. táblázat segítségével mutatjuk be. A 11. táblázatban öt különbözõ kísérleti helyzet

eredményét láthatjuk. Az elsõ három sorban a helyi munkanélküli-ráta értékét a legalacsonyabb

szinten rögzítettük, és a nem cigány–cigány esélykülönbségeket egyedül a konstansokt

ól (1.), majd egyedül az iskolai végzettségi paraméterek eltéréseitõl (2.), végül

mind a konstansok, mind pedig az iskolai végzettségi paraméterek (3.) eltéréseitõl tettük

függõvé. A 4.a–4.b sorokban a konstans és az iskolai végzettségi paraméter értékét

rögzítettük a nem cigány egyenlet értékén, és egyedül a helyi munkanélküli-rátáktól tett

ük függõvé a csoportközi különbségeket. Végül az 5.a–5.b sorokban a helyi munkanélk

üli-ráta, a konstans és az iskolai végzettség együttes hatását számszerûsítettük a 8 oszt

ályt, illetve szakmunkásképzõt végzettek esetében.

Az elõrejelzések eredményeit grafikus formában a 12. ábra alapján követhetjük nyomon.

Az ábra négy panelje a 11. táblázat 3., 4.a, 4.b, illetve 5.a, 5.b sorának megfelelõ

feltételes elõrejelzéseket tartalmazza. Az a) panel az iskolai végzettségtõl és a konstansokt

ól együttesen függõ prediktált foglalkoztatási esélyeket mutatja úgy, hogy közben a

helyi munkanélküliségi ráta értékét a legalacsonyabb szinten (–10 százalékon) rögzített

ük. A különbségek – iskolai végzettségtõl függõen – a munkaképes korú romák 97

százalékát magában foglaló alsó három iskolai végzettségi szinten 11–17 százalékot tesznek

ki.28 Mint korábban is hangsúlyoztuk, ebben két hatás keveredik: az adott iskolai

végzettségeken belüli tudáskülönbségek, illetve a munkaerõ-piaci diszkrimináció hatása.

A két hatást nem tudjuk szétválasztani, habár – mint az a 9. táblázat alapján valószínûsíthet

õ – az iskolai végzettségi szinteken belüli tudáskülönbségek hatása semmiképpen sem

tekinthetõ jelentéktelennek.

A 11. táblázat tanúsága szerint – lásd a táblázat 3. sorát – ebbõl a komponensbõl

aggregált szinten (a legalacsonyabb munkanélküliségû régiókban) mintegy 27 százaléknyi

foglalkoztatásiesély-különbség adódik a 30–39 éves férfiak csoportján belül a cigány

munkavállalók rovására. Az aggregált esélykülönbség mintegy felerészt összetételhatásb

ól származik, nevezetesen abból, hogy a munkaképes korú cigány és nem cigány népess

ég iskolai végzettség szerinti összetétele igen markánsan eltér egymástól (3. táblázat),

az eltérés másik fele a prediktált esélyek iskolatípusonkénti eltéréseibõl (paraméterhatásb

ól) adódik.29 Az iskolai végzettségtõl függõ aggregált foglalkoztatásiesély-különbségen

belül így a diszkrimináció hatása minden bizonnyal kisebb szerepet játszik, mint az a

28 A középfokon 8, a felsõfokon 13 százalékos az eltérés.

29 Az alkalmazott dekompozíciós eljárás leírása a Függelékben található meg.

33

11. táblázat

A 30–39 éves nem cigány és cigány férfiak közti elõrejelzett foglalkoztatásiesély-különbségek* mértéke és tényezõkre bontása

(Oaxaca–Blinder-féle dekompozíció**), a foglalkoztatásiesély-különbségek különféle feltételezett forrásai esetén

(százalék)

A foglalkoztatásiesély-különbség forrása

Az aggregált

Az aggregált esélykülönbséget 100 százaléknak tekintve

iskolai helyi munka- esélykülönbség 1. dekompozíció*** 2. dekompozíció****

konstans végzettség nélküli ráta mértéke

összetételhatás paraméterhatás összetételhatás paraméterhatás

1. (n, c) (n, n) ref. 26,3 47 53 61 39

2. (n, n) (n, c) ref. 12,2 100 0 85 15

3. (n, c) (n, c) ref. 26,9 46 54 51 49

4.a (n, n) (n, n | i = 8 osztály) (n, c) 8,9 20 80 37 63

4.b (n, n) (n, n | i = szakmunkás) (n, c) 6,3 20 80 44 56

5.a (n, c) (n, c | i = 8 osztály) (n, c) 25,5 7 93 13 87

5.b (n, c) (n, c | i = szakmunkás) (n, c) 27,6 5 95 14 86

**** Az elõrejelzések a 10. táblázatban szereplõ cigány és nem cigány foglalkoztatási egyenletek paramétereire támaszkodnak. A feltételes elõrejelzésekkel kapcsolatos

részleteket lásd a Függelékben!

(n, c) = a nem cigány és cigány foglalkoztatási esélyek kiszámításához a saját egyenletek paramétereit vettük alapul;

(n, n) = mind a cigány, mind a nem cigány esélyek kiszámításához a nem cigány egyenlet megfelelõ paramétereit vettük alapul;

ref.= a szóban forgó változó értékét – a többi kihagyott változóéval együtt – mind a cigány, mind a nem cigány esélyek becslésekor a referenciakategória értékén

rögzítettük.

**** A táblázat sorait jelölõ sorszámok a Függelékben szereplõ dekompozíciók képleteinek sorszámaival azonosak. A statisztikai részleteket lásd ugyanott!

**** Az összetételhatás a nem cigány becsült esélyek értékén mérve.

**** Az összetételhatás a cigány becsült esélyek értékén mérve.

34

12. ábra

30–39 éves férfiak elõrejelzett foglalkoztatási esélyei (a 10. és a 11. táblázat alapján számolva)

Százalék

Százalék

Százalék

Százalék

a) A konstansok és az iskolázottsági hozamok együttes hatása (3)

c)

a)

A helyi munkanélküli-ráta, a konstans és az iskolai végzettség

együttes hatása 8 osztályos iskolai végzettség esetén [5. ]

b)

4.a) b)

A helyi munkanélküliségi ráta hatása, a konstans és a megfelelõ

iskolázottsági hozamok a nem cigány egyenlet értékein rögzítve [ és ]

d)

b)

A helyi munkanélküli-ráta, a konstans és az iskolai végzettség együttes

hatása szakmunkásképzõ iskolai végzettség esetén [5. ]

35

hatás, ami a cigányok alacsony iskolázottságából és iskolai végzettséggel nem mérhetõ,

de minden bizonnyal mégiscsak meglevõ tudásbeli hátrányaiból együttesen adódik.

Másként áll a helyzet a helyi munkanélküliségi ráta hatásával. Noha az összetételhatás

következményei elsõ látásra nem elhanyagolhatók – amíg a cigányság csaknem egynegyede

él igen magas (20 százalékosnál nagyobb), s több mint a fele 15 százalékosnál

magasabb munkanélküli-rátájú körzetben, addig a nem cigány népesség zöme (több mint

kétharmada) 15 százalékosnál alacsonyabb munkanélküli-rátájú körzetben él (6. táblá-

zat) –, a cigányok a tapasztaltnál lényegesen kisebb mértékben sínylenék meg a foglalkoztat

ási válság következményeit, ha csak olyan mértékben érné õket, mint a megfelelõ

iskolázottságú nem cigány népességet. A referenciahalmaz itt is a 30–39 éves, nõtlen és

gyermektelen férfiak csoportja. A romák alacsony helyi munkanélküli-ráta mellett, mind

a nyolcosztályos, mind pedig a szakmunkásképzõ végzettség esetén nagyjából azonos

(16-17 százalék körüli) foglalkoztatási esélyhátránnyal rendelkeznek [lásd 12. ábra a)

panel]. Ha egy gondolatkísérlet erejéig feltesszük, hogy ezt a 16-17 százalékos különbsé-

get teljes egészében a munkaerõ nem megfigyelhetõ ismérvek szerinti minõségkülönbsé-

ge okozza, akkor is nehéz lenne az emberitõke-elmélettel összhangban levõ, racionális

választ találni arra kérdésre, hogy milyen oknál fogva nõ meg ez a távolság a helyi

foglalkoztatási helyzet romlásának függvényében. Az a tény, hogy a körzeti munkanélk

üli-ráták értékének emelkedésével az olló egyre tágabbra nyílik – lásd 12. ábra b)–c)–

d) panel –, arról tanúskodik, hogy a cigányokat összehasonlíthatatlanul jobban sújtja a

helyi gazdaság depressziója, mint a velük azonos nemû, életkorú, iskolai végzettségû,

családi helyzetû nem cigány embereket. Ezek a különbségek igen tekintélyes mértékûek:

a nyolcosztályos végzettségûek esetén a 16 százalékos bázishoz képest az olló a legmagasabb

munkanélküli-rátájú körzetekben 32 százalékosra [lásd c) panel], a szakmunkásképz

õt végzettek esetében pedig 17 százalékos bázisról 40 százalékosra [lásd d) panel] nyí-

lik. Nehéz ezt másként, mint a foglalkoztatási diszkrimináció jeleként értékelni. Adataink

arra utalnak, hogy a foglalkoztatási diszkrimináció az ország azon körzeteiben erõs, ahol

nagy a verseny az alacsony iskolázottságot feltételezõ állások iránt, és ahol az alacsony

iskolázottságú többség foglalkoztatási gondjai legkönnyebben a cigány álláskeresõk rov

ására enyhíthetõk.30

Összegzés

Tanulmányunk munkatörténeti adatokra támaszkodva megpróbálta nyomon követni a cig

ányság munkaerõ-piaci kiszorulását az 1984 és 1994 között eltelt tíz évben. Egy kvázikeresztmetszeti

makromodell segítségével kimutattuk, hogy a munkaképes korú (nem

nyugdíjas és nem tanuló) roma népesség foglalkoztatása a korábbi 75 százalékos szintrõl

30 százalékra esett vissza. Kimutattuk továbbá azt is, hogy a kilencvenes évek közepére

a romák számára nemcsak rendkívül alacsony szintû, de egyszersmind magas ki- és

beáramlásokkal is jellemezhetõ, instabil – harmadik világra jellemzõ – foglalkoztatási

minta van kialakulóban. Nemcsak az történt, hogy a romák zöme a magyar társadalom

átlagát messze meghaladó mértékben veszítette el egyszer és mindenkorra az állását, és

szorult ki végleg a munkaerõpiacról, de az a kevés ember, aki képes volt valamilyen

szinten megkapaszkodni a munkaerõpiacon, ezt nagyrészt úgy tudta csak megtenni, hogy

közben kénytelen volt lemondani a folyamatos foglalkoztatás esélyeirõl. Az instabil foglalkoztat

ás általánossá válása miatt a munkával rendelkezõk jelentõs részét is elérte a

30 Az ilyen körzetekben gyakran a cigány népesség részaránya is magasabb, mint az országos átlag: lásd

ezzel kapcsolatban az Ábrahám–Kertesi [1996] cikk függelékeként közölt térképeket!

36

társadalmi dezintegrálódás: a rendszeres munka hiánya egyben a rendszeres életvitel

hiányát, filléres megélhetési gondokat, valamint az állami szociális juttatások és a vállalati

szociális ellátások alacsonyabb szintjét – bizonyos esetekben e juttatásokra való jogosults

ág teljes elvesztését – is jelenti.

A munkaerõ-piaci kiszorulás folyamatát, a teljes és a cigány népesség összehasonlítá-

sával, megpróbáltuk folyamatában is, az egyéni életpályák mentén nyomon kísérni. Meg-

állapítottuk, hogy a cigány népesség és a teljes népesség közötti foglalkoztatási olló hallatlan

mértékû kinyílása nem kizárólag összetételhatások következménye. Nem csupán

arról van szó, hogy a romák a népesség egészéhez képest sokkal iskolázatlanabbak, s

ezért következett be a népesség egészét messze meghaladó mértékû állásvesztésük. Gyan

úink szerint ebben a területi hátrányok mellett a foglalkoztatási diszkrimináció is szerepet

játszik. A pályakezdõk, illetve korai nyugdíjazottak problémáját elemezve rámutattunk

néhány erre utaló összefüggésre. Kimutattuk azt is, hogy a cigány népesség kiszorul

ása, korai nyugdíjazások formájában a nyolcvanas évek második felében, az állítólagos

teljes foglalkoztatottság idején már teljes gõzzel megindult. A gazdasági válság foglalkoztat

ási következményei legelõször a romákat sújtották, jóllehet egyetlen olyan vállalat

vagy iparág sincs azon vállalatok vagy iparágak sorában, melyeket elõször elért a válság,

ahol a cigány munkavállalók részaránya olyan magas lehetett, ami ezt indokolná.

Végezetül: egyéni szintû, keresztmetszeti adatokra támaszkodva, megpróbáltuk az alacsony

szintû foglalkoztatás jellemzõ okait – az iskolázatlanságot, a területi hátrányokat és

a diszkriminációt – fölmérni. A foglalkoztatás valószínûségét elõrejelzõ egyenletek segíts

égével kimutattuk, hogy az iskolai végzettségtõl függõ foglalkoztatási esélykülönbségek

mintegy fele összetételhatásra – a roma és nem roma népesség eltérõ iskolázottsági összet

ételére – vezethetõ vissza. A területi hátrány problémáját elemezve, arra a következtet

ésre jutottunk, hogy noha az összetételhatás következményei itt sem elhanyagolhatók, a

területi hátrányok messze nagyobb arányban sújtják a cigányokat, mint a velük azonos

tulajdonságú nem cigány embereket. Nehéz ez másként, mint a foglalkoztatási diszkrimin

áció jeleként értelmezni.

A romák foglalkoztatási és szélesebben értelmezett életesélyeit tehát alapvetõen három

tényezõ rontja: az iskolázatlanság, a területi hátrány és a diszkrimináció. A terápiának is

erre a három tényezõre kell irányulnia. Jelen sorok szerzõje az elmúlt években két ízben

is kísérletet tett terápiás javaslatainak átfogó megfogalmazására (Kertesi [1995] és Kertesi–

Kézdi [1996]). Minthogy az azóta eltelt öt évben ezekbõl a javaslatokból semmi sem

valósult meg, javaslatainkat továbbra is érvényesnek tekintjük.

Függelék

A foglalkoztatási esélykülönbségek Oaxaca–Blinder-féle felbontása31

Jelöljük a cigány (c), illetve nem cigány (n) népesség iskolai végzettség (i), illetve helyi

munkanélküli-ráta ( j) szerinti összetételét ij

c f

, illetve ij

n f szimbólumokkal. Természetesen:

A prediktált foglalkoztatási esélyeket ij

klm pˆ -vel jelöljük, ahol i (i = 1,…,5) képviseli az

elõrejelzésbe bevont iskolai végzettségi dummyt, j ( j = 1,…,5) a helyi munkanélkülir

áta megfelelõ dummy változóját; k, l és m indexek – melyek csak két értéket vehetnek

31 A függelék a 11. táblázatban alkalmazott eljárás kifejtését tartalmazza.

37

fel: c = cigány, n = nem cigány – pedig azt jelölik, hogy a predikcióba bevont konstans

(k), iskolai végzettség (l), illetve helyi munkanélküliség (m) változóihoz tartozó paramé-

tereket a cigány (c) vagy a nem cigány (n) egyenletbõl vettük-e vagy pedig a szóban

forgó változó paraméterét a referenciaértéken rögzítettük (.) . A prediktált foglalkozási

esélyek pontos képlete az alábbi:

nnc pˆ elõrejelzés például azt számszerûsíti, hogy az i-edik iskolai végzettségi fokozatot

elért 30–39 éves nõtlen, gyermektelen cigány férfiak helyi munkanélküliség szintjétõl

függõ foglalkoztatási esélye mekkora volna, ha a szóban forgó esély kiszámításakor a

nem cigány egyenlet konstansát és iskolai végzettségi hozamát vennénk alapul (vagyis:

ha a munkaerõpiacon hasznosuló tudás formális iskolai végzettséggel mérhetõ és nem

mérhetõ részét a piac pontosan úgy értékelné, mint a nem cigány emberekét).

Ekkor, felhasználva az iménti eljárással kiszámított prediktált foglalkoztatási esélyeket,

valamint a cigány és nem cigány népesség megfelelõ részpopulációinak iskolai végzetts

ég, illetve helyi munkanélküli-ráta szerinti összetételét, az iskolai végzettségtõl függ

õ aggregált foglalkoztatásiesély-különbségeket az 1., a 2. és a 3. képletnek megfelelõ

módon, a helyi munkanélküli-ráta értékétõl függõ foglalkoztatási esélykülönbségeket pedig

a 4.a és 4.b, illetve és az 5.a és 5.b képleteknek megfelelõen bonthatjuk komponensekre.

Az elsõ komponens minden esetben az összetétel-különbségbõl fakadó hatást, a második

komponens pedig az eltérõ paraméterértékekbõl adódó hatást méri. Valamennyi esetben

kétféle dekompozíciót alkalmazunk: az 1. dekompozíció esetében a nem cigány becsült

esélyek értékén mérjük az összetételhatást, a 2. dekompozíció esetében pedig a cigány

becsült esélyek értékén mérjük ugyanazt.

38

A 4.a és az 5.a felbontás esetében a megoszlásokat és a prediktált esélyeket a nyolc

osztályt végzettek csoportjára (i = 2), a 4.b és az 5.b felbontás esetében pedig a szakmunk

ásképzõt végzettekre (i = 3) számítjuk ki.

Az elõrejelzett foglalkoztatási esélyeket a 10. táblázat logit egyenleteinek paraméterei

alapján számítottuk ki; a megoszlásokat szintén az egyenletek alapjául szolgáló adatbá-

zisokból kaptuk meg. A megoszlások kiszámításakor esetszámproblémák miatt a következ

õ egyszerûsítésekkel éltünk: az 1., a 2. és a 3. képleteknél a 10 százaléknál alacsonyabb

helyi munkanélküli-rátájú körzetben élõ, 30–39 éves férfiak iskolai végzettség

szerinti megoszlását vettük alapul (tehát családi státus és gyermekszám alapján nem bontottuk

tovább a népességeket); a 4.a és az 5.a képleteknél a 30–39 éves, nyolc osztályt

végzett férfiak helyi munkanélküli-ráta szerinti megoszlását vettük alapul (tehát családi

státus és gyermekszám alapján itt sem bontottuk tovább a népességeket); végül a 4.b és

az 5.b képletek esetében a szakmunkásképzõt végzett férfiak helyi munkanélküli-ráta

szerinti megoszlását vettük alapul (a családi státus és a gyermekszám figyelmen kívül

hagyása mellett itt a korcsoportot sem tudtuk tekintetbe venni). Ezek az egyszerûsítések

némi torzítással járnak, bár – fõként az 1. és 2., 3., a 4.a és az 5.a képletnél – a torzítás

mértéke nem lehet túlságosan nagy.

Hivatkozások

ÁBRAHÁM ÁRPÁD–KERTESI GÁBOR [1996]: A munkanélküliség regionális egyenlõtlenségei Magyarorsz

ágon. A foglalkoztatási diszkrimináció és az emberi tõke váltakozó szerepe. Közgazdasági

Szemle, 7–8. sz.

CIGÁNY TANULÓK… [1978]: Cigány tanulók az általános iskolában, 1977/78. tanév. Mûvelõdésügyi

Minisztérium, statisztikai osztály, Budapest.

CIGÁNY TANULÓK… [1986]: Cigány tanulók az alsó és középfokú oktatási intézményekben, 1985/

86. tanév. Tudományszervezési és Informatikai Intézet, Budapest

FAZEKAS KÁROLY–KÖLLÕ JÁNOS [1990]: Munkaerõpiac tõkepiac nélkül. Közgazdasági és Jogi Könyvkiad

ó, Budapest.

FEHÉR FÜZET [1998]: A Nemzeti és Etnikai Kisebbségi Jogvédõ Iroda beszámolója. Másság Alapítv

ány, Budapest.

FEHÉR FÜZET [1999]: A Nemzeti és Etnikai Kisebbségi Jogvédõ Iroda beszámolója. Másság Alapítv

ány, Budapest.

GOLDIN, C.–ROUSE, C. [1997]: Orchestrating impartiality: the impact of “blind” auditions on

female musicians. NBER Working paper 5903. sz., Cambridge, MA.

HECKMAN, J. J.–SIEGELMAN, P. [1992]: The Urban Institute Audit Studies: their methods and

findings. Megjelent: Fix, M.–Struyck, R. J. (szerk.): Clear and convincing evidence: measurement

of discrimination in America. Urban Institute Press, Lanham, MD.

KERTESI GÁBOR [1994]: Cigányok a munkaerõpiacon, Közgazdasági Szemle, 11. sz.

KERTESI GÁBOR [1995]: Cigány foglalkoztatás és munkanélküliség a rendszerváltás elõtt és után

(tények és terápiák). Esély, 4. sz.

KERTESI GÁBOR–KÉZDI GÁBOR [1996]: Cigány tanulók az általános iskolában (helyzetfelmérés és

egy cigány oktatási koncepció vázlata), Educatio Füzetek 3. sz.

KERTESI GÁBOR–KÉZDI GÁBOR [1998]: A cigány népesség Magyarországon (dokumentáció és adatt

ár). Socio-typo, Budapest.

KÖLLÕ JÁNOS [1998]: Átalakulás az „átalakulás” elõtt: Munkáltatói magatartás 1986–1989-ben. Megjelent:

Köllõ János–Gács János (szerk.): A „Túlzott központosítás”-tól az „Átmenet stratégiájá”-

ig. Tanulmányok Kornai János tiszteletére. Közgazdasági és Jogi Könyvkiadó, Budapest.

LOSS SÁNDOR–PÁCZELT ISTVÁNNÉ–SZABÓ GYÖRGYNÉ [1998]: Szakértõi és Rehabilitációs Bizottságok

hatáselemzése Borsod-Abaúj-Zemplén megyében. Miskolc, kézirat.

NEAL, D. A.–JOHNSON, W. R. [1996]: The role of pre-market factors in black-white wage differences,

Journal of Political Economy, 5. sz.

NEUMARK, D. [1996]: Sex discrimination in restaurant hiring: an audit study. Quarterly Journal of

Economics, 3. sz.