1 Teorie regulace trhu práce

3.2Vztah nezaměstnanosti a regulace trhu práce na základě kolektivního vyjednávání

Opět se nejdříve zaměříme na vztah míry nezaměstnanosti a míry regulace trhu práce na základě ukazatelů kolektivního vyjednávání tak, jak je zkonstruovala OECD.

Vidíme, že až na výjimky převyšuje rozsah působnosti odborových svazů jejich hustotu, což znamená, že ve většině států jsou v odborech organizováni převážně pracující. Např. v Lucembursku a v ČR je vidět, že mezi členy odborů patří i nezaměstnaní.

Nyní si ukažme, zda existuje v zemích EU spojitost mezi mírou nezaměstnanosti a odborovou organizovaností na základě hustoty a působnosti odborových svazů.

Vidíme, že v obou případech se vztah jeví jako negativní. Růst hustoty odborových svazů by tedy podle grafů měl vést k nižší nezaměstnanosti. Tento růst však nemusí být nutně způsoben růstem členské základny odborových svazů, ale také poklesem celkového počtu pracovníků, např. z důvodu odchodu do důchodu. Výsledný vztah však opět nemůžeme pokládat za směrodatný, vzhledem ke statistické nevýznamnosti obou koeficientů (Hodnota testové statistiky – 1,44 je nižší než kritická hodnota studentova rozložení 2,11 a p-hodnota je rovna 0,17). Vysvětlovací schopnost modelu jako celku je taktéž statisticky nevýznamná, neboť hodnota testové statistiky F_R je 2,07, což je nižší než kritická hodnota Fisherova rozložení 4,45.

Ke stejnému závěru dojdeme i pro druhý vztah, neboť hodnota testové statistiky - 1, 08 je nižší než kritická hodnota studentova rozložení 2,12, p-hodnota je rovna 0,3 a hodnota testové statistiky F_R je 1,17, což je nižší než kritická hodnota Fisherova rozložení 4,49.

Pokud z analýzy vynecháme Polsko a Slovensko, v prvním případě dosáhneme podobných výsledků, nicméně druhý vztah míry nezaměstnanosti a rozsahu působnosti odborových svazů přechází z původně negativního na pozitivní. Toto by nasvědčovalo na vztah výše mezd a tedy nezaměstnanosti a vyjednávací síly odborů dané podílem pracovní síly, která je schopna vstoupit do stávky. Opět však musíme konstatovat, že jde o vztah statisticky nevýznamný.

Vidíme, že nejvíce jsou odbory centralizované i koordinované ve Finsku, což znamená, že kolektivní vyjednávání má prvořadý význam na centrální úrovni a toto vyjednávání vrcholových svazů je vysoce koordinované.

Nyní se podíváme, jak úroveň centralizace a koordinace odborových svazů působí na míru nezaměstnanosti.

Opět vidíme negativní závislost míry nezaměstnanosti jak na centralizaci, tak na koordinaci odborových svazů. V případě centralizace by tedy byl potvrzen negativní dopad decentralizovaného kolektivního vyjednávání v podobě externalit tak, jak je uvádí Calmfors (1993).

U podmiňovacího způsobu však musíme zůstat i tentokrát, neboť ani regresní analýza, korelační koeficient a koeficient determinace neprokázali statistickou významnost tohoto vztahu (Hodnota testové statistiky - 1,14 je nižší než kritická hodnota studentova rozložení 2,15, p-hodnota je rovna 0,28 a hodnota testové statistiky F_R je 1,29, což je nižší než kritická hodnota Fisherova rozložení 4,6).

Na základě analýzy nejsme schopni určit ani vztah koordinace odborových svazů a míry nezaměstnanosti. Hodnota testové statistiky - 1,6 je nižší než kritická hodnota studentova rozložení 2,15, p-hodnota je rovna 0,13 a hodnota testové statistiky F_R je 2,57, což je nižší než kritická hodnota Fisherova rozložení 4,6.

Vynechání Polska a Slovenska ani v jednom případě nemá smysl, neboť výsledky analýzy téměř vůbec nezmění.

Nakonec se pokusíme charakterizovat schopnost ovládání kolektivního vyjednávání a posléze její vliv na míru nezaměstnanosti.⁵⁸

Vidíme, že ukazatel je relativně vysoký v mnoha zemích EU, což znamená, že kolektivní smlouvy v těchto zemích jsou soudně vymahatelné.

Z grafu vztahu ukazatele a míry nezaměstnanosti vidíme, že body jsou poměrně rozptýlené. Například Rakousko, které má jednu z nejnižších měr nezaměstnanosti, je charakterizováno čtvrtým stupněm BGo ukazatele. Naproti tomu Finsko, které je na stejné úrovni, má poměrně vysokou míru nezaměstnanosti, takže už na první pohled nelze usuzovat na vazbu těchto dvou veličin. Tuto vazbu nepotvrzuje ani regresní analýza a korelační koeficient (Hodnota testové statistiky – 0,62 je nižší než kritická hodnota studentova rozložení 2,26 a p-hodnota je rovna 0,55). Co se týká vysvětlovací schopnosti modelu, nepřekvapí nás ani statistická nevýznamnost koeficientu determinace (hodnota testové statistiky F_R je 0,38, což je nižší než kritická hodnota Fisherova rozložení 5,12). Výsledky analýzy tedy ani tentokrát nejsou nikterak příznivé ve smyslu snahy popsat vztah míry nezaměstnanosti a míry regulace trhu práce.

Na závěr se ještě pokusíme prozkoumat vliv ukazatele kolektivního vyjednávání, jak jej zkonstruovali Botero et al.(2004). Vzhledem k tomu, že autoři neuvádějí komponenty tohoto ukazatele, vidíme na grafu pouze jeho souhrnnou hodnotu.

V tomto ukazateli se dle očekávání projevila síla dána zákonem francouzských odborům. Tato jejich síla se pak projevuje zejména v oblasti školství, dopravy a těžkého průmyslu.⁵⁹

Na grafu, který popisuje vztah souhrnného ukazatele zákonů upravujících kolektivní vyjednávání a míry nezaměstnanosti, je patrná pozitivní vazba.

Přesto, že se vztah jeví na první pohled pozitivní, ani regresní koeficient ani koeficient korelace nejsou statisticky významné (Hodnota testové statistiky – 0,64 je nižší než kritická hodnota studentova rozložení 2,12 a p-hodnota je rovna 0,53). Totéž platí pro koeficient determinace, který je statisticky nevýznamný, tudíž model není schopen vysvětlit chování míry nezaměstnanosti (hodnota testové statistiky F_R je 0,42, což je nižší než kritická hodnota Fisherova rozložení 4,49). Pokud v tomto případě vynecháme Polsko a Slovensko, žádných výrazných změn ani zlepšení vysvětlovací schopnosti modelu nedosáhneme.

Nyní bohužel musíme konstatovat, že analýza na základě ukazatelů kolektivního vyjednávání vytvořených OECD ani ukazatele dle Botero et. al (2004) neukázaly statisticky prokazatelnou vazbu mezi mírou regulace trhu práce na základě kolektivního vyjednávání a mírou nezaměstnanosti. Tyto výsledky opět shrneme do tabulky.

Tabulka 9. Vztah míry nezaměstnanosti a míry regulace trhu práce na základě kolektivního vyjednávání

	ukazatele dle OECD					ukazatele dle Botero et al.
	TUD	BC	BCe	BCo	BGo	CRLI
celková UNE	×	×	×	×	×	×

Zdroj: OECD, EIRO, Botero et al., vlastní výpočty