ISSN-1855-6175

Brezposelnost v Sloveniji z vidika insider-outsider teorije

Nuša Lazar, Rasto Ovin

1. Uvod

Reševanje problema brezposelnosti v Sloveniji je bila in je še ena osrednjih tem pri vsakih državnozborskih volitvah, v času trajanja mandatov vlad pa seveda predmet sindikalnega boja in prizadevanj za iskanje socialnega miru. Pri tem različne parlamentarne opcije zavzemajo različna stališča, iz vseh pa je videti upoštevanje velikega števila, ki ga na političnem trgu predstavljajo zainteresirani za vzdrževanje visoke ravni zaščite na delovnem mestu in za veliko vlogo socialnih transferov pri zmanjševanju posledic.

Gibanja na trgu dela v Sloveniji so se zaostrila s pojavom finančne in ekonomske krize. Iz Slike 1 izhaja, da je slovenski trg dela približno z enoletnim zamikom občutil finančno in ekonomsko krizo. Tako je brezposelnost v letu 2008 beležila še ugodnejši rezultat, kljub temu, da se je gospodarska aktivnost glede na leto prej zmanjšala skoraj za polovico.

Slika 1: Gibanje stopnje registrirane brezposelnosti v Sloveniji med leti 2005 in 2014
Slika 1
Vir: Lastni izračuni na osnovi podatkov ZRSZ (2015).

Iz obstoječih politik je razviden še en skupni imenovalec: vse so doslej zanemarile dejstvo, da obstaja tudi trg dela. Čeprav ga pogosto tako tudi imenujejo, pozabljajo na to, da predvsem visoka zaščita zaposlenih (insiderji) zmanjšuje možnost za vrnitev ali vstop iskalcev zaposlitve (outsiderji). V našem prispevku želimo dati prispevek prav v tem pogledu ter zato poskušamo na osnovi javno dostopnih podatkov s trga dela meriti povezavo med položajem obeh skupin delojemalcev (insiderji in outsiderji), ki bi jo lahko povzročala takšna politika na trgu dela.

Izhajali smo iz insider-outsider teorije, ki sta jo razvila Lindbeck in Snower (1985, 1990, 2001, 2002). Problem močnega položaja insiderjev, torej zaposlenih, pri oblikovanju plač so preučevali še Shaked in Sutton (1984), Pissarides (1989), Blanchflower et. al (1990), Rueda (2005) in drugi. Splošna ugotovitev je, da stroški odpuščanja vplivajo na gibanje zaposlenosti in brezposelnosti v gospodarstvu (Shaked in Sutton, 1984; Kajzer, 2006), s čimer stroški fluktuacije povečujejo pogajalsko moč zaposlenih. Trenutno zaposlena oseba ima pogajalsko prednost zato, ker je potreben določen čas prilagajanja in uvajanja novega delavca, ki bi prišel na mesto odpuščenega. Podjetje tako ne more takoj in brez dodatnih stroškov zamenjati obstoječega delavca z njegovim konkurentom med brezposelnimi. Shaked in Sutton izhajata iz primera, kjer ima podjetje na razpolago veliko ponudbo potencialnih zaposlenih in tako obstaja asimetrija pogajalskih moči posameznika in podjetja. Podjetje pa ima možnost odločitve, ali bo zaposlenega zamenjalo ali ne in tako dominira v pogajalskem procesu. Vendar pa odpuščanje delavcev lahko vodi v stavke, kar predstavlja dodaten strošek za podjetje. Na osnovi tega Lindbeck in Snower sklepata tudi, da je neprostovoljna brezposelnost posledica konflikta med insiderji (zaposlenimi) in outsiderji (brezposelnimi).

V nadaljevanju članka obravnavamo problem brezposelnih oseb v Sloveniji z vidika insider-outsider teorije. Najprej predstavimo spremenljivki, ki smo ju v naši analizi uporabili, in sicer mesečne podatke o številu registrirano brezposelnih oseb za obdobje od januarja 2005 do decembra 2014 ter podatke o povprečnih mesečnih bruto plačah v EUR v istem obdobju v Sloveniji. Predstavimo tudi povezave med tema spremenljivkama. Naša teza je, da je insider-outsider teorija v Sloveniji velja in jo je mogoče razložiti na osnovi povezave med Številom registrirano brezposelnih oseb in Povprečne mesečne bruto plače v EUR v Sloveniji.


2. Povezava števila registrirano brezposelnih oseb in povprečne mesečne bruto plače v EUR v Sloveniji med leti 2005 in 2014

Za ugotavljanje moči povezave med omenjenima spremenljivkama smo uporabili Pearsonov koeficient korelacije. Pripravili smo tudi razsevni grafikon omenjenih dveh spremenljivk za obravnavano obdobje in ugotavljali, ali je povezanost med izbranima spremenljivkama. Pokazalo pa se je, da se točkam v grafikonu najbolje prilega kvadratna krivulja. Nelinearni regresijski model smo v nadaljevanju transformirali v linearnega v parametrih.

Obdobje oziroma perioda je bilo leto, število opazovanih period je bilo 10. Periodo smo razdelili na mesece, torej je bilo število obdobij znotraj periode enako 12, število vseh pojavov pa posledično 120. Ker smo pri analizi uporabili mesečne podatke, smo najprej preverili ali je prisotna sezonska komponenta oz. ali je zaznati sezonska nihanja pri podatkih. Za ugotavljanje teh nihanj smo uporabili sezonske indekse, s pomočjo katerih prikazujemo povprečno relativno odstopanje sezonskih (periodičnih) vrednosti od povprečne sezonske (periodične) vrednosti (Bucher et al., 2003):

Formula 1

V Tabeli 1 prikazujemo periodično nihanje Števila vseh registrirano brezposelnih oseb in Povprečne mesečne bruto plače v EUR za obdobje od januarja 2005 do decembra 2014.

Tabela 1: Periodično nihanje Števila vseh registrirano brezposelnih oseb in Povprečne mesečne bruto plače v EUR v obdobju 2005-2014
Tabela 1
Vir: lastni izračuni na osnovi podatkov ZRSZ (2015) in SURS (2015).

Iz zgoraj prikazanih rezultatov izhaja, da je sezonska komponenta zanemarljiva, saj sezonski indeksi nihajo znotraj 10 % vrednosti, ki je merilo za ocenjevanje odvisnosti podatkov za sezonsko komponento (Bucher et al., 2003).

Za nadaljnjo komputacijo smo uporabili program SPSS.

Ena od statistik, ki se najpogosteje uporablja za ugotavljanje stopnje povezanosti, je hi-kvadrat test (χ^2) (Bajt in Štiblar, 2002). Vrednosti kazalca (χ^2) so navzdol omejene z vrednostjo 0. Tako lahko sklepamo, da sta spremenljivki y in x med seboj povezani, kadar je vrednost kazalca (χ^2) večja od 0. Ali je povezanost med spremenljivkama statistično značilna oz. ali jo lahko posplošimo na celotno populacijo, ugotovimo na podlagi tabele Chi-Square Test (hi-kvadrat statistika oz. Pearson Chi-Square). V opombi piše, da imamo celice (100,0 %) s prenizko pričakovano (teoretično) frekvenco (to je manj kot 5), in tako test hi-kvadrat ni zanesljiv (Slika 2).

Slika 2: Izpis rezultatov pri χ^2 testu (Pearson Chi-Square) za spremenljivki Število vseh registrirano brezposelnih oseb ter Povprečna mesečna bruto plača v EUR
Slika 2

Vir: lastni izračuni na osnovi podatkov ZRSZ (2015) in SURS (2015).

Statistika hi-kvadrat ni primerna za interpretacijo moči povezanosti in tako smo izračunali koeficiente asociacije (Slika 3). Cramerjev koeficient V znaša v našem primeru 1,000, kontingenčni koeficient pa 0,996. Njuni vrednosti sta zelo blizu in sta visoki, tako da povezanost med obravnavanima spremenljivka je in je zelo močna.

Slika 3: Izpis rezultatov za koeficiente asociacije za spremenljivki Število vseh registrirano brezposelnih oseb ter Povprečna mesečna bruto plača v EUR
Slika 3
Vir: lastni izračuni na osnovi podatkov ZRSZ (2015) in SURS (2015).

Domnevo o povezanosti spremenljivk Število vseh registrirano brezposelnih oseb in Povprečna mesečna bruto plača v EUR v obravnavanem obdobju smo preverili najprej s pomočjo Pearsonovega koeficienta korelacije, kot tudi Spearmanovega koeficienta korelacije.

Pred ugotavljanjem povezave med izbranima spremenljivkama smo postavili sledeči domnevi:
H0: Spremenljivki Število vseh registrirano brezposelnih oseb in Povprečna mesečna bruto plača v EUR nista linearno povezani (Pearsonov koeficient korelacije; rxy = 0)
H1: Spremenljivki Število vseh registrirano brezposelnih oseb in Povprečna mesečna bruto plača v EUR sta linearno povezani (Pearsonov koeficient korelacije; rxy ≠ 0)

Pearsonov koeficient korelacije znaša 0,580, verjetnost ničelne hipoteze pa je enaka 0 (Slika 4). Torej imamo v našem primeru zmerno pozitivno povezanost med spremenljivkama Število vseh registrirano brezposelnih oseb in Povprečna mesečna bruto plača v EUR.

Slika 4: Izpis rezultatov Pearsonovega koeficienta korelacije za spremenljivki Število vseh registrirano brezposelnih oseb ter Povprečna mesečna bruto plača v EUR
Slika 4
Vir: lastni izračuni na osnovi podatkov ZRSZ (2015) in SURS (2015).

Pred ugotavljanjem povezave med izbranima spremenljivkama s pomočjo Spearmanovega koeficienta korelacije smo postavili sledeči hipotezi:
H0: Spremenljivki Število vseh registrirano brezposelnih oseb in Povprečna mesečna bruto plača v EUR nista povezani (Spearmanov koeficient korelacije; rs = 0)
H1: Spremenljivki Število vseh registrirano brezposelnih oseb in Povprečna mesečna bruto plača v EUR sta povezani (Spearmanov koeficient korelacije; rs ≠ 0)

Spearmanov koeficient korelacije znaša 0,714, verjetnost ničelne hipoteze pa je enaka 0 (Slika 5). Sprejmemo alternativno hipotezo, da sta spremenljivki Število vseh registrirano brezposelnih oseb in Povprečna mesečna bruto plača v EUR povezani.

Slika 5: Izpis rezultatov Spearmanovega koeficienta korelacije za spremenljivki Število vseh registrirano brezposelnih oseb ter Povprečna mesečna bruto plača v EUR
Slika 5
Vir: lastni izračuni na osnovi podatkov ZRSZ (2015) in SURS (2015).

S pomočjo izračunanih koeficientov smo merili stopnje povezanosti med spremenljivkama. V nadaljevanju pa želimo z regresijo ugotoviti smer vplivanja oz. odvisnost ene spremenljivke od druge.

Za pomoč pri odločitvi za obliko regresijske funkcije smo pripravili razsevni diagram (Slika 6).

Slika 6: Razsevni diagram za spremenljivki Število vseh registrirano brezposelnih oseb in Povprečna mesečna bruto plača v obravnavanem obdobju
Slika 6
Vir: podatki ZRSZ (2015) in SURS (2015).

Iz porazdelitve točk v grafikonu smo sklepali na nelinearno povezanost med našima izbranima spremenljivkama - točkam v grafikonu se dobro prilega kvadratna krivulja, ki smo jo v nadaljevanju ocenili.

2.1. Ocena kvadratne funkcije

S pomočjo razsevnega grafikona na Sliki 6 in porazdelitve točk parov obeh obravnavanih spremenljivk smo sklepali o nelinearni odvisnost med spremenljivkama Število vseh registrirano brezposelnih oseb od Povprečne mesečne bruto plača v EUR in sklepamo, da se točkam dobro prilega parabola druge stopnje. Govorimo o nelinearni regresiji, saj preučujemo nelinearno odvisnost ene odvisne in ene neodvisne spremenljivke.

Ocena kvadratne funkcije je enaka:
Formula

Funkcija je nelinearna po parametrih in zadostujeta dve substituciji:
Formula

Po substituciji lahko funkcijo oblikujemo v oceno multiple linearne regresijske funkcije:
Formula

Neodvisna spremenljivka X je v našem primeru Povprečna mesečna bruto plača v EUR (BRUTOplača), odvisna spremenljivka v našem primeru pa je Število vseh registrirano brezposelnih oseb (RBOvsi). Zato, ker smo transformirali kvadratno funkcijo v linearno, moramo izračunati še spremenljivko X_2^* (v našem primeru COMPUTEBRUTOplača_2 - bruto plača na kvadrat)

Na osnovi rezultatov prikazanih v Sliki 7 oblikujemo oceno kvadratne funkcije tako:
Formula

Vrednost ocene koeficienta korelacije je enaka r_(Y,X,X2 )=0735, koeficient determinacije pa r_(Y,X,X2)2=0,540. Na osnovi izračuna ugotavljamo, da je 54,0 % variabilnosti Števila vseh registrirano brezposelnih oseb mogoče pojasniti z odvisnostjo med proučevanima spremenljivkama, ki je izražena s kvadratno funkcijo. Delež pojasnjene variance se je s prehodom od linearne na kvadratno funkcijo povečal za 54 %.

Slika 7: Izpis rezultatov kvadratne funkcije za spremenljivki Število vseh registrirano brezposelnih oseb in Povprečna mesečna bruto plača v EUR
Slika 7
Vir: lastni izračuni na osnovi podatkov ZRSZ (2015) in SURS (2015).

Povezavo naših dveh obravnavanih spremenljivk Število vseh registrirano brezposelnih oseb in Povprečna mesečna bruto plača v EUR, ki je pojasnjena že na začetku analize na osnovi Personovega in Spearmanovega koeficienta korelacije, je sedaj še dodatno pojasnjena z nelinearno regresijsko funkcijo.

Avtokorelacijo je smiselno pričakovati pri ocenjevanju regresijskih modelov na podlagi časovnih vrst. V klasičnem regresijskem modelu se pojavi vprašanje, ali je slučajna spremenljivka pri dani opazovani enoti korelirana (linearno odvisna) od njene vrednosti pri kateri drugi predhodni opazovani enoti (Pfajfar, 2014). V našem primeru torej, ali so naključni vplivi pri dohodkih zaposlenih v tekočem mesecu odvisni od teh v preteklem mesecu oz. ali so naključni vplivi pri številu brezposelnih oseb v tekočem mesecu odvisni od teh v preteklem mesecu. Pri avtokorelaciji gre za vpliv slučajne spremenljivke, ki traja več kot le eno časovno enoto. V splošnem velja, da so časovne vrste podatkov za krajše časovne enote bolj občutljive za avtokorelacijo kot tiste za daljše časovno obdobje (Pfajfar, 2014). Glede na to, da v našem primeru operiramo z mesečnimi podatki, je pojav avtokorelacije lahko pričakovan.

Za naši obravnavani spremenljivki smo preverili, ali ni morebitni prisoten problem avtokorelacije. Preverjanje predpostavke o avtokorelaciji slučajnih odklonov smo naredili z grafičnim pregledom, ki je predstavljen na Sliki 8, kjer je predstaljena porazdelitev nestandariziranih rezidualov. Kakor lahko vidimo na Sliki 8, porazdelitev ni slučajna in tako lahko predpostavljamo avtokorelacijo.

Slika 8: Porazdelitev nestandariziranih rezidualov
Slika 8

Vir: lastni izračuni na osnovi podatkov ZRSZ (2015) in SURS (2015).

Razlogi za nastanek avtokorleacije so (Pfajfar, 2014): (1) pri velikem številu pojavov velja prikrita inercija, torej da je vrednost pojava v tekoči časovni enoti odvisna od njegove vrednosti v predhodnih časovnih enotah, (2) pri oblikovanju ekonometričnega modela izhajamo iz najpreprostejših in najbolj splošnih oblik proučevane zakonitosti, (3) pride do nepravilne specifikacije modela zaradi izpustitve kakšne pomembne pojasnjevalne spremenljivke ali nepravilno izbrane funkcije oblike modela, (4) avtokorelacijo lahko povzroča tudi neupoštevanje odloženih spremenljivk ter (5) razlog za ta pojav je lahko tudi oblikovanje samih časovnih vrst, ki so podlaga za ocenjevanje regresijskega modela, saj so v analizo vključeni podatki, ki so pridobljeni na podlagi raznih povprečji, ekstrapolacij ali interpolacij. V takšnih primerih se zelo pogosto uporabljene transformacije odražajo v medsebojni odvisnosti ostankov ocenjevalnega modela, torej kot njihova avtokorelacija.

Tudi mi v analizi izhajamo iz funkcije, ki ima veliko število pojavov in velja prikrita inercija. Prav tako smo izhajali pri oblikovanju modela iz splošne oblike preučevane zakonitosti in smo pri specifikaciji modela izpustili kakšno pomembno pojasnjevalno spremenljivko. Omejili samo se namreč na odnos med povprečno mesečno bruto plačo in številom vseh registrirano brezposelnih, zato obstaja možnost, da v model nismo vključili pomembne pojasnjevalne spremenljivke. Na registrirano brezposelnost vplivajo številni dejavniki in če bi želeli dobiti popolno podobo o tem fenomenu, bi morali v analize vključiti vse te dejavnike. Ampak nas je zanimala samo morebitna povezava med povprečno mesečno bruto plačo in številom vseh registrirano brezposelnih, saj sta to spremenljivki, ki določata vsebino insider-outsider teorije. Prav tako pa so v analizo vključeni podatki pridobljeni na podlagi povprečji (naša spremenljivka Povprečne mesečne bruto plače v EUR v Sloveniji).


3. Analiza dobljenih rezultatov

Ekonomska vsebina povezave visoke ravni brezposelnosti in ravni plač ima tudi socialno oz. institucionalno komponento. Zaradi institucionalne rigidnosti v regulaciji trga dela in varovanja zaposlitve je delavce težje odpustiti. V tem primeru govorimo o fleksibilnosti trga dela, torej o sposobnosti prilagajanja trga dela (ali na strani povpraševanja ali na ponudbeni strani preko ravni plač). Če izpustimo široke družbene dejavnike, ki vplivajo na fleksibilnost trga dela: od stopnje razvitosti demokracije in zaščite človeških pravic, preko dosežene generacije managementa pa do izobraževalnega sistema in ranga dela kot vrednote (Ovin, 2014), na rigidnost trga dela pomembno vpliva zaščite delovnega mesta.

OECD (2014) spremlja indeks varovanja zaposlitve (Employment Protection Legislation Indeks) za namene mednarodne primerjave regulacije trga dela ter hkrati za razvrščanje držav po tem merilu. Indeks vsebuje opis 21 osnovnih delov regulacije trga dela, kot so v posamezni državi v veljavi na dan 1. januar vsakega koledarskega leta. Ti indikatorji se razvrstijo v 3 področja: (i) individualna odpoved redno zaposlenega delavca, (ii) specifične zahteve v primeru kolektivnega odpuščanja in (iii) urejenost začasnih oblik zaposlenosti (delovanje agencij za posredovanje dela, delo za določen čas). Višji kot je indeks, večje varovanje zaposlitve oz. bolj togo ureditev ima država. V Tabeli 2 predstavljamo omenjeni indeks izračunan za področje togosti varovanja redno zaposlenega delavca pred individualnim in kolektivnim odpuščanjem za države OECD (povprečje držav) in Slovenijo med leti 2008 in 2013. Vidimo, je v Sloveniji ta indeks v povprečju za 0,5 točke višji od indeksa povprečja držav OECD. Tako lahko potrdimo, da je varovanje zaposlitve v Sloveniji v obravnavanih letih visoko, kar posledično (Kajzer, 2007) vpliva na obnašanje delojemalcev in delodajalcev.

V spodnji Tabeli 2 je prikazana primerjava med Slovenijo in povprečjem držav OECD.

Tabela 2: Indeks varovanja zaposlitve v Sloveniji in skupaj v državah OECD med leti 2008 in 2013
Tabela 2
Vir: prirejeno po OECD 2014.

Za vse obdobje veljata za Slovenijo le dve vrednosti indeksa varovanja zaposlitve. Januarja 2011 je začel v Sloveniji namreč veljati novi Zakon o urejanju trga dela (ZUTD). Glavne novosti so bile povečanje socialne varnosti iskalcev zaposlitve ter povečanje učinkovitosti ukrepov, kakor tudi uvajanje novih ukrepov aktivne politike zaposlovanja (MDDSZ, 2010). Pred uvedbo tega zakona in do začetka leta 2013 (na to obdobje se izvajajo meritve) se zakonodaja, ki bi vplivala na varnost zaposlitve, ni spreminjala Iz rezultatov sicer izhaja, da je v obravnavanem obdobju indeks varovanja zaposlitve v Sloveniji zmanjšal za 1,8 %, medtem ko se je v državah OECD v povprečju zmanjšal za 6,0 %. S tem se je razpon, s katerim tudi merimo fleksibilnost trga dela med obema skupinama držav še povečal. Vendar spet opozarjamo, da niso upoštevani vsi vidiki fleksibilnosti trga dela (Ovin, 2014), kjer med primerjanimi državami obstajajo pomembne razlike, ki bi lahko v določeni meri pojasnile divergentna gibanja v času finančne in ekonomske krize. Vsekakor pa nakazujejo dobljene razlike tudi na možno delovanje insider-outsider teorije v Sloveniji.

Primerjalni podatki pa kažejo tudi na posledice delovanja sindikatov v Sloveniji. Nedvomno je relativno višji indeks varovanja zaposlitve v Sloveniji posledica uspešnega sindikalnega boja. Čeprav politika nenehno poskuša zaobiti sindikate, jim je vseeno uspelo doseči velik pomen na političnem trgu . V tem kontekstu izpade delovanje sindikatov kot posrednega nosilca ekonomske politike neugodno za stabilizacijo trga dela. Z zavzemanje za čim večje varovanje zaposlitve v tržnem gospodarstvu dejansko akcelerirajo problem iskalcev zaposlitve, saj nastopajo v interesu insiderjev.

Omenimo še prizadevanja ekonomske politike za povečanje fleksibilnosti trga dela. Za izboljšanje delovanja trga dela so zato pomembne reforme trga dela . Leta 2013 je bil sprejet novi Zakon o delovnih razmerjih (ZDR-1) in Zakon o spremembah in dopolnitvah zakona o urejanju trga dela (ZUTD-A). Glavna cilja reforme trga dela sta zmanjšanje segmentacije in povečanje prožnosti trga dela, kakor tudi vzpostaviti primerno razmerje med ustrezno varnostjo delavcev in možnostjo učinkovitega prilagajanja razmeram na trgu. Slednje vključujejo aktivnosti za zmanjšanje stroškov pri zaposlitvah za nedoločen čas in finančne destimulacije za sklepanje pogodb za določen čas. S sprejetjem novih zakonov se tudi poenostavljajo postopki v zvezi s sklenitvijo delovnega razmerja ter njegovim prenehanjem. Novi zakoni pa predvidevajo tudi prehajanje med delovnimi mesti oz. deli - notranja fleksibilnost in fleksibilnost trga dela (MDDSZ, 2014). Spet pa opozarjamo na zgoraj omenjeno kompleksnost vprašanja fleksibilnosti trga dela, ki vpliva na robustnost delovanja insider-outsider teorije v Sloveniji. Vidikov fleksibilnosti je toliko, da jih le ukrepi državne politike trga dela ne morejo nagovarjati in reševati.


4. Zaključek

Rezultati pričujoče analize so komplementarni z rezultati raziskave, kjer smo analizirali povezavo med registrirano brezposelnostjo oseb po 50. letu starosti in povprečno mesečno bruto plačo v Sloveniji v obdobju od januarja 2007 do decembra 2013 (Lazar, 2014). Potrdili smo vplivanje spremenljivke Povprečna mesečna bruto plača v EUR na spremenljivko Število vseh registrirano brezposelnih oseb. To vplivanje potrjuje delovanje insider-outsider teorije, ki predpostavlja, da je izziv cenejšega dela na trgu za podjetja sicer mamljiv, a po drugi strani prinaša tudi višje stroške. V kolikor v podjetju želijo trenutno zaposlene zamenjati z novimi delavci (v danem primeru z brezposelnimi), je to za podjetje lahko nerentabilno. Z zamenjavo oz. z odpuščanjem obstoječih delavcev in najemanjem novih delavcev in njihovim usposabljanjem so povezani visoki stroški.

Delovno-pravna zakonodaja v Sloveniji še dodatno krepi negativne posledice delovanja insider-outsider teorije za iskalce zaposlitve. Vzrok za to je med drugim tudi institucionalna rigidnost v regulaciji trga dela in varovanja zaposlitve, zaradi česar je delavce težje odpustiti, kar seveda poveča previdnost delodajalcev pri zaposlovanju novih. Kot prikazujemo, je indeks varovanja zaposlitve (Employment Protection Legislation Indeks), v Sloveniji v obdobju med leti 2008 in 2013 v povprečju za 0,5 odstotne točke višji od indeksa povprečja držav OECD, ter se je vrzel v času finančne in ekonomske krize le še odprla. Takšen primerjalni položaj Slovenije je tudi posledica prizadevanja sindikatov za zaščito delovnih mest, s čemer pa se seveda dodatno slabšajo možnosti iskalcev zaposlitve, kar otežuje in draži politiko trga dela.

Za izboljšanje delovanja trga dela in doseganja ugodnejšega stanja na trgu dela so v Sloveniji potrebne reforme trga dela. Le tako se bodo zmanjšali negativni učinki delovanja insider-outsider teorije na zaposlenost in plače. Glede na ugotovitve v sodobnejši slovenski literaturi (Ovin, 2014) pa bo za to potrebno sozvočje reform še na mnogih drugih področjih. To pa bo glede na njene rezultate pri reformah po osamosvojitvi in glede na konstelacijo političnega trga v Sloveniji za slovensko ekonomsko politiko res težka naloga.


SEZNAM LITERATURE IN VIROV

1. Bajt, A. in F. Štiblar. (2002). Statistika za družboslovce. Ljubljana: GV Založba.
2. Blanchflower, D. G., A. J. Oswald in M. D. Garrett. (1990). Insider Power in Wage Determination. Economica 57 (226), 143-170.
3. Bucher, B., W. Meier-Solfrain, U. Meyer in S. Schlick. (2003). Statistik - Grundlagen, Beispiele und Anwendungen gelöst mit Excel. Zürich: Compendio Bildungsmedien.
4. Kajzer, A. (2007). Fleksibilnost trga dela, varovanje zaposlitve in reforme trga dela v Sloveniji. UMAR - IB revija 41 (1): 16-25.
5. Kajzer, A. (2006). Razvoj skupne evropske politike zaposlovanja in spremembe v obdobju njenega izvajanja na trgu dela v EU-15. Naše gospodarstvo 5/6: 67-72.
6. Lazar, N. (2014). Staranje prebivalstva in pojav brezposelnosti oseb po 50. letu starosti v Sloveniji z vidika insider-outsider teorije. Magistrska naloga. Maribor: Ekonomsko poslovna fakulteta.
7. Lindbeck, A. in D. Snower. (2002). The Insider-Outsider Theory: A Survey. IZA Discussion Paper Series 534.
8. Lindbeck, A. in D. Snower. (2001). Insiders versus outsiders. The Journal of Economic Perspectives 15 (1), 165-188.
9. Lindbeck, A. in D. Snower. (1990). Demand and supply side policies and unemployment: policy implications of the insider-outsider approach. Discussion Paper Series No. 329, Center for Economic Policy Research, London.
10. Lindbeck, A. in D. Snower. 1985. Wage setting, unemployment, and insider-outsider relations. Seminar Paper No. 344, Institute for International Economic Studies. University of Stockholm.
11. MDDSZ - Ministrstvo za delo, družino in socialne zadeve. (2014). Zakon o delovnih razmerjih. Dostopno na: http://www.mddsz.gov.si/si/delovna_podrocja/delovna_razmerja_in_pravice_iz_dela/delovna_razmerja/zdr/.
12. MDDSZ - Ministrstvo za delo, družino in socialne zadeve. (2010). Zakon o urejanju trga dela, ki se začne uporabljati 1. 1. 2011, povečuje socialno varnost iskalcev zaposlitve. Dostopno na: http://www.mddsz.gov.si/nc/si/medijsko_sredisce/novica/article/1966/6534/
13. OEDC – Organization for Economic Co-operation and Development. (2014). Employment policies and data - OECD Indicators of Employment Protection. Dostopno na: http://www.oecd.org/employment/emp/oecdindicatorsofemploymentprotection.htm#top.
14. Ovin, R. (2014). S kakšno prtljago iz krize? - Tranzicijski primanjkljaji in trg dela v Sloveniji. Zbornik posvetovanja Društva računovodskih in finančnih delavcev, Maribor, 25. in 26. 9. 2014 -v pripravi.
15. Pfajfar, L. (2014). Osnovna ekonomoterija. Ljubljana: Ekonomska fakulteta.
16. Pissarides, C. A. (1989). Unemployment consequences of an aging population: An application of insider-outsider theory. European Economic Review 33 (2-3), 355-366.
17. Rueda, D. (2005). Insider–outsider politics in industrialized democracies: the challenge to social democratic parties. American Political Science Review 99 (1), 61-74.
18. Shaked, A. in J. Sutton. (1984). Involuntary Unemployment as a Perfect Equilibrium in a Bargaining Model. Econometrica 52 (6), 1351-1364.
19. SURS - Statistični urad Republike Slovenije. (2015). Povprečne mesečne plače in indeksi povprečnih mesečnih plač po dejavnostih (SKD 2008), Slovenija, mesečno. Dostopno na: http://www.stat.si/.
20. ZRSZ - Zavod Republike Slovenije za zaposlovanje. (2015). Registrirana brezposelnost. Dostopno na: http://www.ess.gov.si/.