2008 by Friedrich-Ebert-Stiftung, Israel office. Cover by Assaf Ben-Ari,

חלון פתוח לרווחה יוזמת זכרון נובמבר 28 1

All Copyrights belong to the Friedrich-Ebert-Stiftung. The authors are the sole responsible for the contents of the articles which do not reflect the opinion of the editors or the Friedrich-Ebert-Stiftung. 28 by Friedrich-Ebert-Stiftung, Israel office Cover by Assaf Ben-Ari, assaf-ba@bezeqint.net צילום כריכה: נילי אורן עיצוב כריכה: אסף בן-ארי Friedrich-Ebert-Stiftung p.o box 12235 Herzliya 46733 Israel +972-9-951476 Tel. +972-9-9514764 Fax. ISBN 978-965-7226-24-7 Printed in Israel 2

תוכן 5 7 9 19 מחברי הפרקים פתח דבר הקדמה ותמצית מנהלים בדרך למודל לפתרון כלכלי-חברתי בישראל - המלצות למדיניות 27 47 72 12 13 146 167 172 תמורות בהשתתפות בכוח העבודה 27-23 רות קלינוב וקוֹבי משמוּש אמידת עוני סובייקטיבי בישראל: התבססות על תחושות הנשאלים לקביעת העוני ורמת ההכנסה הסבירה הגר צמרת - קרצ'ר בחינת חוק מס שלילי בישראל באמצעות מודל בחירה דיסקרטית אולג גליבצ'נקו והגר צמרת - קרצ'ר העוני בישראל: תמונת מצב והשפעות דמוגרפיות דניאל גוטליב וניצה (קלינר) קסיר האם היציאה לעבודה מצילה ממחסור? מדיניות שוק ועוני בקרב בעלי שכר נמוך צבי זוסמן כלי מדיניות להתמודדות עם תופעת "העובדים העניים": המקרה של חוק מס שלילי 27 הגר צמרת - קרצ'ר וזיו רובין העוני בקרב האוכלוסייה הערבית בארץ? רמזי חלבי בחירת מדד עוני כיעד למדיניות ישראל: 1997 עד 22 דניאל גוטליב ורועי מנור 3

עמ' 4 ריק 4

מחברי הפרקים דניאל גוטליב - ד"ר לכלכלה, אוניברסיטת בן גוריון, סמנכ"ל מחקר ותכנון - המוסד לביטוח לאומי. אולג גליבצ'נקו - חוקר, מרכז מאקרו לכלכלה מדינית. צבי זוסמן (ז"ל) - פרופ' (אמריטוס), מחלקה לכלכלה האוניברסיטה העברית, ירושלים. לשעבר משנה לנגיד בנק ישראל. רמזי חלבי - ד"ר, מרצה וחוקר בחוג ללימודי עבודה, אוניברסיטת תל אביב, לשעבר ראש עיריית דלית אל כרמל. קוֹבי משמוּש - מוסמך האוֹניברסיטה העברית, החוג לכלכלה. רועי מנור - עוזר מחקר, בנק ישראל (בעבר). רובי נתנזון - ד"ר לכלכלה, מנכ"ל מרכז מאקרו לכלכלה מדינית. הגר צמרת-קרצ'ר - מנהלת המחקר, מרכז מאקרו לכלכלה מדינית, כלכלנית וסוציולוגית. רות קלינוב - פרופ' (אמריטוס), מחלקה לכלכלה האוניברסיטה העברית, ירושלים. ניצה (קלינר) קסיר - מחלקת המחקר, בנק ישראל. זיו רובין - חוקר, מרכז מאקרו לכלכלה מדינית. 5

עמ' 6 ריק 6

פתח דבר יוזמת זכרון יעקב נהגתה במהלך שנת 25 על מנת להציע פתרונות להקלת מוקדי החיכוך הקיימים בחברה ובכלכלה הישראלית. התהליך במסגרת היוזמה התבסס על מנגנון דומה שהופעל להשגת מודל לפתרון הסכסוך הפלסטיני-ישראלי במסגרת "יוזמת ז'נבה". מנגנון זה בנוי על שיח מתמיד בין כל פלגי החברה הישראלית עד שניתן יהיה להגיע לנוסחה קונצנזואלית שתתקבל כארגז כלים של כלי מדיניות שממנו ניתן לשאוב החלטות מעשיות לפתרון סוגיות ובעיות חברתיות-כלכליות. בהתאם לזאת, תהליך זכרון יעקב דרש גיוס רחב היקף של אנשי אקדמיה, פוליטיקאים (מכל המפלגות), אנשי שטח מאיגודים מקצועיים ומארגונים וולונטריים, מכוני מחקר וארגונים אל-ממשלתיים נוספים. רשימת חברי צוות ההיגוי אשר השתתפו ביוזמה לאורך השנים מדברת בעד עצמה, ועל כך מגיעה תודה לכל אלה שלקחו בה חלק. תודה מיוחדת מגיעה להוגה הרעיון - ד"ר יוסי ביילין, המסוגל לא פעם להביט קדימה ולראות את הנולד (יוחנן ביין קרא לזה סטארט-אפיים) בטרם עת. הספר הנוכחי, המייצג חלק מפירותיה של היוזמה, מציע פתרונות לבעיות העוני בעיקר דרך שוק העבודה. עם זאת, זהו רק פן אחד בעבודתה של היוזמה. הדרך עוד ארוכה ומצריכה מאמצים נוספים על מנת להתייחס לבעיות בתחום החינוך, איכות הסביבה והמגזר הערבי. בימים אלו עובר העולם הכלכלי משבר עולמי חריף דרך התמוטטויות בענף הפיננסי, ומשבר זה צפוי להשפיע על כלכלת ישראל בצורה מהותית. לפיכך נידרש להתייחס גם לסוגיה זו לעומק. כמו כן, אנו מודים לח"כ יצחק הרצוג, שר הרווחה והשירותים החברתיים, על העניין שהוא גילה בהמלצות הפרויקט שהוצגו בפניו. לסיום ברצוני להודות לקרן פרידריך-אברט על השותפות והנאמנות לאורך כל הדרך של הפרויקט. כמו כן, מגיעה תודה לרון מנדלבאום על העזרה בעריכת הספר. תודה מיוחדת מגיעה למיכל וייס אשר מרכזת את הפרויקט ביצירתיות, כישרון, מסירות והתמדה יוצאי דופן. ד"ר רובי נתנזון 7

עמ' 8 ריק 8

הקדמה ותמצית מנהלים מטרת יוזמת זכרון יעקב היא גיבוש תוכנית פעולה אשר תביא לידי ביטוי את הפוטנציאל הכלכלי-חברתי הטמון במדינת ישראל. לישראל אין כיום תפיסה כוללת, רציונלית, אפקטיבית ובעלת יעדים ברורים בכל הקשור למדיניות חברתית. בספר זה קובצו שמונה מאמרים שמטרתם לפתח ולהעמיק את השיח הציבורי הנוגע למדיניות חברתית. המאמרים סובבים שני צירים עיקריים: האחד הוא תופעת העוני, הגדרתו, הבנתו וההתייחסות אליו בישראל. הציר השני הוא שוק העבודה הישראלי ובו התייחסות רחבה לתופעת "העובדים העניים". לאחר סקירת המאמרים מובא פרק ובו ניתן למצוא המלצות קונקרטיות לקביעת מדיניות. בישראל, נמוך דרך קבע שיעור ההשתתפות בכוח העבודה מזה שבארצות ה- OECD, ובמשך שנים רבות היה שיעור האבטלה בה גבוה משלהן. התוצאה היתה שיעור נמוך של מועסקים מכלל האוכלוסייה בגילאי העבודה (15+). אולם מאז 23, אנו עדים לתהליך במקביל של הקטנת האבטלה ועליית ההשתתפות בכוח העבודה. כיום, הפערים בין ישראל ל- OECD קטנו במידה ניכרת. לכן, יש חשיבות פחותה לשאלה שהיוותה מרכז לדיונים בעבר - איך להעלות את שיעור ההשתתפות הכללי בכוח העבודה? כיום, היות והמגמה המתוארת נשמרת, עולה צורך לבדיקת השינויים הדיפרנציאליים שחלו בשיעורי ההשתתפות של שכבות דמוגרפיות-חברתיות שונות. פרופסור רות קלינוב וקוֹבי משמוּש במאמרם "תמורות בהשתתפות בכוח העבודה 27-23", בודקים את השינויים הללו. מסקנותיהם העיקריות הן שכיום, בגלל הקטנת הביקושים לעובדים משכבות חלשות, התמקדות המדיניות להעלאת ההשתתפות באמצעות עידוד כניסות של השכבות החלשות לכוח העבודה אינה מספקת כדי להכניס אותן לתעסוקה. מבחינת המשק כולו, מדיניות להעלאת התעסוקה תהיה יעילה יותר אם תתמקד בהקטנת פרישות מאשר בהגברת כניסות. עם זאת, מבחינת צמצום פערים חברתיים אין די בה. בסופו של דבר יש לנקוט פשרה, שלפיה אלה שעלות שילובם בתעסוקה היא הגבוהה ביותר יזכו לתמיכות שאינן תלויות בתעסוקה, בשיעור נדיב יותר מאשר הנוכחי; לעומת זאת, לגבי אלה הנקלטים בתעסוקה יש להשקיע יותר בעידוד רצף תעסוקה. מסקנה שנייה שעולה היא שמושם דגש יתר על עידוד ההשתתפות של נשים מעוטות השכלה, ואין מספיק דגש על השתתפות גברים מעוטי השכלה. לגבי 9

נשים יש עליית שכר בגלל כוחות שוק, המסייעת לקליטתן. אין המצב נכון לגבי גברים. כך מוצא (28) Miaari שאצל גברים ערבים יש ירידה בהשתתפות בכוח העבודה. השכבה של גברים בגילאי 54-25, ערבים ויהודים, הקטינה את השתתפותה בכוח העבודה, ויש לשים עליה את הדגש בעידוד ההשתתפות והתעסוקה. יש שתי דרכים שבהן ניתן להשפיע על היצע העבודה: באמצעות "המקל" - דהיינו לייקר את אי-ההשתתפות בכוח העבודה באמצעות הקטנת קצבאות או החמרת תנאי הזכאות להן. שיטה זו היא שמשלה בכיפה בשנים האחרונות. ישנה גם שיטת "הגזר", שעיקרה הגדלת המשיכה של שוק העבודה. כיום ההצעה המרכזית היא סבסוד שכר העבודה על-ידי מס הכנסה שלילי. זהו צעד חיובי, אך לא יחידי. כאמור, המאמר מראה שחלק חשוב מעליית ההשתתפות והתעסוקה בשנים האחרונות היה על-ידי הקטנת פרישות. לפיכך, תגמול גבוה יותר על הישארות בעבודה יכול להיות מכשיר חשוב. אין אנו יודעים מספיק על הגורמים הקובעים את משך התעסוקה (מרבית הספרות מנתחת את הגורמים למשך האבטלה) ולכן ניתן רק להצביע על אפשרויות שראוי לשקול על מנת להקטין יציאות מכוח העבודה. מהמאמר עולה הצורך לשקול את הצעדים האופרטיביים האלה: לגבי גילאי 64-55, יש לשקול צבירת גמלאות בלי הגבלת גיל, והגדלת שיעור הפנסיה כפונקציה של פרישה מאוחרת; לגבי צעירים יותר יש לשקול הקטנת תשלומי מעביד לביטוח הלאומי, כפונקציה של משך תעסוקת העובדים; אפשרות נוספת להגדלת יציבות התעסוקה היא להקטין את חלק העובדים עבודות ארעיות - עובדי קבלן ועובדי חברות כוח אדם. אפשרות זאת פתוחה בעיקר לשירות הציבורי, שבו ניתן לקבוע מכסות תעסוקה כאלו. כן נדרש צמצום במספר העובדים הזרים ושחרורם מכבילות למעביד. על-ידי הצמצום תקטן התחרות עם ההיצע המקומי של מעוטי השכלה וזה יביא לעליית שכר. למרות הצהרות חוזרות ונשנות עלה מספר העובדים הזרים ב- 27, וכל עלייה כזאת קשה אחר כך להורדה. על מנת לעודד כניסות לכוח העבודה: יש להתאים את שכר המינימום כך שבאופן עקבי הוא יהיה גבוה מההטבות הגלומות בקצבאות; יש להגדיל את ההקצאות להשלמת השכלה או לימודים מקצועיים לצעירים (למשל עד גיל 3) מעוטי השכלה; ראוי לשקול מדיניות אקטיבית של אספקת מקומות עבודה, בעיקר על-ידי המגזר הציבורי, כפי שהדבר נעשה באירופה (ובמיוחד באירלנד); יש להבטיח רצף זכויות של אלה שהיו זכאים להבטחת הכנסה על-ידי הפחתה הדרגתית יותר (על פני זמן) של הזכויות והתמיכות שקיבלו קודם לכן. 1

מאמרה של הגר צמרת-קרצ'ר, "אמידת עוני סובייקטיבי בישראל: התבססות על תחושות הנשאלים לקביעת העוני ורמת ההכנסה הסבירה", מתאר אמידה של עוני בגישה הסובייקטיבית. אמידת עוני הנערכת על-ידי מדינות וארגונים בינלאומיים מגדירה את העוני כשיעור באוכלוסייה שלא מגיע לסף של הכנסה או צריכה. גישה א-פרסונלית זו תוחמת את השיח סביב הבנת התופעה ולפיכך את מגוון הפתרונות המוצעים לו. על-פי גישת העוני הסובייקטיבי העוני נקבע על-ידי תחושתם הסובייקטיבית של הנשאלים. במאמר מנותחים שני סקרים שנערכו בקרב מדגמים המייצגים את אוכלוסיית היהודים בישראל, ב- 27 ו- 28. על-פי הסקרים הנ"ל, שיעור החשים עניים בישראל הוא 22%. שיעור זה גבוה משיעור העוני הרשמי בישראל העומד על 15.4% (בקרב יהודים). ממצאי המחקר קובעים שההכנסה המינימלית המספיקה למחיה בנוחות של משק בית ממוצע עמדה על. 13,92 הכנסת העוני למשק בית ממוצע עומדת על 6,824 בחודש. בפער שבין חיי עוני לחיים בנוחות נמצאים כחמישים אחוזים ממשקי הבית בישראל, ועשרים אחוז נוספים הם עניים. כאשר מנתחים את ההשפעות של המאפיינים הדמוגרפיים על התשובות עולה כי תחושות העוני הסובייקטיבי מושפעות ממשתני ההכנסה בכיוון הצפוי. מאחר שתחושת העוני תלויה בקבוצת הייחוס שאליה האינדיווידואלים משווים את עצמם, הרי שהדתיים והחרדים חשו פחות בעוניים. משפחות גדולות יותר נטו לחוש עניות יותר. נשאלים שלא נולדו בישראל חשו עניים יותר מילידי הארץ. על-פי הקשרים בין המשתנים הדמוגרפיים לבין הוויתור על צריכת המוצרים ניתן להבחין שקבוצות שיש בהן פחות תלויים (שאינם מסתמכים על אחר לפרנסתם: רווקים, צעירים וגברים) נטו לשקול פחות לוותר על צריכה. כמו כן, עולה שילידי ישראל ויתרו פחות על צריכה בהשוואה לילידי מדינות אחרות. הסבר אפשרי להבדל הוא הלגיטימיות של צבירת חובות בחשבונות עובר ושב שקיים בישראל. תרומתו של המחקר הנוכחי היא בהרחבת גבולות השיח על העוני. יש להמשיך את המהלך ולהרחיב אותו באופן שיטתי על-ידי עריכת הסקר בהיקף גדול יותר, מעקב אחרי השתנות התפיסה הנורמטיבית של העוני על פני זמן, ושילוב ראיונות עם אלו שמגדירים את עצמם עניים. כל אלו יסייעו להבנת תופעת העוני בחברה, שהיא השלב הראשון בניסיון לתת לו מענה. מאמרם של אולג גליבצ'נקו ושל הגר צמרת-קרצ'ר, "בחינת חוק מס שלילי בישראל באמצעות מודל בחירה דיסקרטית", בוחן את השפעת חוק מס שלילי בעזרת מודל בחירת שעות עבודה דיסקרטיות. ממצאי המחקר מתבססים על נתוני סקר ההכנסות משנת 25 למשקי בית. מס הכנסה שלילי הוא כלי שקיים בכמה מדינות מערביות ומטרתו להגדיל את היקף שעות העבודה וכתוצאה מכך 11

להוביל לצמצום עוני בקרב משפחות עובדות. על מנת לאמוד את השפעתו של החוק על היקף היציאה לעבודה של משפחות עם ילדים ושל בני +55 (שתי קבוצות היעד המוגדרות בחוק), בוצעו סימולציות עם נתוני סקר ההכנסות. נבדקה גמישות היצע שעות העבודה של משקי הבית ביחס לגובה ההכנסה. בעזרת הסימולציות ניתן לאמוד את היקף השינוי הצפוי. תוצאות הסימולציה מלמדות כי יישום החוק צפוי להגדיל את שעות העבודה בקרב המשפחות העובדות, ואף להגדיל את השתתפותן בשוק העבודה. עם זאת, חשוב לציין שהתוכנית מצליחה באופן מוגבל במטרתה לצמצם את העוני (21.3% למשפחות ו- 8.7% לאמהות חד-הוריות), בעוד שעלותה גבוהה יחסית (עד כמיליארד ) בהשוואה לעלות הבטחת הכנסה ל- 176 אלף משקי הבית המהווים את אוכלוסיית החוק (כ- 1% מכלל משקי הבית בישראל). על-פי המאמר, הטלת מגבלת שעות עבודה מינימליות תעלה את יעילות התוכנית ותצמצם את העלויות שלה בצורה משמעותית. בנוסף לכך נראה שאם שעות העבודה עולות - תקבולי המסים יגדלו אף הם. במאמרם של דניאל גוטליב וניצה (קלינר) קסיר, "העוני בישראל: תמונת מצב והשפעות דמוגרפיות", מתואר העוני בישראל עם דגש על 25, תוך התעמקות בהיבטים של חומרתו. נכלל גם דיון בהשפעה ארוכת הטווח של שילוב מגמות הילודה בקבוצות האוכלוסייה העניות העיקריות. התוצאות המשוערות מחושבות בעזרת סימולציות שמבוססות על סקרי הלשכה המרכזית לסטטיסטיקה (סקר חברתי, סקר הוצאות וסקר ההכנסות). לקיחה בחשבון של השפעות מגמות אלו בעת עיצוב תוכניות לצמצום העוני היא קריטית לתכנון נכון ולהצלחת התוכניות. בעידן הגלובליזציה הביקוש לכוח אדם משכיל גדל יחסית לזה של כוח אדם לא-משכיל. חשוב להפנים מגמה זו בעת קביעת מדיניות, בהינתן העובדה שבכל חברה קיימים אנשים שמצליחים לשפר את יכולת תפקודם בשוק העבודה וקיימים גם אנשים נטולי יכולת כזו. העצמת האוכלוסייה המוחלשת ("empowerment") בתחום התפקוד בשוק העבודה היא תנאי חשוב להצלחת המדיניות לצמצום העוני. תוכנית רב-שנתית לצמצום העוני בישראל צריכה להציב מסגרת רציונלית לצמצום מתמשך של העוני תוך התמקדות בשיפור יכולת התפקוד בשוק העבודה של מי שמסוגלים לעבוד. זה יוביל לשיפור כושר ההשתכרות שלהם ובמקביל יצמצם את ההסתברות להימצאות בעוני לאורך זמן של מי שמתקשים לתפקד בכוחות עצמם. תוכנית כזאת צריכה לשמור על איזונים בין התמריץ להשתתף בכוח העבודה לבין הבטחת רמת חיים מינימלית סבירה למי שיכולת השתכרותו מוגבלת. תוכנית שמטרתה לצמצם את העוני לאורך זמן חייבת להיות מושתתת על עקרונות של צמיחה בת-קיימא. יש לדאוג שהעלות התקציבית של התוכנית תיכלל 12

במלואה בתוך מסגרת התקציב תוך שמירה על היציבות הפיסקלית. דרישה כזו עשויה לחייב קיצוץ תקציבי בתחומים אחרים במסגרת שינוי סדרי העדיפויות או לחילופין פריסת הדרישה התקציבית לכמה שנים במסגרת תקציב רב-שנתי. בשנים 22 ו- 23 החליטה הממשלה על שורה של קיצוצים בקצבאות ילדים ובקצבאות הניתנות למקבלי הבטחת הכנסה. ההחלטה נבעה מתוך הערכה שקצבאות אלה הקטינו את התמריץ לצאת לעבודה והיוו את הגורם העיקרי לגידול באוכלוסייה הענייה, וזאת, תוך עלות תקציבית שהלכה וגדלה. מדיניות של צמצום קצבאות תביא אוכלוסיות אלה להשתלבות בשוק העבודה ולהיחלצות ממעגל העוני. פרופסור צבי זוסמן, במאמרו "האם היציאה לעבודה מצילה ממחסור? מדיניות שוק ועוני בקרב בעלי שכר נמוך", בודק אם החרפת העוני אכן מוסברת ע"י התפשטות תופעת אי-העבודה, ואם החזרת מפרנסים פוטנציאליים שבחרו לא לעבוד לשוק העבודה אכן יכולה להבטיח הכנסה שתעביר את המשפחה הנמצאת מתחת לקו העוני למעליו. שאלות אלו נבדקות על רקע "תורת הרווחה החדשה" של הממשלה. הנחת היסוד של "תורת הרווחה החדשה" היא שצמיחה מהירה, היוצרת מקומות עבודה, היא המדיניות החברתית היעילה ביותר למיגור העוני. מגזר ציבורי גדול ומערכת רווחה רחבה הם נטל על הציבור משום שהם מחייבים שיעורי מסים גבוהים שפוגעים ביוזמה, ברצון לעבוד ובפריון, ובכך מעכבים את הצמיחה של המגזר העסקי. קיצוץ הקצבאות לאלה המסוגלים לעבוד יוציא אותם לשוק העבודה וכך גם מהעוני. בד בבד עם הגדלת היצע העבודה, יגדל גם הביקוש לעובדים. זאת, מאחר שקיצוץ קצבאות יקטין את ההוצאה הציבורית ויאפשר הורדת מסים. מסים נמוכים יותר יעודדו צמיחה שתיצור מקומות עבודה חדשים ותקטין פערים ועוני. כך, על-פי "תורת הרווחה החדשה", מדיניות שהתחילה בפגיעה בחלשים תביא בסופו של דבר לשיפור במצבם. פרופסור זוסמן מדגים שמסקנותיה של "תורת הרווחה החדשה" שנויות במחלוקת. לדוגמה, למרות עלייה בהכנסה הממוצעת לנפש, צמיחה כשלעצמה, ובייחוד צמיחה מוטת היי-טק כפי שהיתה בישראל מאז שנות ה- 9, לא הביאה לצמצום האי-שוויון והעוני. נתונים המתייחסים לשנים 23-198 מראים שבאותן השנים הצמיחה בשיעור גדול לא צמצמה אי-שוויון ועוני: התוצר לנפש עלה ב- 4 אחוזים; אי-השוויון בהכנסה הכלכלית (כפי שנמדד ע"י מדד ג'יני) גדל ב- 22 אחוזים; תחולת העוני הכלכלי (לפני תשלומי העברה ומסים) עלתה ב- 2 אחוזים. יתר על כן, מחקר אחר שנערך על הקשר בין צמיחה ופערים קובע ש"הצמיחה לא תרמה לשיפור מצבם היחסי של פרטים בעלי הכנסה נמוכה" (ברנדר, סטרבצ'ינסקי, בנק ישראל 25). 13

במשק הישראלי, שיעור השינוי בתוצר לנפש בשנה מסוימת כמעט ואינו משפיע על שיעור השינוי בתחולת העוני הכלכלי בשנה שאחרי זה. כאשר מתגלה קשר כלשהו, הוא בכיוון ההפוך. גם לטענה שמערכת רווחה גדולה מונעת ממשק להגיע לרמת חיים גבוהה, אין תמיכה בנתונים השוואתיים בין מדינות מפותחות. מדינות מפותחות בעלות מערכת רווחה גדולה יותר אינן בהכרח המדינות עם רמת החיים הנמוכה יותר. מערכת רווחה גדולה אינה מונעת רמת הכנסה לנפש גבוהה יותר, ואם קיים הפסד מסוים ברמת החיים הוא שולי. בניגוד לשיח שנוצר על-ידי מפיצי "תורת הרווחה החדשה", שהעוני הרב בישראל הוא תוצאה של הימנעות מעבודה והעדפת חיים על קצבאות, המציאות שונה: מרבית הגידול בעוני שנוצר במשק בעשור וחצי האחרון הוא עוני במשפחות עובדות. יציאה לשוק העבודה וצמיחת המשק לא עשויים לשנות מגמה זו. יש צורך בהתערבות ממשלתית מקיפה, הן בצמצום הפערים הנוצרים בשוק העבודה, הן בסבסוד בעלי שכר נמוך, הן בסיוע גדול יותר למחפשי עבודה והן בהגברת ההשקעות בחינוך שיתנו את פירותיהם בטווח ארוך יותר. חשוב לזכור שקיימים מוקדי עוני נוספים במשק הישראלי, בקרב קשישים ומשפחות שבהן אין מפרנסים עובדים. מדיניות נמרצת יותר לצמצום העוני מחייבת הגדלת ההוצאה החברתית הכוללת, מעבר לסכומים שהוקצו לכך עד כה. יש לשקול להעלות את התקרה של הוצאות הממשלה בהדרגה ל- 2% לשנה, ולאחר מכן אף ל- 2.5%, תוך הקפאת התוכניות להורדות מסים נוספות בשנים הבאות ושימוש בעודפי המסים שעדיין ייוותרו בשיעורי הצמיחה הנוכחיים לצמצום החוב הציבורי. מאמרם של הגר צמרת-קרצ'ר וזיו רובין, "כלי מדיניות להתמודדות עם תופעת "העובדים העניים": המקרה של חוק מס שלילי 27", עוסק בתופעת "העובדים העניים" ובכלי המדיניות שנעשה בהם שימוש על מנת להתמודד עם התופעה החברתית בישראל. אחת הסיבות לעליית שיעורם של העניים העובדים היא הגידול בפערי השכר בין משכילים ללא-משכילים. שכרם של בעלי ההכנסות הנמוכות כמעט ואינו עולה, בעוד שהשכר הממוצע לשכירים הלך ועלה בישראל במהלך העשור האחרון בכ- 37%. התופעה של שחיקת השכר של בעלי ההשכלה הנמוכה מאפיינת את ישראל, כמו גם שווקי עבודה אחרים בעולם המערבי בעשורים האחרונים. גם הכנסתם של מהגרי העבודה, מתחילת שנות ה- 9 של המאה שעברה, היא בבחינת תחרות נוספת על כוח עבודה בעשירוני ההכנסה הנמוכים, שהאפקט שלה מוריד אף הוא את תנאי העסקתם. ישנם כמה מאפיינים שדרכם ניתן לזהות ולנסות לפתור את מצוקתם של העובדים העניים. העובדים העניים הם בדרך כלל בעלי השכלה נמוכה מ- 12 14

שנות לימוד, רבים מהם לא-יהודים, מהגרי עבודה ועובדי חברות כוח אדם (עובדי קבלן). הפתרונות המוצעים על מנת להתמודד עם הבעיה נעים בדרך כלל בשני מישורים: האחד שכר מינימום והשני מס שלילי. העלאת שכר המינימום בדרך כלל זוכה לתמיכה של ארגוני עובדים. עם זאת, שכר מינימום אינו כלי יעיל למלחמה בעוני 1997) Wascher,.(Neumark and תוכניות למס שלילי קיימות בארה"ב (Earned Income Tax Credit) EITC ובבריטניה.(Working Families Tax Credit) WFTC למרות השוני בין התוכניות, העקרונות הבסיסיים שלהן זהים: משפחות בעלות הכנסה נמוכה מקבלות נקודות זכות במס בתנאי שלפחות אחד מבני המשפחה עובד. במרס 27 הוצע חוק להגדלת שיעור ההשתתפות בכוח העבודה ולצמצום הפערים החברתיים. בחוק הצעה להענקת מס שלילי למשפחות שבהן ילדים, והורים עובדים. העיקרון שעליו מושתת החוק למס שלילי הוא סבסוד עבודה של עובדים ברמות הכנסה נמוכות, והוא עשוי לתת מענה לבעיית העניים העובדים. האפקטיביות שלו עומדת ביחס ישר לרמת המחויבות של הממשלה שבאה לידי ביטוי בכמות המשאבים שתוקצה. חוק המס השלילי המוצע בישראל הוא בין הנמוכים בעולם מבחינת גובה ההטבות בו. על-פי המאמר, עלות התוכנית בשלב המיידי (לפני שתעודד מחוסרי עבודה לצאת לעבוד) עומדת על כ- 1.1 מיליארד בשנה. היא תינתן לכ- 42 אלף עובדים המהווים כ- 15.3% מכוח העבודה בישראל. 98% מהעובדים שיקבלו את ההטבות אינם עניים, ולפיכך החוק יוציא רק כ- 8, משפחות ממעגל העוני ויקטין את תחולת העוני ב-.41% בלבד. נייר העמדה של דוקטור רמזי חלבי, "העוני בקרב האוכלוסייה הערבית בארץ?", בוחן את השסע האתני בין יהודים לערבים ומוצא אותו כמשתקף במעמדה הנחות של האוכלוסייה הערבית באספקטים ריבודיים כהשכלה, יוקרה תעסוקתית, שכר וכוח פוליטי. מצבה הכלכלי של האוכלוסייה הערבית בישראל מורכב, בשנת 24, כך: כמחצית מהאוכלוסייה הלא-יהודית היתה מתחת לקו העוני (49.9% לפי מחלקת מחקר ותכנון - המוסד לבטל"א) לעומת 15.9% בקרב האוכלוסייה היהודית. הימצאותם של ערבים רבים כל כך מתחת לקו העוני פועלת להגברת עוצמת המתח שקיים עם האוכלוסייה היהודית, והוא דומה ליחס שקיים בין שחורים ללבנים בארצות הברית. יש צורך לטפל בגורמים אלה: הסרת חסמים שעומדים בפני האוכלוסייה הערבית, סגירת פערי בינוי כיתות במגזר המיעוטים, פיתוח אזורי תעסוקה וסיוע חברתי ותעסוקתי במגזר הבדווי. 15

במאמרם של דוקטור דניאל גוטליב ורועי מנור, "בחירת מדד עוני כיעד למדיניות ישראל: 1997 עד 22", ישנה סקירה של כמה שיטות למדידת עוני. כאשר בוחרים מדד, כחלק מאסטרטגיה רציונלית למאבק בעוני, יש לשקול את יתרונותיו וחסרונותיו של כל מדד. צעד חשוב במסגרת זו הוא בחירת מדד שיוכל להוות בסיס לקביעת יעד כמותי לצמצום העוני ואינדיקטור למעקב שוטף אחר מידת ההצלחה של המדיניות. בחירת מדד עוני מושכלת תשפר את יכולת הזיהוי של האוכלוסייה הענייה ואת הקצאת המשאבים בתקציב הממשלה להשגת המטרה. החשיבות של סוגיית בחירת מדד עוני גוברת עם המגמה של צמצום משקל הוצאות הממשלה ושל ההוצאות החברתיות בתוצר במשקים מפותחים בעידן הגלובליזציה. בחירת מדד עוני שישפר את יכולת הזיהוי של אוכלוסיית העניים ושל עוצמת העוני בהשוואה למדד הרשמי של המוסד לביטוח לאומי, מחייבת הכרעה לגבי שלוש סוגיות אשר נדונות בחלקו השני של המאמר: הגדרת קו העוני ("מהו עוני?"), בחינת רמת החיים של כל משק בית ("מיהו עני?") ושיטת הסיכום המצרפי (aggregation) של נתוני העוני הפרטניים של כל משקי הבית למדד מצרפי. פרק שלוש במאמר משווה בין הגישות השונות, ופרק ארבע דן בחשיבות ובקושי של הכללת שירותים ממשלתיים במדד העוני. מהמאמר עולה כי רצוי להגדיר את יעד המדיניות במונחים של עוצמת העוני, כמו מדד,Sen וכי מוטב לבסס את חישוב המדד על גישה מעורבת - שילוב בין הגישה היחסית המקובלת בישראל לגישה המוחלטת, המתמקדת בסל של מוצרים ושירותים חיוניים. האופציה העדיפה היא הגדרה המבוססת על צירוף שתי שיטות מעורבות יחד - שיטת ה- NRC האמריקנית ושיטת ה- MBM הקנדית: את כל הרכיבים בסל החיוני פרט למזון מומלץ לחשב בשיטת ה- NRC, ואילו את רכיב המזון מומלץ להשתית על קריטריונים רפואיים אובייקטיביים של תזונה הולמת (שיטת ה- MBM ). סל מזון כזה פותח במשרד הבריאות הישראלי, והוא שימש בסיס במחקר שלנו. נוסף לכך רצוי לכלול בסל החיוני רכיבים של הכנסות בעין חיוניות המתקבלות מהממשלה, לדוגמה בתחומי הבריאות, החינוך, ההשכלה והתשתיות. חשוב שהכנסות בעין אלה יירשמו על-פי איכותן וחלוקתן האזורית ולא בשיטת הממוצע לנפש. בנוסף עולה כי הגישה היחסית של מחצית החציון, המקובלת על המוסד לביטוח לאומי, אינה יעילה כתשתית למדיניות למאבק בעוני, על אף חשיבותה הרבה כמדד עוני מקובל ומוכר בישראל ובעולם המערבי. המדד המוצע רב-גוני יותר וכרוך בפחות עיוותים. הוא עדיף מבחינת ההגינות, ושיטת עדכונו לא לוקה בעדכון יתר וגם לא מקובעת כמו השיטה המוחלטת. 16

המלצות לביצוע: עידוד העסקת אמהות בלתי מועסקות וסבסוד מעונות יום. 1. הטבת מס למעסיקים בגין העסקת עובדים בקבוצות חלשות. 2. תוכנית להכשרה מקצועית פנים מפעלית. 3. התאמת חוק לעידוד השקעות הון בהון אנושי. 4. הבטחת חינוך איכותי לילדים ממשפחות בעלות הכנסה נמוכה. 5. קיום נאות לנכים ועידוד תעסוקתם. 6. קביעת מינימום בקצבאות ביטוח לאומי. 7. טיפול מעמיק במגזר הערבי. 8. קביעת קו עוני שמבוסס על הכנסות מכלל המקורות. 9. 1. חיבור הפריפריה למרכז. 11. הרכבת תקציב לתוכנית מהל"ב. 17

עמ' 18 ריק 18

בדרך למודל לפתרון כלכלי-חברתי בישראל המלצות למדיניות רקע החיפוש אחר מודל כלכלי-חברתי שימציא פתרון בו-זמני ליציבות כלכלית ולצדק חברתי מעכב את ההתקדמות בפתרון בעיות אקוטיות בחברה הישראלית. ההכרה בכך שיש לתת מענה קונקרטי לבעיות החברתיות-כלכליות שעל סדר היום, בהסתמך על מחקרים, מהווה את הנחת היסוד של "יוזמת זכרון יעקב". התפיסה שמאחדת בין החוקרים לבין מקבלי ההחלטות השותפים ליוזמה היא שיש לזהות ראשית את הבעיות המרכזיות המחייבות פתרון ולהציע צעדים מעשיים לטיפול בהן. הצעדים המעשיים מתבססים על שורה ארוכה של מחקרים שבוצעו לניתוח הבעיות הללו במסגרות שונות, כמו גם על מחקרים וניתוחים שבוצעו במסגרת הפרויקט במקומות שבהם נדמה היה שחסר טיפול מחקרי מעמיק. אחת מהמסקנות הבסיסיות שעלו ממהלך העבודה היא שמוקד הבעיות החברתיות והכלכליות בישראל מצוי בשוק העבודה ובפערים החברתיים. במהלך העבודה התייחסנו גם לאילוצים המאקרו-כלכליים המלווים כל תהליך קבלת החלטות בתחום החברתי. הנחת היסוד שממנה אנו יוצאים היא כי ללא יציבות כלכלית לא ניתן יהיה להשיג שינוי בתחום החברתי. ברור כי החוסן הכלכלי שמפגין המשק הישראלי מאפשר לפנות את תשומת הלב לתחומים שהוזנחו, אך התקופה הנוכחית מלווה במשבר פיננסי גדול בשווקים הבינלאומיים. אך אנו סבורים כי משבר זה יחלוף ולכן ההתפתחות הכלכלית האיתנה של ישראל תימשך, תוך כדי שמירה על הפרמטרים המאקרו-כלכליים העיקריים. כתוצאה מכך יוזמת זכרון יעקב קוראת לביצוע הליך קבלת החלטות כזה שיפנה משאבים לטיפול בבעיות החברתיות בחמש השנים הקרובות, וזאת ללא ערעור היציבות הכלכלית. כל מה שנותר לעשות הוא להחליט ולהעמיד את היעדים החברתיים בראש סדר העדיפויות בתהליך קבלת ההחלטות במסגרת תקציב המדינה ולא בהצהרות ריקות מתוכן או תוקף מעשי. מדינות רבות, עניות כעשירות, הלכו בשנים האחרונות בדרך זו שאנו מתווים לאלתר, והיא הניבה להם הצלחות רבות. בהמלצות להלן נתמקד בפתרונות לפערים חברתיים ולעוני מתוך שוק 19

העבודה בהנחה שבו המוקד העיקרי לבעיות, אך גם המקור העיקרי לפתרונות. נוסף על כך, קיימות בעיות בתחום החינוך וכן אילוצים הנובעים מאיכות הסביבה, ובנושאים אלו אנו נעסוק בשלב הבא של הפרויקט. המלצות לעידוד תעסוקה מס שלילי חוק מס שלילי, שהופעל לראשונה באוקטובר 28 בקרב קבוצת עובדים מצומצמת, עשוי לתרום להקטנת שיעור העוני. מהמחקר המופיע בספר (גליבצ'נקו וקרצ'ר-צמרת) עולה כי גם כשיוחל על כלל האוכלוסייה השפעתו על שיעור העוני צפויה להיות זניחה כל עוד לא ייקבע סף תחתון למספר שעות העבודה הנוספות שעליהן החוק יזכה בקצבה. לפי מחקרים שונים (גוטליב וקסיר, 24; ברנדר וסטרבצ'ינסקי, 25; צמרת-קרצ'ר ורובין, 27) עלות התוכנית הכוללת מוערכת בין 3 מיליון ל- 1 מיליארד בשנה. כלומר, תוכנית זו יקרה ולא יעילה. עם זאת יש סיכוי שתצליח אם תשולב בצעדים נוספים הפונים לאותן מטרות. עידוד העסקת אמהות בלתי מועסקות מעסיק שיעסיק אמהות לשני ילדים לפחות ייהנה מסובסידיה בגובה סך תשלומיו לביטוח הלאומי בגין העסקת אמהות המשתייכות לקטגוריה זו. משך הסובסידיה הוא שנה על כל ילד. נוסף על כך, היציאה לעבודה לא תקטין את קצבאות הביטוח הלאומי המגיעות לאמהות אלו. יש סה"כ 625 אלף אמהות לשני ילדים ומעלה, מתוכן 352 אלף מועסקות. בהנחה שההצעה תוציא 1% מהבלתי מועסקות לעבוד, עלות התוכנית בשנה הראשונה מוערכת ב- 1.9 מיליארד וצפויה להוציא עד 6, נפשות מעוני. הטבות מס בגין העסקת עובדים מקבוצות מסוימות ראוי להחיל תוכנית שתיתן הטבות מס למעסיקים שיעסיקו עובדים שיענו על קריטריונים מסוימים, לרבות מקבלי הבטחת הכנסה (35 אלף נפשות, 25% מועסקים), ערבים (81 אלף נפשות, 34% מועסקים), עולים חדשים (משנת 1998 268 אלף, 54% מועסקים) ומוגבלים (485 אלף, 32% מועסקים). הטבות המס תינתנה באופן מדורג לפי תכונות העובדים ולמשך זמן מוגבל של עד שנתיים. בהנחה שעובדים אלו ישתכרו שכר מינימום, ושהיצע העבודה בשבילם יגדל כתוצאה מההטבות למעסיקים, יצאו כ- 14.1% מהם לעבוד. עלות התוכנית למדינה תהיה 242 מיליון בשנה אם יקוזזו דמי הביטוח הלאומי בגינם. 2

צעד זה צפוי להקטין את תחולת העוני מ- 2% ל- 12.3%, כלומר להגדיל את ההכנסה המשפחתית של 13 אלף משקי בית אל מעל לקו העוני. הכשרה מקצועית (צעד ללא עלות תקציבית ישירה נוספת) יש להפעיל תוכניות הכשרה מקצועיות ממוקדות במקצועות הנדרשים בשוק ומותאמות לאזור המגורים של העניים ולאורחות חייהם. שיעור התעסוקה של גברים מעוטי השכלה הולך ויורד בשנים האחרונות וכך גם השכר שלהם. לפיכך יש למקד בהם את המדיניות החברתית (קלינוב, 28) באמצעות הכשרה מקצועית. תוכנית להכשרה מקצועית פנים מפעלית לשם ביצוע התוכנית יש להרחיב את מספר הקורסים ואת מספר המשתתפים בהם. נוסף על כך, יוקם מערך ייעוץ המבוסס על אנשי חברות כוח אדם שמכירים את צורכי שוק העבודה, כך שתחומי ההכשרה ישתנו בהתאם לצרכים הללו. תוכניות ההכשרה המקצועית יותאמו גם לפי אזורים, כך שמפעל המצוי באזור מסוים יכשיר עובדים החיים בסביבתו. ההכשרה תינתן לעובדים ברמות שכר נמוכות במיוחד, כדי לשפר את סיכוייהם לתנאי עבודה משופרים. ניתן להחיל תוכנית זו על כלל העניים השכירים בישראל, אשר מספרם מוערך ב- 178.4 אלף נפשות. בהינתן עלות של 3,3 לעובד, עלות הכשרה מקצועית לקבוצה זו היא 589 מיליון. התוכנית תשתמש ב- 6 מיליון שמוקצים לנושא כיום באופן לא יעיל. יש לחשוב על דגם של הפעלת מערך תמיכות בהכשרה תוך כדי עבודה. אחת האפשרויות לכך היא להצמיד את התשלום למפעילי מהל"ב, למשך זמן התעסוקה של בוגרי התוכנית. ברוח העקרונות לעיל, מומלץ להחיל תוכנית נוספת להכשרה מקצועית שתופנה ישירות למובטלים בעלי 1 שנות לימוד ומטה. עלות התוכנית צפויה להיות כ- 7, למשתתף, בהתאם לעלות ההכשרה המקצועית הממוצעת כפי שזו נתונה בתקציב משרד התמ"ת. אם ישתתפו בה כ- 1, מובטלים תהיה עלותה כ- 7 מיליון, ואנו צופים כי יש באפשרותה לחלץ מעוני כ- 8 משקי בית שבהם כ- 3, נפשות. חלוקת מלגות (צעד ללא עלות תקציבית ישירה נוספת) תלמידים מגיל 21 ומעלה שבאים ממשפחה בעלת הכנסה הנמוכה מקו העוני שימשיכו בלימודים מקצועיים יקבלו מלגות על-פי חוק (בדומה לתוכנית הנהוגה בהולנד). המלגות ימומנו על-ידי גופים ישראליים ומחוץ לישראל. 21

הרחבת תקציב תוכנית מהל"ב (ויסקונסין) היועצים יקבלו תקציב בסדר גודל של 2, למשתתף בתוכנית, לשם רכישת אמצעים שיקלו על ההשתלבות בעבודה של מקבלי הבטחת ההכנסה. בין האמצעים הללו אפשר למנות: ביגוד לריאיון, כיסוי הוצאות תחבורה לחודש עבודה ראשון, ציוד עבודה וכדומה (התוכנית מבוססת על תוכנית שעזרה ליותר מ- 55 אלף בריטים למצוא עבודה). הרחבת התוכנית אשר כיום יש בה כ- 5, משתתפים בלבד תותנה בשינוי מערך התמריצים לזכיינים המעוגנים בחוזה, כך שאלו לא יתומרצו להקטין את מספר מקבלי הקצבאות כי אם להשים את לקוחותיהם בעבודות בעלות תנאי העסקה סבירים ולטווח של שנה לפחות. עלות תוכנית מהל"ב היא 1,2 לנפש, וממוצע עליית ההכנסה במשפחה בתוכנית עומד על כ- 4 בחודש (לפי דו"חות ההערכה הפנימיים של התוכנית). במובן זה יעילותה מוטלת בספק. יחד עם זאת, ישנם כ- 16 אלף מקבלי הבטחת הכנסה הרחוקים כ- 4 מקו העוני ואשר אינם עובדים. הכללתם בתוכנית עשויה להעלותם מעל קו העוני ותעלה כ- 2 מיליון. התאמת החוק לעידוד השקעות הון (צעד ללא עלות תקציבית ישירה נוספת) נוסף על מטרותיו המסורתיות - עידוד התעסוקה של מעוטי השכלה - מוצע שהסבסוד יינתן לא רק בתמורה לצבירת הון פיזי אלא גם לצבירת הון אנושי של עובדים מעוטי השכלה. המלצות ברוח דומה ניתנו בדו"ח הוועדה לבחינת החוק לעידוד השקעות הון וכלי מעורבות חליפיים (1996) ובדו"ח הוועדה לפיתוח הון אנושי לתעשייה (1997). כדאי להוסיף את הקריטריון של הרחבת היקף התעסוקה כתנאי לקבלת הסבסוד. שיפור וייעול שירות התעסוקה יש לזרז את הקמתם והרחבה של מרכזי התעסוקה (בהתאם להמלצות "ועדת תמיר") ולשפר את מבחן התעסוקה הקיים ואכיפתו. חשוב להרחיב את הגישה למרכזים אלה גם לאנשים שאינם מתקיימים מגמלת קיום מתמשכת, תוך העדפה של אנשים מעוטי הכנסה. במסגרת זו, יאוחדו מרכזי תעסוקה של רשויות מקומיות עם מרכזים של שירות התעסוקה מתוך מטרה ליצור תשתית אחידה לכל מי שזקוק לסיוע במציאת עבודה. המרכזים יספקו גם תמיכה סוציאלית. יש לעודד את המשך הסטת הדגש של שירות התעסוקה על השמת עובדים תוך שדרוג וחיזוק כוח האדם המקצועי, וכן להדק את הקשר בין מערך ההכשרה המקצועית לבין מערך ההשמה. 22

העלות התקציבית של צעד זה מוערכת ב- 2 וקסיר, 24). מיליון לשנה (גוטליב מדיניות להקטנת אבטלה (צעדים ללא עלות תקציבית ישירה נוספת) יש להתרכז בהארכת משך התעסוקה במקום בקיצור משך האבטלה, במיוחד מכיוון שתוכניות לקיצור משך האבטלה כבר קיימות בישראל: הפנמת עלות הפיטורים למעביד על-ידי הורדת שיעור מסי מעבידים על עובדים לא מקצועיים. חיוב המעביד לשלם את ימי האבטלה הראשונים של עובד מפוטר. תמיכות להכשרה במקום העבודה. קיצור משך האבטלה יתבצע באמצעות התוכניות שהוזכרו לעיל מהל"ב והטבות מס בגין העסקת עובדים מקבוצות מסוימות. - מס שלילי, חינוך סבסוד מעונות יום סבסוד מעונות יום ומשפחתונים לתינוקות ולפעוטות בגילאי 3- להורים עובדים, בהתאם לתוכנית מסלול התעסוקה שמפעיל משרד התעשייה המסחר והתעסוקה. התוכנית תעמיק את הסבסוד הממשלתי לילדי אמהות עובדות בעלות הכנסה נמוכה. ישנן כ- 2 אלף אמהות לילדים בגילאי 3- אשר מועסקות בשוק העבודה מספרם של הילדים בגילאים אלו אשר אמהותיהן עובדות הוא כ- 28 אלף. מספר המשפחות שבהן ילדים בני 3- אשר אמהותיהם עובדות ומצויות מתחת לקו העוני הוא כ- 24 אלף. סך כל הילדים המצויים במסגרת מעונות היום המוכרים על-ידי משרד התמ"ת הוא 87,. הסבסוד הנוכחי של המעונות עומד על כ- 5% מגובה התשלום החודשי בגין כל ילד, לכן עלות היציאה לעבודה של הורים לפעוטות ותינוקות נותרת גבוהה למדי (בממוצע כ- 65 לפעוט וכ- 8 לתינוק). אנו מציעים להעמיק את גובה הסבסוד כך שיממן את כל גובה התשלום החודשי למעונות. צעד זה יוציא בצורה ישירה מעוני כ- 12,5 משפחות שבהן כ- 4 אלף נפשות, ועלותו צפויה לעמוד על כ- 757 מיליון לשנה, בטווח המיידי - כלומר, לפני שישפיע על מנגנון קבלת ההחלטות בתא המשפחתי בנוגע ליציאה לעבודה. 23

בהחלטה מס' 1134 של הממשלה מ- 4 בפברואר 27 הוחלט להגדיל באופן הדרגתי את התקציב ב- 2 מיליון, בשנות הלימוד התשס"ט עד התשע"א. לאחר החלטת הממשלה הקודמת על הגדלת תקציב זה שאושרה בשנת 25 ובה הוקצו 15 מיליון נוספים לנושא, לא חלה ירידה בהשתתפות ההורים בהוצאה על המעונות. הבטחת חינוך תיכוני לילדים ממשפחות בעלות הכנסה נמוכה ייעשה באמצעות השתתפות במימון חינוך תיכוני וכן הכשרה מקצועית על-ידי קצבאות להוצאות חינוך למשפחות המשתכרות למטה מסף הכנסה מסוים. יום לימודים ארוך יום לימודים ארוך יורחב ליישובים נוספים, על מנת לאפשר לפרטים רבים יותר להשתלב ולהרחיב את היקפי משרתם בשוק העבודה. פעילות זו תתמוך בפעילויות נוספות לשילובן של נשים בשוק העבודה. עלות התוכנית לילד היא 7, והיא צפויה להקיף כ- 55 אלף ילדים. בהתאם להנחות אלה תעמוד עלותה על 4 מיליון בשנה. חיסכון לילדים הקצאת חודש אחד בשנה של קצבת ילדים (כ- 12 ) לחשבון חיסכון של המדינה על שם הילד, שאותו הוא יוכל לפתוח בגיל 18 ולהשתמש בו להשכלה גבוהה בלבד, מתוך מטרה לעידוד השכלה גבוהה וחינוך להרגלי חיסכון וניהול חשבונות (מבוסס על תוכנית בבריטניה). גובה הקרן בכלל החסכונות מוערך בכ- 265.2 מיליון בשנה ובכ- 4.773 מיליארד בתקופה של 18 שנה. מתן ייעוץ כלכלי לצמצום החובות של משקי בית באמצעות פתיחת קו מידע והנפקת עלוני מידע על בסיס התנדבותי בשיתוף עם סטודנטים לכלכלה ולמנהל עסקים. פעילות זו תתקיים באופן התנדבותי כחלק מהחובות לקבלת תואר ראשון ושני במוסדות האקדמיים שמתוקצבים על-ידי המועצה להשכלה גבוהה (המל"ג). מתן אפשרות קיום נאותה לנכים יש לעודד מעבר לתעסוקה בקרב נכים באמצעות החלת תוכנית ויסקונסין גם על נכים (בהתאם לתוכנית שמופעלת בנושא באוסטרליה). עלות התוכנית כ- 8 מיליון אם יוחזרו כ- 1% ממקבלי קצבת נכות לשוק העבודה על סמך העלות בפועל למשתתף בתוכנית ויסקונסין. תוכנית זו צפויה לצמצם את מספר העניים הנכים בכ- 2,5 משפחות שבהן כ- 8,4 נפשות. 24

מתן אפשרות קיום נאותה לקשישים יש לבצע הגדלה מדורגת של גובה השלמת ההכנסה בקרב קשישים מעוטי הכנסה, כך שהכנסתו הכוללת של הקשיש תאפשר סיפוק צרכים מינימליים הולמים. צעד זה מחייב הגדרה של הצרכים המינימליים ההולמים ושיפור של מבחן ההכנסה ושל אכיפתו. כן יש לשכלל את יכולת מימוש הדירה שבבעלות הקשישים (משכנתה הפוכה) כדי לצמצם את העוני בקרבם. 61% מהקשישים בישראל הם בעלי דירות. מוצע לאפשר לקשיש לקבל הלוואה בצורת זרם הכנסות שוטפות תמורת משכון חלק מהדירה (גוטליב וקסיר, 24). כדי לסייע להיווצרות שוק כזה ולנוכח הסיכונים הנשקפים למבטח (לדוגמה, סיכון התנודתיות במחירי הדיור), על הממשלה לתמרץ אותם גורמים במערכת הפיננסית שיכולים להציע לקשיש תשלום שוטף כנגד משכון נדל"ן. התמריצים יהיו מוגבלים בזמן ובהיקף ומותאמים להתקדמות בהיווצרות השוק. עידוד המגזר הערבי אין עוררין על כך שמצבה של האוכלוסייה הערבית בישראל נחות מזה של היהודים, והדבר בא לידי ביטוי בכל המשתנים: עוני, אבטלה, מיקום פריפריאלי ועוד. לפיכך, הוקמה הרשות לפיתוח כלכלי של המגזר הערבי, הדרוזי והצ'רקסי בפברואר 27. על מנת לוודא שהרשות תהיה אפקטיבית יש להעמיד לה יעדים כמותיים של צמצום העוני בקרב במגזר הערבי והגברת שיעורי התעסוקה, בעיקר בקרב נשים. כמו כן, יש לספק לה תקציבים. קצבאות המוסד לביטוח לאומי קביעת מינימום לגובה הקצבאות כתוצאה מקיצוץ מדיניות הרווחה משנת 21 נוספו כ- 25, משפחות למעגל 1 העוני, ובנוסף הורע מצבם של כ- 7% מכלל העניים כתוצאה מכך. הקצבאות מהוות כלי חשוב במערך הכלים למאבק בעוני לאנשים שכושר השתכרותם מוגבל. יש לדאוג שסכום הקצבה יאפשר קיום של רמת חיים מינימלית הולמת של הנתמכים. חשוב לחזק את מערך האבחון, כך שמערכת הבטחת ההכנסה תתמוך רק במי שזקוק לכך, דבר שיביא לצמצום מספר הנתמכים. עלות צעד זה נאמדת ב- 3.5 מיליארד בשנה. 1. המוסד לביטוח לאומי, "ממדי העוני ואי-השוויון בהתחלקות ההכנסות במשק - 21 ממצאים עיקריים", עמ' 7. 25

תשתיות (צעד ללא עלות תקציבית ישירה נוספת) הקטנת המרחק בין המרכז לפריפריה ייעשה על-ידי הרחבת התשתיות התחבורתיות ובניית קווי רכבת נוספים בהתאם לצורכי השוק. פעילות זו תמומן בשיטות B.O.T/P.F.I (ולא באמצעות התקציב הממשלתי) ותוביל להשלמת קווי תחבורה נוספים בהתאם לתוכנית לרישות המדינה כדי שהמרחקים בין היישובים לא יהוו מגבלה להגעה למקומות עבודה המכונסים במספר מוקדים מצומצם. על המדינה לסבסד את הגישה לתשתיות אלו בעבור האוכלוסייה הענייה. המלצות בנוגע לאמידת העוני.1.2.3 יש להציב יעד כמותי עם אופק ארוך טווח למאבק בעוני, עם מסלול התכנסות לאורך זמן. יש לשפר את מדידת העוני באופנים אלה: שינוי ההגדרה של מקורות ההכנסה המהווים בסיס למדידה כך שיכילו הכנסות שאינן כספיות, ביצוע סקרי מעקב על עוני מתמשך, מדידת עוני של קבוצות אוכלוסייה מסוימות. אמידת העוני של משפחה צריכה להתבצע בהשוואה לרמת החיים הכללית בחברה (מדידה יחסית) ולפי יכולתה לספק את הצרכים החיוניים (מדידה לפי צרכים). מדד הצרכים החיוניים המומלץ מבוסס על השיטה הקנדית - מדד ה- measure.(mbm market basket) מחקר דרוש מחקר מקיף שיראה מהי התרומה של כל אחד מהגורמים לאי-השוויון ולפיכך לעוני כדי שמקבלי המדיניות יוכלו לטפל בכל אחד מהם בהתאם למאפייניו והשלכותיו: 1. שינויים טכנולוגיים שהגדילו ביקוש לעובדים משכילים. 2. היחלשות כוח המיקוח של עובדים בלתי מיומנים כתוצאה מהגנה חלשה של איגוד מקצועי, ייבוא מהגרי עבודה ואבטלה גבוהה בקרב עובדי השכלה נמוכה. 3. אי-שוויוניות בחינוך. 4. יצירת מערכת שתפיק את מלוא הנתונים הסטטיסטיים הנוגעים לתעסוקה, כמו נתונים על פעילות מרכזי התעסוקה ומדידת השינויים בתעסוקה בקרב קבוצות מוגדרות בעקבות פעילויות לטובתם. 26

לסיכום, עלות התוכנית שצעדיה מוצגים לעיל מוערכת ב- 2.242 מיליארד בשנה, זאת בעוד שעלות החזרת הקצבאות לרמה שבה הן היו בשנת 21 מוערכת ב- 3.5 מיליארד. מהתבוננות ביחס עלות-תועלת של צעדי התוכנית אל מול הקצבאות, כאשר צד העלות מיוצג על-ידי גודל התקציב הנדרש למימוש הצעדים וצד התועלת על-ידי ההערכה של מספר הנפשות שתחולצנה מעוני על-ידי הצעד, הרי שהצעדים המוצעים יעילים במידה ניכרת מהגדלת הקצבאות: העלות הממוצעת להוצאת נפש מעוני בתוכנית מוערכת ב- 13, לשנה לעומת עלות ממוצעת של 42, לשנה בהחזרת הקצבאות. בהינתן הגידול המתמשך בפערי ההכנסות והעלייה בתחולת העוני בישראל, שהיא מן הגבוהות בעולם (בהשוואה למדינות מפותחות), אין ספק כי צעדים משמעותיים צריכים להינקט. הצעדים שהובאו לעיל מבוססים על מחקרים, על ניסיונן של מדינות שבהן פערים קטנים יותר, ועל דיונים שנערכו במסגרת יוזמת זכרון יעקב, ולפיכך אנו בטוחים שהם יועילו לצמצום העוני בישראל. ביבליוגרפיה גליבצ'נקו, אולג וצמרת-קרצ'ר, הגר, "בחינת חוק מס שלילי בישראל באמצעות מודל בחירה דיסקרטית", 28 (בספר הנוכחי). גוטליב, דניאל, וקסיר (קלינר), ניצה, "העוני בישראל ואסטרטגיה מוצעת לצמצומו: הרחבת תעסוקה ושינויים במערכת הרווחה", בנק ישראל, 24: http://www.boi.gov.il/deptdata/papers/paper8h.pdf ברנדר, עדי וסטרבצ'ינסקי, מישל, "תכונות מערכת מס הכנסה שלילי הרצויה בישראל לאור מאפייני היצע העבודה של בעלי פוטנציאל הכנסה נמוך", בנק ישראל, 25: http://www.bankisrael.gov.il/deptdata/mehkar/papers/dp57h.pdf צמרת-קרצ'ר, הגר ורובין, זיו, "כלי מדיניות להתמודדות עם תופעת "העובדים העניים": המקרה של חוק מס שלילי 27", 28 (בספר הנוכחי). דו"ח הוועדה לבחינת החוק לעידוד השקעות הון וכלי מעורבות חליפיים, יו"ר יורם גבאי, 1996. דו"ח הוועדה לפיתוח הון אנושי לתעשייה, 1997, יו"ר דפנה שוורץ. דו"ח ועדת השרים לעניין דו"ח ועדת אור, יו"ר יוסף לפיד. 27

תמורות בהשתתפות בכוח העבודה 27-23 1 רות קלינוב ויעקב משמוש 28 בישראל נמוך דרך קבע שיעור ההשתתפות בכוח העבודה מזה שבארצות,OECD ובמשך שנים רבות היה שיעור האבטלה בה גבוה משלהן. התוצאה היתה שיעור נמוך של מועסקים מכלל האוכלוסייה בגילאי העבודה (15+). אולם מאז 23, בו-זמנית עם הקטנת האבטלה, עלתה ההשתתפות, וכפי שיוצג בהמשך הפערים בין ישראל ל- OECD קטנו במידה ניכרת. לכן יש חשיבות פחותה לשאלה שהיוותה מרכז לדיונים בעבר - העלאת שיעור ההשתתפות הכללי בכוח העבודה, והמאמר הנוכחי יעסוק פחות בשאלה זאת ויותר בשינויים הדיפרנציאליים שחלו בשיעורי ההשתתפות של שכבות דמוגרפיות-חברתיות שונות. המטרה הראשונה היא לזהות את השכבות שבהן מתמקדים החולשה והחוזק של ישראל מבחינת ההשתתפות בכוח העבודה, ולנתח את שיעורי הגידול (ואי-הגידול) בה לפי שכבות אלו (פרק 1). מטרה שנייה היא לבדוק את המנגנונים האחראים לשינויים בהשתתפות. הניתוח מבחין בין שינויים בביקושי המשק לעובדים בעלי תכונות שונות לבין שינויים בהיצע העובדים כתוצאה משינויים בתנאים הפנסיוניים או בתמיכות של הביטוח הלאומי (פרק 2). מטרה נוספת, הנדרשת להצעות לדרכי מדיניות, היא לדון בשאלה באיזו מידה מתרחש הגידול בהשתתפות על-ידי כניסת שכבות חדשות לשוק העבודה, מתוך אלו שלא השתתפו בו בעבר, ובאיזו מידה הוא מתרחש באמצעות הקטנת פרישות של אלה שהיו בשוק העבודה (פרק 3). בחלק האחרון (פרק 4) יוצע מתווה מדיניות, לא רק להגדלת ההשתתפות אלא (בהמשך לדו"ח קודם על אבטלה) 2 להגדלת הזרימה לתעסוקה. יחד עם זאת שאלת שיעור ההשתתפות הכללי לא ירדה מהפרק. עליית ההשתתפות וירידת האבטלה התרחשו רק מאז 23, ועדיין עומדת שאלה פתוחה חשובה ביותר - באיזו מידה עליית ההשתתפות בשנים האחרונות היא תופעה זמנית הקשורה בצמיחה הכלכלית המואצת, ובאיזו מידה היא תוצאה של השתנות פרמטרים מבניים יסודיים המבטיחים רמה גבוהה יותר של השתתפות בטווח הארוך. תשובה חלקית לשאלה זאת תוצע בסיכום, אך היא מחייבת מחקר נפרד..1.2 תודתנו החמה לגב' ניצה קסיר על הערותיה המצוינות. קלינוב (28).

ההגדרות המרכזיות להמשך הדיון הן: כוח העבודה האזרחי הם אנשים שהיו "מועסקים" או "בלתי מועסקים" (מובטלים) בשבוע שקדם לסקר. מועסקים הם מי שעבדו לפחות שעה אחת בשבוע זה, או נעדרו זמנית מעבודתם. בלתי מועסקים (מובטלים) הם אנשים שלא עבדו כלל בשבוע שקדם לסקר, וחיפשו עבודה באופן פעיל בארבעת השבועות שקדמו לשבוע הסקר. "אינם בכוח העבודה" הם יתרת האוכלוסייה, שאינה עובדת ואינה מחפשת עבודה. נושא המאמר הוא היחס בין כוח העבודה לאוכלוסייה, תוך הבחנה בין מובטלים למועסקים. לפני הכניסה לגוף הדיון ראוי להעיר, שהגדלת ההשתתפות אינה מטרה בפני עצמה, אלא היא דורשת הצדקה. ניתן להציג אי-השתתפות כהחלטה מושכלת של פרטים בהינתן העדפותיהם, האילוצים התקציביים שלהם, עלויות בגין יציאה לעבודה, השכר שלו הם יכולים לצפות וכולי. ובכן, מדוע להתערב בהחלטותיהם? דומני שקווי ההצדקה העיקריים הם שניים: הנזקים שמביאה אי-השתתפות ללכידות החברתית, בכך שמרבית הבלתי משתתפים הם עניים ונדחקים לשולי החברה; ועומס המסים הנופל על העובדים הנדרשים לקיים את הבלתי משתתפים, כאשר נימוק זה כפוף לכך שסבסוד התעסוקה אינו עולה על התמיכות הניתנות לבלתי משתתפים. לעניינים אלה נחזור בפרק האחרון. התמונה הכללית של שיעורי ההשתתפות והאבטלה מוצגת להלן. תרשים 1: שיעורי השתתפות ושיעורי אבטלה 27-1995 12. 56.5 56. 1. 55.5 8. 55. אבטלה שיעור השתתפות 6. 4. 54.5 54. 53.5 53. 2. 52.5 52.. 51.5 1995.1 1996.1 1997.1 1998.1 1999.1 2.1 21.1 22.1 23.1 24.1 25.1 26.1 27.1 עולה ממנה שמאז 1998 יש עלייה מתמדת בשיעור ההשתתפות הכללי, ותהליך זה הואץ מאז 22. בסך הכול עלה שיעור ההשתתפות מתוך האוכלוסייה בגיל 15+ בין 1995 ל- 27 מ- 54 ל- 57 אחוזים. במקביל חלה מאז 23 ירידה באבטלה מ- 11 ל- 7 אחוזים. אלה הישגים נאים מאוד. 29

מלוח 1 עולה, שבתקופה 26-199 צומצמו מאוד הפערים בין OECD לישראל: בעוד שב- 199 היה ההפרש בשיעור ההשתתפות בגילאי העבודה העיקריים 7.7 54-25 אחוזים, הרי ב- 26 הוא התכווץ ל- 4 אחוזים. אולם יש לציין ששיפור זה חל אך ורק בגלל עליית השתתפותן של נשים בכוח העבודה. בהשוואה בין גברים היתה הרעה. בגילאים הגבוהים 64-55 היה לישראל תמיד יתרון, והוא גדל: עודף ההשתתפות בישראל היה ב- 199 1.7 אחוזים וב- 26 3.2 אחוזים. נתוני 27 עשויים להצביע על התכווצות נוספת בהפרשים בין ישראל ל- OECD. מאחר שמדובר בהפרשים קטנים למדי בין ישראל ל- OECD, יתמקד כאמור מאמר זה בשאלות שהועלו לעיל: הראשונה היא תיאור המבנה הפנימי של ההשתתפות, השנייה - של הגורמים לעלייה בה; השלישית - שינויים בכניסות לעומת שינויים בפרישות מכוח העבודה. טבלה 1: שיעורי השתתפות OECD וישראל גיל 55-64 48.7 52.8 55.4 5.4 5. 54. 58.6 6.4 גיל 25-54 79.8 8.2 8.9 72.1 76.2 76.1 76.9 77.8 OECD 199 23 26 ישראל 199 2 23 26 27 3 פרק 1: תמורות בהרכב הפנימי של שיעורי ההשתתפות מבלי לחזור כאן על הנתונים הידועים זה מכבר, 3 הרי מבחינת רמת ההשתתפות בכוח העבודה, ההפרש העיקרי בין OECD לישראל, כאשר בישראל השיעור נמוך יותר, מתמקד בשלוש קבוצות עיקריות: גברים מעוטי השכלה בגילאי העבודה העיקריים 54-25, גברים בוגרי ישיבות ונשים מעוטות השכלה. לכן יש עניין מיוחד בהתקדמותן של קבוצות אלו. 4 מצד שני קיים הפרש קבוע לטובת ישראל בהשתתפות גילאי 55+..3.4 דהן (24). יש המוסיפים לרשימה את ההבחנה בין יהודים לערבים שהושמטה כאן. הסיבה היא, שאצל גברים הבחנה זאת נעלמת כאשר מקבעים את רמת ההשכלה. אצל נשים מספר התצפיות נמוך מכדי לקבע את ההשכלה, ולכן אין ידע. יחד עם זה עולה ממחקרם של Miaari ואחרים (27), שמצבור גורמים הביא להרעה בתעסוקה ובהשתתפות בכוח העבודה אצל הערבים.

בלוח 2 מתוארים, עבור גילאי 25+, השינויים בהשתתפות קבוצות שונות בין 27-23. לגבי כל קבוצה נרשמו ההפרשים בין שיעורי השתתפותה בין 23 ל- 27 ומשקל אוכלוסייתה בכלל אוכלוסיית גילאי העבודה 25+ ב- 23. הפרש ההשתתפות הכולל בין 23 ל- 27 הוא 1.7 אחוזים. כאשר כולו נובע מתוך גידול זה.5 אחוזים נובעים משינויים בשיעורי ההשתתפות של קבוצות שונות שיפורטו בהמשך, והיתרה, שהיא אפס, היא תוצאה של שינויים מקזזים 5 ומהשפעה משולבת שאינה ניתנת להפרדה של שינויים בהרכב האוכלוסייה בהרכב ושינויים בשיעורי ההשתתפות. טבלה גברים 2: תרומת השינויים בשיעורי ההשתתפות של קבוצות שונות לסך הגידול בהשתתפות שיעור מכלל האוכלוסייה 25+ ב- 23 שיעור השתתפות 27 83.7 23 83.2 33.9 גילאי 54-25 הפרש השתתפות 27-23.5 תרומה לגידול ההשתתפות הכללית (2).17.1.26.14 -.2 2.9 9.6 5.7 -.4 76.8 63.8 32.8 9.1 73.9 54.2 27.2 9.5 3.6 2.6 2.5 5.2 59-55 64-6 69-65 +7 נשים בגילאי 54-25.73.18.28.7 -.1 2.1 4.7 9.8 2.5 -.2 72. 59.1 37.9 12.2 2.9 69.9 54.4 28.1 9.7 3.1 34.8 4. 2.9 2.9 7.4 59-55 64-6 69-65 +7 סך תרומת השינויים בשיעורי השתתפות בהינתן הרכב האוכלוסייה ב- 23 שיעור השתתפות כולל נשים מעוטות השכלה (1) גברים מעוטי השכלה (1) בוגרי או תלמידי ישיבות 1.7 1.7.9.1.1 63.1 12.8 42.2 19.5 61.4 11.9 42.1 17.8 1.6 8. 1.6 5. עלה משקל גילאי 55+, מה שהוריד השתתפות, ועלתה רמת ההשכלה, מה שהגדיל השתתפות, הכל בשיעורים קטנים למדי. 31

הקבוצות שהגדילו את השתתפותן במידה ניכרת הן נשים בגילאי 54-25, ששיעור השתתפותן עלה ב- 2.1 אחוזים, וגברים ונשים בגיל 55+, ובמיוחד גילאי 64-6 ששיעור השתתפותם עלה בין 23 ל- 27 בכ- 1 אחוזים! עליית ההשתתפות של גברים גילאי 54-25 היא קטנה ביותר -.5 אחוזים. השורות התחתונות של לוח 2 מדגישות את השינויים בקבוצות החלשות של האוכלוסייה. נשים מעוטות השכלה הגדילו את השתתפותן, אולם לא כן גברים 6 מעוטי השכלה וחרדים ששיעור השתתפותם לא השתנה. משקלן של הקבוצות השונות בתרומה לגידול שיעור ההשתתפות הכולל תלוי גם בשיעור עליית השתתפותן, וגם באחוזן מכלל האוכלוסייה. כך העלייה החדה בהשתתפות גילאי 64-6 תרמה לגידול השיעור הכולל פחות מאשר תרמה עליית השתתפותן של הנשים בגילאי 54-25. בסך הכול ניתן לומר שעיקר העלייה בהשתתפות הכוללת נובע מעליית השתתפות נשים מכל הגילאים, וגברים בגילאי 55+, ואילו גברים בגילאי העבודה העיקריים לא הגדילו את השתתפותם בכוח העבודה. פרק 2: גורמים לשינויים בהשתתפותן של שכבות שונות בשוק העבודה האבחנה העיקרית שתעשה כאן היא בין קבוצות השכלה (לפי בית-ספר אחרון שבו ביקרו) בגילאי העבודה העיקריים 54-25 לקבוצות אלו בגילאים המבוגרים 64-55. תהליך הירידה בהשתתפות של גילאי 24-18 אינו מעניינינו. גילאי 54-25 שתי ההשפעות החשובות על השתתפות גילאי 54-25 הן ביקושי המעבידים בשוק העבודה והחמרת תנאי הבטחת הכנסה וגמלאות אחרות. לוח 3 מסכם את שינויי ההשתתפות בין 23 ל- 27. טבלה 3: השתתפות בכוח העבודה ומשקל באוכלוסייה לפי השכלה (1), גילאי 54-25 27 23 משקל באוכלוסייה השתתפות משקל באוכלוסייה השתתפות גברים 11.5 68.8 מעוטי השכלה (2) 12.9 69.8 37.2 87.1 תיכון 38.4 86.7 התוצאות שונות אם כוללים גם את גילאי 24-15. חרדים בגילאים אלו הגדילו את השתתפותם 6. וגברים מעוטי השכלה בגילאים אלו הקטינו אותה. 32

4.8 14.5 31.9 11.7 34.9 17.4 36.1 31.6 91.9 89.3 3. 65.5 8.9 87.4 ישיבה על-תיכון אקדמי מעוטי השכלה (2) תיכון על-תיכון אקדמי 4. 14.3 3.4 13.1 37.2 17.1 32.6 31.6 89.9 89. נשים 27.7 65.7 79.2 86.9 בולטת ירידת שיעור השתתפות גברים מעוטי השכלה, ועליית ההשתתפות של רוב הקבוצות האחרות. הן לגבי הקבוצות שהשתתפותן עלתה, והן לגבי אלו שהשתתפותן ירדה, יש עדויות לכך שהגורם הקובע היה תנועות הביקוש על עקומת ההיצע, ולא תנועות עקומות ההיצע על עקומת הביקוש. כך גדל הביקוש ל- brain על חשבון.brawn הדומיננטיות של השינויים בביקוש על פני שינויים בהיצע מוכחת בעבודות מחקר שונות בכך שדווקא בקבוצות ששיעור השתתפותן בכוח העבודה גדל, ושלכן גם חלקן מכלל העובדים עלה, גדל גם השכר יחסית לממוצע. ואילו קבוצות שחלקן מכלל העובדים ירד סבלו מירידות שכר. לוח 4 מדגים זאת לגבי השכר של מעוטי השכלה, שהיצע עבודתם ירד, ובמקביל ירד שכרם היחסי. כמו כן עלה שכר נשים יחסית לגברים (אולם זאת בעיקר במגזר העסקי), ובמקביל 7 גדל שיעור השתתפותן. טבלה 4: שכר יחסי לפי שנות השכלה (גברים) יחס השכר של בעלי 8-5 שנות לימוד לשכר הממוצע 81 83 79 76 65 61 יחס השכר של בעלי 1-9 שנות לימוד לשכר הממוצע...... 82 76 68 יחס השכר של בעלי 12-11 שנות לימוד לשכר הממוצע...... 93 8 78 197 1973 1979 1985 1995 24 מבחינה זאת ניתן לומר שלגבי קבוצות שהשתתפותן עולה וגם שכרן עלה, אין עדיפות גבוהה למדיניות חברתית מיוחדת להעלאת ההשתתפות בכוח העבודה - השוק עושה זאת ממילא. אולי לא במידה מספקת, אבל בכיוון הנכון. 33.7 קלינוב.(24)

לעומת זאת בקבוצות שרמת השתתפותן יורדת ושכרן יורד, הרי אם יש נימוקים חברתיים לשלבן בשוק העבודה אין לסמוך על כוחות השוק, ויש תפקיד חשוב למדיניות הממשלתית. מהנתונים דלעיל עולה, שהמוקד למדיניות הוא גברים מעוטי השכלה בגילאי העבודה העיקריים: הירידה בהשתתפותם, הנמוכה ממילא, גוררת עוני, ופוגעת בסיכויי הדור הבא להגיע להשכלה ורמת חיים הולמות. המדובר במיוחד במשפחות הנמצאות בגילאי הפוריות העיקריים. מעבר להיבט הכלכלי, אי-ההשתתפות פוגעת בהרגשת הלכידות החברתית. הדרך להגדלת השתתפות יכולה להיות בשיטת המקל או בשיטת הגזר. בראשונה גדלה אי-הכדאיות להישאר מחוץ לשוק העבודה על-ידי קיצוץ בקצבאות; בשנייה עולה השכר יחסית לרמת קצבאות נתונה: זאת בחלקו על-ידי כוחות השוק, ובחלקו על-ידי מדיניות: הקטנת מספרם או העלאת עלות העבודה של מהגרי עבודה, מס הכנסה שלילי או סובסידיות לתעסוקה. מבלי להתיימר למחקר מדויק, הנתונים מצביעים לכאורה על כך, שלשיטת המקל היתה בגילאים אלה השפעה מוגבלת למדי. באותן קבוצות שבהן לא עלה השכר, לא חלה גם 8 עלייה בהשתתפות. גילאי 64-55 כאמור בפרק 1, עולה ההשתתפות של גילאי 55+ בישראל על זו שב- OECD כתופעה ארוכת טווח. עד כה לא נערך מחקר המסביר הפרש זה. 9 כאן נעסוק רק בהסבר העלייה המהירה מאוד בשיעור ההשתתפות שלהם בשנים האחרונות יחסית לגילאי העבודה העיקריים. תופעה זאת מתקיימת גם ב- OECD (לוח 1). ניתן לחשוב על כמה הסברים לכך בישראל. הראשון הוא השינויים בהסדרי הפנסיה; השני נובע מהאצת הצמיחה הכלכלית; הסבר שלישי הוא עליית רמת ההשכלה עם התחלפות הדורות. 8. אין בזאת כדי לבטל את השפעתם של כמה מאמצעי המדיניות שננקטו כדי להשפיע על צד ההיצע, ב"שיטת המקל", לגבי קבוצות חלקיות. פלוג, קציר ומידן (25) מצאו קשר בין שינויים בקצבאות לבין שיעור ההשתתפות של אמהות חד-הוריות. ייתכן שחלק מעליית ההשתתפות של חרדים ושל נשים מעוטות השכלה הושפע מקיצוץ קצבאות ילדים. אולם התמונה בכללותה היא של קשר חיובי של שינויים ברמת השכר עם שינויים בשיעור ההשתתפות. 9. ייתכן שהוא נובע מהכניסה המאוחרת יותר של ישראלים לשוק העבודה. אפשרות נוספת היא שרמת הפנסיה יחסית למשכורת נמוכה יותר בישראל. 34

רפורמת הפנסיות אחת הסיבות הפוטנציאליות לעליית השתתפותם של העובדים המבוגרים בשוק העבודה, בתקופה הנבחנת, היא העובדה כי בתחילת שנת 24 שונה חוק גיל הפנסיה באופן המאחר בהדרגה את זמן פרישתם של העובדים. גיל חובת הפרישה של העובדים, שעמד על 65, הועלה ל- 67 והושווה בין גברים לנשים. גיל הזכאות התקנית (פרישה מרצון וזכות לפנסיה מלאה) הועלה ל- 67 לגברים ול- 64 לנשים. החוק נכנס לתוקפו ביום 1.4.24, כלומר עובד או עובדת אשר מלאו להם 65 ביום 31.3.24, לכל המאוחר, ניתן לחייבם לפרוש מטעמי גיל בגיל 65, אך אם ימלאו להם 65 ביום 1.4.24 ואילך טוב לא ניתן לחייבם לפרוש באותו גיל. אך עם כל זאת לא עולה גיל פרישת החובה ל- 67 באופן מיידי - הגילאים עולים באופן הדרגתי, על-פי מועד הלידה. מי שנולד לאחר אפריל 1942 גיל הפרישה שלו הוא 67, ומי שנולד לפני אפריל 1942 גיל הפרישה שלו מוצג בטבלה שלהלן: גיל פרישת חובה גיל הפרישה תאריך הלידה 65 עד מרס 1939 65 ו- 4 חודשים אפריל עד אוגוסט 1939 65 ו- 8 חודשים ספטמבר 1939 עד אפריל 194 66 מאי עד דצמבר 194 66 ו- 4 חודשים ינואר עד אוגוסט 1941 66 ו- 8 חודשים ספטמבר 1941 עד אפריל 1942 נוסף על העלאת גיל הפרישה גרם המעבר לפנסיה צוברת להחמרת תנאי הפנסיות ורמתן. חוקי הפנסיה שונו לא רק בישראל אלא בעולם כולו ובפרט במדינות ה- OECD. אולם העלייה בשיעורי ההשתתפות בהן היא בעוצמה נמוכה מזו של ישראל. כך (לוח 1) שיעורי ההשתתפות של גילאי 64-55 במדינות ה- OECD עלה ב- 2.6% בין 23 ל- 26, לעומת עלייה של 4.6% בישראל בתקופה המקבילה. דרך אחת לבדיקת השפעת הפנסיות על ההשתתפות היא להשוות את 5 מתאר את לוח שיעורי ההשתתפות לפני ואחרי החלת החוק ב- 24. שיעורי ההשתתפות מאז 21 לפי מין. הלוח אינו נותן תשובה ברורה. אצל גברים חלה קפיצה ב- 24, אולם הקפיצה הראשונה אצל נשים חלה לפני שינוי החוק. 35

טבלה 5: שיעורי השתתפות בכוח העבודה לפי מין (אחוז מכלל האוכלוסייה) 27-21 גברים בגילאי 64-55 נשים בגילאי 64-55 שנה 65.2 39.3 21 65.9 4.7 22 65.9 43.3 23 68.4 44.3 24 68.5 45.7 25 7.1 48.3 26 71.4 5.3 27 בדיקה גולמית נוספת היא השוואת העלייה בשיעור ההשתתפות בין גילאי 64-55 לבין כלל האוכלוסייה בתקופה שקדמה לרפורמה (23-21) לזו שלאחריה (27-24): ניתן להסביר את ההפרש בתקופה הראשונה כנובע ממגמה ארוכת טווח של הפער בין השתתפות האוכלוסייה המבוגרת לזו של כלל האוכלוסייה, ותוספת ההפרש בתקופה השנייה יכולה להתפרש כהשפעת הרפורמה. בהפרדה בין גברים לנשים נמצא: השתתפות כלל הנשים עלתה בין 21 ל- 23 ב-.9 אחוזים, 1 ואילו של נשים בגילאי 64-55 ב- 4 אחוזים (לוח 5). ההפרש הוא לכן 3.1 אחוזים, והוא מבטא מגמות דיפרנציאליות שאינן קשורות ברפורמה. לאחר הרפורמה, בין 24 ל- 27 עלתה השתתפות כלל הנשים ב- 2 אחוזים, ושל גילאי 64-55 ב- 7 אחוזים, לפיכך ההפרש הוא 5 אחוזים. ניתן להציע, שמתוכם 3.1 אחוזים הם בגין מגמות כלליות, בעיקר של צמיחה ועליית רמת ההשכלה, ו- 1.9 אחוזים בגין הרפורמה. השתתפות כלל הגברים ירדה בין 21 ל- 23 ב-.6 אחוזים, ואילו זו של גילאי 64-55 עלתה ב-.7 אחוזים. ההפרש הוא לכן 1.3 אחוזים (ומבטא מגמות שאינן קשורות ברפורמה). בין 24 ל- 27 עלתה השתתפות כלל הגברים ב-.7 אחוזים, וזו של גילאי 64-55 ב- 5.5 אחוזים, וההפרש הוא לכן 4.8 אחוזים. ניתן להציע, שמתוכם 1.3 אחוזים הם בגין מגמות כלליות, ו- 3.5 אחוזים בגין הרפורמה. 1. הלשכה המרכזית לסטטיסטיקה, שנתון סטטיסטי לישראל 28, לוח 12.1 36

השפעת השינויים בתכונות האישיות המגמות הכלליות במשק קשורות בצמיחה מחד גיסא, ובשינויים בהרכב התכונות האישיות מאידך גיסא. ניתן לבודד את השפעת השינויים בתכונות האישיות על רמת ההשתתפות בשוק העבודה של קבוצת הגיל המבוגרת בשיטת רגרסיה בשני שלבים square).(2sls - two step least בשיטה זו אנו אומדים את הפרמטרים לתכונות הפרט אשר השפיעו על אחוז ההשתתפות של המבוגרים בתקופה 23-21, ומניחים כי פרמטרים אלו לא השתנו באופן משמעותי במעבר לתקופה השנייה. זהו השלב הראשון של שיטת ה- 2SLS. בשלב השני של השיטה אנו מציבים את הפרמטרים שנאמדו בשלב הראשון בתכונות הפרטים בתקופה השנייה ומקבלים אומדן של שיעור ההשתתפות שהיה שורר בתקופה השנייה אילו השינוי היחידי היה בהרכב הדמוגרפי-השכלתי של האוכלוסייה. טבלה 6: פונקציית ההשתתפות של גילאי 64-55 בשנים 23-21 משתנה יהודי 8- שנות לימוד 15-13 שנות לימוד 16+ שנות לימוד נשוי גיל גיל בריבוע חותך R 2 אומדן-נשים אומדן-גברים.24412.2328 -.18183 -.17284.9773.2496.2624.11229 -.2398.11988 *-.2442.18564 *-.17 -.184 *2.22911-4.22697 22% 14.5% לוח 6 מסכם את תרומתן של תכונות הפרטים בגילאי 64-55 לסיכוי להשתתף בשוק העבודה בתקופה שקדמה לשינוי בחוק. כך למשל הסיכוי של גבר יהודי להשתתף בשוק העבודה גדול בכ- 23% מזה של פרט בעל דת אחרת. קל לראות שההשכלה גם היא משפיעה בצורה די בולטת על הסיכוי להשתתף בשוק העבודה, והדבר בולט במיוחד אצל הנשים. כך למשל הסיכוי של נשים בעלות 16 שנות לימוד ומעלה להשתתף בשוק העבודה גדול בכ- 21% מזה של נשים בעלות השכלה של 12-9 שנות לימוד בלבד. בלוח 7 מחושב אומדן ההשתתפות ב- 27-23 אילו הרכב האוכלוסייה היה השינוי היחידי. 37

טבלה 7: תקופה תקופה 1 תקופה 2 אומדן ההשתתפות של פרטים בתקופה שלאחר שינוי החוק - שלב 2 אחוז ההשתתפות בפועל 52.9% 57% אומדן ההשתתפות 54.2% 38 נמצא, שמתוך עלייה כוללת של 4.1 אחוזים בשיעור ההשתתפות של גילאי 64-55 משני המינים, 1.3 אחוזים הם בגין שינויים בהרכב האוכלוסייה, והיתרה של 2.8 אחוזים נובעת מגורמים אחרים, שהעיקריים בהם הם שיעור הצמיחה ורפורמת הפנסיות חישובים שונים אלה אינם ניתנים להשוואה זה לזה, אך הם מראים שהעלייה החדה בשיעור השתתפות המבוגרים אינה נובעת מגורם יחיד, אלא היא תוצאה של מספר גורמים. מכל מקום, לפי כל החישובים דלעיל היתה השפעה ברורה לרפורמות הפנסיוניות מעל ומעבר להשפעת הצמיחה והרפורמות האחרות. מלוח 8, המקביל ללוח 3, עולה, שכמו בגילאי 54-25, העלייה בהשתתפות היא תוצאה משולבת של עליית רמת ההשכלה ושל עליית שיעור ההשתתפות בתוך כל רמה. גם בגילאי 64-55 יש בקרב מעוטי השכלה ירידה בהשתתפות של גברים ועלייה בהשתתפות נשים. לוח 8: השתתפות בכוח העבודה ומשקל באוכלוסייה לפי השכלה (1), גילאי 64-55 27 השתתפות 23 השתתפות גברים 45.2 משקל באוכלוסייה 23.8 מעוטי השכלה (2) תיכון ישיבה על-תיכון אקדמי 44.9 משקל באוכלוסייה 19.7 32.7 2. 14.7 3.8 73.1 49.1 79.9 83.8 33. 1.9 13.1 28.2 28.8 67.5 47.7 75.3 78.3 נשים 16.3 מעוטי השכלה (2) תיכון על-תיכון אקדמי 2.7 32. 18.4 29. 21.3 47.3 6.5 7.4 29.2 17.4 24.7 45.8 55.1 63.2 (1) בית-הספר האחרון שבו ביקרו, כולל בית-ספר נוכחי. (2) לא למדו, יסודי, חט"ב. כולל ערבים ויהודים.

פרק 3: נתוני פנל של שינויי מצבים בשוק העבודה נתוני הפנל מאפשרים להבחין בין שינויים בהשתתפות הנובעים מכניסה לשוק העבודה של אלה שלא השתתפו בו קודם לכן, לבין אלה הנובעים מדחיות פרישה. יש להבחנה זאת חשיבות כפולה: הראשונה היא בכך שמדובר בשכבות חברתיות שונות. דחיית פרישות מאפיינת אנשים שכבר היו מועסקים, ובמיוחד במבוגרים שבהם, ואילו כניסות חדשות מאפיינות אנשים שקודם לכן לא היו חלק מכוח העבודה, או שהיו בשוליים שלו. סיבה שנייה לחשיבות היא, שדחיית פרישות מאפיינת את השפעת השלב הראשון של מחזור העסקים, כאשר המעסיקים עדיין אינם בטוחים בהמשך הצמיחה, ולכן זוהי תופעה זמנית המתמתנת בהמשך תהליך הצמיחה. הקטנת פרישות עשויה להיות דרך יעילה יותר להגדלת התעסוקה וההשתתפות מבחינה כלל משקית, משום שהיא מכוונת לאנשים שכבר יש להם ניסיון וידע תעסוקתיים, אולם היא אינה פותרת את הבעיה החברתית של שכבות המודרות משוק העבודה. לעומת זאת הגדלת כניסות לתעסוקה עלולה להיות דרך יקרה יותר, אולם היא תורמת לפתרון הבעיה החברתית. כדאי אולי לציין, שאבחנה זאת אינה נעשית בדרך כלל. כדי להקדים את המאוחר: כל אמצעי המדיניות הישירים להגדלת שיעור ההשתתפות ושיעור התעסוקה נשענים על ההנחה, שהשינויים בהשתתפות נובעים מהגדלת כניסות, בעוד שהניתוח דלהלן מפריך הנחה זאת, ומראה שלהקטנת פרישות תפקיד חשוב הן בהגדלת ההשתתפות והן בהגדלת שיעור המועסקים. בדרך כלל נהוג לחשוב ששני הזרמים קשורים ביניהם - הקטנת שיעור היציאה מכוח העבודה קשורה בהגדלת שיעורי הכניסה אליו. אולם כפי שיידון להלן אין קשר הכרחי כזה, וראוי לבדוק אותו. כאמור, ההגדרות המרכזיות הן: בתוך האוכלוסייה (P) ניתן להבחין בין הקבוצות האלה: כוח העבודה האזרחי הם אנשים שהיו "מועסקים" (E) או "בלתי מועסקים" (מובטלים) (U) בשבוע שקדם לסקר. מועסקים הם מי שעבדו לפחות שעה אחת בשבוע זה, או נעדרו זמנית מעבודתם. בלתי מועסקים (מובטלים) הם אנשים שלא עבדו כלל בשבוע שקדם לסקר, וחיפשו עבודה באופן פעיל בארבעת השבועות שקדמו לשבוע הסקר. "אינם בכוח העבודה" (N) הם יתרת האוכלוסייה, שאינה עובדת ואינה מחפשת עבודה. נושא העבודה הוא הסבר השינויים בהשתתפות בכוח העבודה, כלומר.(E+U)/P הגישה הבסיסית היא של מעקב אחר שינויים רבעוניים במצב התעסוקתי של גילאי 64-18, וניתוח גורמיהם. המעקב הוא ברמה אישית. בדרך כלל מרואיין נדגם בסקר ארבע פעמים על פני 15 חודשים: פעם ראשונה כשהוא נכנס למדגם; פעם שנייה שלושה חודשים לאחר מכן; פעם שלישית שנה לאחר הכניסה; ופעם 39

אחרונה 15 חודשים אחרי הכניסה. 11 בכל אחד מהראיונות (הנקראים להלן פנלים) נמצא הפרט באחד משלושה המצבים.(E,U,N) ההפרש במספר המוחלט של משתתפים בין שני פנלים סמוכים הוא סכום ישיר של מספר הכניסות לכוח העבודה מבין הבלתי משתתפים (מספר אלה שהצהירו N בפנל הקודם ו- U או E בנוכחי) ועוד מספר הפורשים מכוח העבודה (הצהירו U או E בפנל הקודם ו- N בבא). E U כיווני ההשפעה על שיעור ההשתתפות ועל שיעור התעסוקה מתוך המשתתפים השתתפות = - = תעסוקה - - + U N N E N U E N U E השתתפות - + + תעסוקה + + - בטרם ניגש לניתוח יש להסתייג ולומר, שמחוסר נתונים עדכניים הוא תקף רק עד סוף 26, ואינו כולל עדיין את השיפור שחל בשוק העבודה ב- 27. תרשים 2 מתאר את ההסתברות הרבעונית להישאר מחוץ לכוח העבודה..875 תרשים 2: הסתברות ההישארות מחוץ לכוח העבודה.87.865.86.855.85.845.84.835.83 1995.1 1996.1 1997.1 1998.1 1999.1 2.1 21.1 22.1 23.1 24.1 25.1 26.1 11. ארבעת הפנלים קיימים רק בישובים יהודיים עם 4, משקי בית לפחות, וכן במזרח ירושלים ונצרת. בישובים קטנים, ערביים ויהודיים, מתקיימים פנל אחד או שניים. על ההטיות הנובעות ר' 1996-eenstock),(Klinov נספח. 4

מהתרשים עולה בבירור שבין 2 ל- 23 חלה עלייה בהסתברות ההישארות מחוץ לשוק העבודה ואילו מאז 23 חלה ירידה בהסתברות זאת, דהיינו עלייה בשיעורי ההצטרפות לכוח העבודה. בשיא אי-ההשתתפות, ב- 23, היתה ההסתברות הרבעונית להמשיך להיות מחוץ לכוח העבודה 87 אחוזים, וב- 26 היא ירדה ל- 84 אחוזים. השאלה היא אם הכניסה לכוח העבודה היתה לתעסוקה או לאבטלה. תרשים 3 מראה את ההסתברות להיכנס מחוץ לכוח העבודה לתעסוקה, ותרשים - 4 לאבטלה. תרשים 3 מראה, שהשינויים בשיעורים הרבעוניים של כניסות לתעסוקה של אלה שלא השתתפו בעבר בכוח העבודה, היו קטנים יחסית. ההסתברות הרבעונית עלתה מכ- 8 אחוזים ב- 23 ל- 1 אחוזים בסוף 26. אולם למעשה לא היה שינוי של ממש, שכן ההסתברות להיקלט בתעסוקה היתה עדיין נמוכה מזאת שב- 2, ורק ב- 27 (שהיא מחוץ לתמונה) נראים סימני קליטה בתעסוקה..12 תרשים 3: שיעורי מעבר מחוץ לכוח העבודה לתעסוקה.1.8.6.4.2 1995.1 1996.1 1997.1 1998.1 1999.1 2.1 21.1 22.1 23.1 24.1 25.1 26.1 תרשים 4 מראה מגמה ארוכת טווח, שנמשכה גם אחרי 23, של עלייה בשיעור המעבר מאי-השתתפות לאבטלה, שוב עם התמתנות לקראת סוף התקופה. בנייר 12 המקביל על אבטלה נאמדו גם השיעורים הרבעוניים של הישארות במצב אבטלה, ונמצא שהם עלו במשך כל התקופה הנמדדת. הובא גם דיווח מסקרי כוח אדם, ולפיו חל גידול רב באחוז המובטלים שמשך אבטלתם למעלה משנה. המסקנה העולה היא, שעבור המובטלים ככלל הרי עד סוף 26 לא השתפר 41.12 קלינוב.(28)

הסיכוי לעבור מאבטלה לתעסוקה, ואפילו הורע, ומכאן ששיעור המועסקים מכלל המשתתפים עלה בעיקר בשל הקטנת פרישות. שוב, נתונים ראשונים מעידים על שיפור בעניין זה ב- 27. באיזו מידה גדלה ההשתתפות כתוצאה מאי-פרישה משוק העבודה? ראשית, כבר לפי הניתוח בפרק 1 ברור התפקיד המרכזי שמילאה עליית ההשתתפות של גילאי 69-55 בסך העלייה בהשתתפות. זהו גיל המתאפיין בשינויים בפרישות, לא בכניסות. שנית, תרשים 5 מראה שמ- 1995 עד 22 - תקופת עליית האבטלה - ירד שיעור ההישארות בתעסוקה, ואילו מאז 23 הוא עלה. בהסתכלות נפרדת על המעברים לאי-השתתפות מחד גיסא ולאבטלה מאידך גיסא יש להבחין בין קבוצות מין והשכלה. תרשים 6 מראה שגם אחרי 23 המשיך המעבר לפרישה משוק העבודה לעלות אצל בעלי 12- שנות לימוד, והירידה בפרישות מרוכזת אצל בעלי 13+ שנות לימוד. תרשים 7 מראה, שהפרישה מתעסוקה עלתה אצל גברים וירדה אצל נשים. זה תואם את הגברת השתלבותן של נשים בשוק העבודה ועולה בקנה אחד עם המגמות שנראו בלוח 2..7 תרשים 4: שיעורי המעבר מאי-השתתפות לאבטלה.6.5.4.3.2.1 1995.1 1996.1 1997.1 1998.1 1999.1 2.1 21.1 22.1 23.1 24.1 25.1 26.1 42

.935 תרשים 5: שיעור ההישארות בתעסוקה.93.925.92.915.91 1995.1 1996.1 1997.1 1998.1 1999.1 2.1 21.1 22.1 23.1 24.1 25.1 26.1.14 תרשים 6: שיעורי פרישה מתעסוקה אל מחוץ לכוח העבודה לפי שנות לימוד.12-8 9-12 13-15 16+.1.8.6.4.2 1995.1 1996.1 1997.1 1998.1 1999.1 2.1 21.1 22.1 23.1 24.1 25.1 26.1 43

תרשים 7: שיעורי פרישה מתעסוקה אל מחוץ לכוח העבודה לפי מין.8.7.6.5 men women.4.3.2.1 1995.1 1996.1 1997.1 1998.1 1999.1 2.1 21.1 22.1 23.1 24.1 25.1 26.1 לסיכום פרק זה, העלייה בהשתתפות בכוח העבודה נבעה הן מעליית הכניסות אליו והן מירידת הפרישות ממנו. עדיין יש לעשות חישוב מדויק מה התרומה של כל אחד מהגורמים לגידול ההשתתפות, 13 אולם נראה שלהקטנת הפרישות חשיבות גדולה לא פחות, ואולי יותר, מאשר להגברת הכניסות. הדבר בולט, אפילו במידה גדולה יותר, בניתוח הגורמים לגידול שיעור המועסקים. הקטנת הפרישות הועילה לא רק להשתתפות אלא גם למרכיב התעסוקה בתוך כוח העבודה. בעוד שחלק ניכר מהכניסות לכוח העבודה היה לתוך אבטלה, הקטנת הפרישות היתה כולה מתעסוקה. מבחינת המדיניות המשמעות היא, שכלי חשוב להגדלת שיעור ההשתתפות ושיעור תעסוקה הוא העלאת רצף התעסוקה, ולא רק העלאת הכניסות לכוח העבודה. פרק 4: משמעות למדיניות המסקנות העיקריות מתיאור זה הן שהתמקדות המדיניות בהעלאת ההשתתפות בצמצום תשלומי העברה כדי להגדיל כניסות לתעסוקה של השכבות החלשות אינה משיגה את מטרתה בגלל הקטנת הביקושים לשכבות אלו. מנקודת מבט של המשק בכללו, וכפי שאמנם קרה בפועל, עליית התעסוקה, לפחות בזמן הקצר, מתרחשת יותר על-ידי הקטנת פרישות ופחות על-ידי הגברת כניסות. אולם מבחינת הפערים החברתיים אין די בה. כמו כן, מבחינת הטווח הארוך הקטנת פרישות היא בעיקרה אצל אנשים שמשך התעסוקה הצפוי שלהם קצר, ואילו 13. חישוב מסוג זה על-פי נוסחה פורמלית נעשה לגבי הזרמים שקבעו את השינויים באבטלה. ראה קלינוב (28), נספח 44

הגדלת כניסות עשויה להיות כדאית יותר בטווח הארוך. דומני שבסופו של דבר יש לנקוט בפשרה, שלפיה אלה שעלות שילובם בתעסוקה היא הגבוהה ביותר יזכו לתמיכות שאינן תלויות בתעסוקה, בשיעור נדיב יותר מאשר הנוכחי; לעומת זאת, לגבי אלה הנקלטים בתעסוקה יש להשקיע יותר בעידוד רצף תעסוקה. מסקנה שנייה היא, שכיום, מבחינת אמצעי המדיניות, יש דגש יתר על השתתפות נשים מעוטות השכלה, ואין מספיק דגש על השתתפות גברים מעוטי השכלה. לגבי נשים יש עליית שכר בגלל כוחות שוק, המסייעת לקליטתן, מה שאין כן לגבי גברים. כך מוצא (28 (Miaari שאצל גברים ערבים יש ירידה בהשתתפות בכוח העבודה. השכבה של גברים בגילאי 54-25, ערבים ויהודים, הקטינה את השתתפותה בכוח העבודה, ויש לשים עליה את הדגש בעידוד ההשתתפות והתעסוקה. אין המטרה של מסמך זה לסקור את כל אמצעי המדיניות לעידוד ההשתתפות בכוח העבודה. כאמור, ניתן להעלות את היצע העבודה באמצעות "המקל" - דהיינו לייקר את אי-ההשתתפות בכוח העבודה באמצעות הקטנת קצבאות או החמרת תנאי הזכאות להן. נושא זה לא יועלה כאן, בין השאר בגלל התחושה שזה היה המכשיר העיקרי בשנים האחרונות, ושהוא מיצה את עצמו. לגבי שיטת "הגזר", שעיקרה הגדלת המשיכה של שוק העבודה: כיום ההצעה המרכזית היא סבסוד שכר העבודה על-ידי מס הכנסה שלילי. זהו בוודאי צעד חיובי, אך לא יחידי. הניתוח דלעיל הראה, שחלק חשוב מעליית ההשתתפות והתעסוקה בשנים האחרונות היה על-ידי הקטנת פרישות. לפיכך תגמול גבוה יותר על הישארות בעבודה יכול להיות מכשיר חשוב. אין אנו יודעים מספיק על הגורמים הקובעים את משך התעסוקה (מרבית הספרות מנתחת את הגורמים למשך האבטלה) ולכן ניתן רק להצביע על אפשרויות שראוי לשקול על מנת להקטין יציאות מכוח העבודה: אמצעים להגדלת יציבות בתעסוקה (בכוח העבודה, לא בהכרח באותו מקום עבודה): לגבי גילאי 64-55, יש לשקול צבירת גמלאות בלי הגבלת גיל, והגדלת שיעור הפנסיה כפונקציה של פרישה מאוחרת. לגבי צעירים יותר יש לשקול הקטנת תשלומי מעביד לביטוח הלאומי כפונקציה של משך תעסוקת העובדים. אפשרות נוספת להגדלת יציבות התעסוקה היא להקטין את חלק העובדים בעבודות ארעיות - עובדי קבלן ועובדי חברות כוח אדם. אפשרות זאת פתוחה בעיקר לשירות הציבורי, שבו ניתן לקבוע מכסות תעסוקה כאלו (תוך התחשבות בכך שלהעסקה באמצעות חברות כוח אדם יש גם תרומה חיובית בכך שמתאפשרת גמישות רבה יותר במאפייני העבודה הן למציע העבודה והן למעבידים). 45

רבות נכתב על הצורך לצמצם את עבודתם של עובדים זרים, ולשחררם מכבילות למעביד, מה שיעלה את שכרם. בשני המקרים המטרה היא להקטין את התחרות עם ההיצע המקומי של מעוטי השכלה ובכך להביא לעליית שכר. למרות הצהרות חוזרות ונשנות עלה מספר העובדים הזרים ב- 27, וכל עלייה כזאת קשה אחר כך להורדה. באשר לעידוד כניסות לכוח העבודה: התאמה של שכר המינימום כך שבאופן עקבי הוא יהיה גבוה מההטבות הגלומות בקצבאות. הגדלת ההקצאות להשלמת השכלה או לימודים מקצועיים לצעירים (למשל עד גיל 3) מעוטי השכלה. ראוי לשקול מדיניות אקטיבית של אספקת מקומות עבודה, בעיקר על-ידי המגזר הציבורי, כפי שהדבר נעשה באירופה, ובמיוחד באירלנד. הבטחת רצף זכויות של אלה שהיו זכאים להבטחת הכנסה, על-ידי הפחתה הדרגתית יותר על פני זמן של הזכויות והתמיכות שקיבלו קודם לכן. ביבליוגרפיה בנק ישראל (28), דין וחשבון לשנת 27, פרק ה', שוק העבודה. דהן מומי (24), מדוע ירד שיעור ההשתתפות של גברים בכוח העבודה הישראלי 24. מנהל תכנון, מחקר וכלכלה במשרד התעשייה, המסחר והתעסוקה. נייר דיון. הלשכה המרכזית לסטטיסטיקה: שנתון סטטיסטי לישראל, שנים שונות סקרי כוח אדם שנים שונות קלינוב רות (24), מה שעל פני השטח ומה שמתחתיו: פערי שכר בין נשים וגברים 2-197. המרכז לפיתוח על שם פנחס ספיר, נייר לדיון 2.4. קלינוב רות (28): תמורות בשיעורי המעבר אל אבטלה וממנה. מכון פאלק, 28, נייר דיון. Miaari Sami, Zussman Assaf and Zussman Noam (28): Labor Market Ethnic Segregation in the Shadow of Conflict. Bank of Israel Research Department, 28 Discussion Paper Series. 46

אמידת עוני סובייקטיבי בישראל: התבססות על תחושות הנשאלים לקביעת העוני ורמת ההכנסה הסבירה * הגר צמרת - קרצ'ר העוני הוא תופעה חברתית רבת-פנים. על מנת לנסות ולבחון מהו העוני, מיהם העניים וכיצד ניתן להקל על מצוקת העניים לא מספיקה אמידה חד-ממדית. הגישות המקובלות לאמידת העוני ברמה החברתית בוחרות קו עוני לפי קריטריונים נורמטיביים כלשהם ובוחנות מהו מספר משקי הבית והנפשות שאינם מגיעים לסף שנבחר. האוכלוסייה שאינה מגיעה לסף העוני מוגדרת כענייה. מול הגישות ה"אובייקטיביות" ישנה הגישה הסובייקטיבית. גישה זו מציעה לבחון בקרב העניים עצמם מהן מצוקותיהם וכיצד הם היו סבורים שניתן לפתור אותן (המוסד לביטוח לאומי סקירה שנתית - 1995 פרק 5, דו"ח בנק ישראל 24; זוסמן ורומנוב, 24). גישה נוספת לבחינת העוני ומאפייניו בחברה מכונה גישת ההסכמה החברתית ובה בוחנים מה נתפס בחברה מסוימת כעוני, באמצעות מדגם מייצג. גישה זו מנסה לזהות מהי רמת ההכנסה הראויה לקיום, שמקובלת מבחינה חברתית. המחקר הנוכחי מבטא את שתי הגישות האחרונות: גישת ההסכמה החברתית, המגדירה במקרה הנוכחי מהי רמת ההכנסה הדרושה על מנת לחיות בנוחיות, ואת גישת העוני הסובייקטיבי, המוגדר על סמך מי שמרגיש עני. המחקר מבוסס על סקר שנערך בקרב האוכלוסייה היהודית בלבד, זאת מאחר שמאפייני המגזר הערבי שונים דמוגרפית וסוציו-אקונומית. בשלב הבא של המחקר אנו מתכוונים לבצע סקר על מדגם מייצג של המגזר הערבי בישראל כדי לבחון את שיעור העוני הסובייקטיבי בו. יש לציין ששיעור העוני בקרב המגזר הערבי גבוה בהרבה מהממוצע הכללי באוכלוסייה ולכן סביר להניח שהכללתם תחמיר את הממצאים. בהתחלה מוצגים הנתונים ושיטת המחקר, ואחר כך מתוארות תוצאות הניתוח של הסקר והמסקנות העולות ממנו. לבסוף, נדונות תוצאות הסקר בהתייחס לשלוש סוגיות מתודולוגיות בחקר עוני: כיצד אמור להיקבע סף העוני, מה התחולה שלו, ולאחר שהוא נקבע, כיצד ניתן להשוות בין רמת העוני של משקי בית בגודל שונה. * תודתי נתונה לזיו רובין על עזרתו המצוינת בהכנת מאמר זה. 47

נתונים ושיטת המחקר 1 המאמר הנוכחי מבוסס על שני סקרים זהים 48 שנערכו על מדגם מייצג של אוכלוסיית היהודים בישראל ב- 27 ו- 28. הסקר כלל שבע שאלות. הנתונים רוכזו בראיונות טלפוניים, במדגם בן 52 מרואיינים ב- 27 ו- 53 ב- 28. כל אוכלוסיית נשאלים מהווה מדגם ארצי מייצג של הציבור היהודי בארץ. טעות הדגימה המרבית למדגם בגודל זה היא ±4%. השאלה הראשונה היתה: מהי ההכנסה החודשית המינימלית הדרושה לך ולמשפחתך כדי שתוכלו לחיות בנוחות? באמצעות התשובות על שאלה זו ניסינו לבחון מהי רמת ההכנסה הנורמטיבית הנדרשת, וזאת בהסתמך על תשובותיהם של הנשאלים שנקבו בגובה ההכנסה הדרושה להם. התשובות על השאלה מבטאות את גישת ההסכמה החברתית המתייחסת לעוני באופן יחסי, כאל חוויית מצוקה חברתית הכרוכה בתחושת מחסור בהשוואה לקבוצת הייחוס. החברה המהווה את קבוצת הייחוס צריכה לקבוע את הרף של ההכנסה המספקת כאומד לעוני. השאלה השנייה אשר נועדה לבחון את תחולת העוני הסובייקטיבי נוסחה כדלקמן: "האם אתה מרגיש עני?". שיעור אלו שענו "לעתים קרובות" או "לפעמים" על שאלה זו מבטא את תחולת העוני הסובייקטיבי אשר אותו ננסה להשוות לתחולת העוני הרשמית, המבוססת על סף של הכנסה חודשית שוטפת (5% מההכנסה החציונית) ועל שיעור משקי הבית שאינם מגיעים אליו (המוסד לביטוח לאומי, סקירה שנתית, 1996). השאלות השלישית עד השישית ניסו להמחיש באופן סטטיסטי את המשמעות של חוויית העוני. בשאלות אלו בחרנו ארבעה תחומים של צריכה ושאלנו אם נאלצו לוותר על אחד מהם: חימום או קירור של הבית, קניית בגד או נעליים, נסיעה לחופשה ומזון. השאלה השביעית והאחרונה שהצגנו בפני הנשאלים היתה: האם אתה חושש שאתה או בני משפחתך תהיו עניים? את השאלות ניתחנו ברגרסיה מרובת משתנים כאשר השאלה היחידה שהתשובה עליה רציפה היא השאלה הראשונה, בנוגע להכנסת המינימום לחיים בנוחות. לכן, הרצנו אותה כמשתנה תלוי ברגרסיה ליניארית. את השאלות האחרות הרצנו ברגרסיות לוגיסטיות מולטינומינליות, אבל קיבלנו תוצאות טובות יותר כשאיחדנו את התשובות באופן בינארי והרצנו רגרסיה לוגיסטית, לכן השתמשנו בתוצאות של ההרצות הללו. כל הרגרסיות הורצו על אותה סדרה של משתנים דמוגרפיים כדלקמן:.1 השאלות זהות פרט לניסוח של שאלה אחת, והיא "האם אתה מרגיש עני?". שאלה זו נוסחה לפני שנה כך: "האם מאז גיל 15 ועד היום חשת עני?" אם כי ברור שהניסוח השני מכליל את הראשון ולכן התשובות אמורות להיות מוסטות כלפי מעלה בשאלה השנייה, הרי שבמבחן סטטיסטי שהרצנו קיבלנו ברמת מובהקות גבוהה ביותר את השערת האפס שההתפלגות של שתי התשובות זהה.

רמת ההכנסה - בסקר בנושא עוני משתנה המפתח הראשי הוא רמת ההכנסה של הנשאלים. גם אם נתעלם מחוסר הנוחות שהפניית שאלה כזו מעוררת, מתעוררת בעיה של חוסר נגישות. כאשר שואלים מהי רמת ההכנסה החודשית עולות שאלות של ברוטו או נטו, האם יש לכלול הפרשות לקרנות השתלמות, קופות גמל וחסכונות, הכנסות חד-שנתיות, קיזוזי מסים וכולי. בנוסף לכך, אנחנו מעוניינים בהכנסה הכוללת של משק הבית. בעיות אלו הועלו לא אחת גם בהקשר של סקר ההכנסות של הלשכה המרכזית לסטטיסטיקה המהווה את המקור הבלעדי לניתוחים של השפעות משתנים דמוגרפיים על הכנסה (דו"ח בנק ישראל 25, דו"ח הצוות לפיתוח מדדי עוני נוספים 28, עמ' 24). לכן מקובל בסקרים לבקש אינדיקציה כללית על גובה ההכנסה בהשוואה להכנסה הממוצעת. הבעיה עם שאלה כזו, מעבר לחוסר הדיוק, היא שהיא יוצרת סימולטניות עם המשתנה התלוי שלנו שהוא תחושת העוני הסובייקטיבי. מאחר שאף על פי שבשאלה מוזכרת ההכנסה הממוצעת, הנסקרים מושפעים בתפיסתם את הכנסתם בהשוואה לממוצע מקבוצת ההתייחסות שלהם. בעיה נוספת שנמצאה במשתנה היא שהתפלגות התשובות על השאלה מציגה את כיוון ההטיה בתשובות. התפלגות ההכנסות בישראל מוטה כלפי מטה - מעט אנשים משתכרים הרבה, כך שהכנסת החציון נמוכה מהממוצע, ואילו התפלגות ההכנסות לפי התשובות מציגה חציון הגבוה מהממוצע. יחד עם זאת, תוצאות ההרצה הצביעו על השפעה של ההכנסה בכיוון הצפוי, ונוסף על כך, זו האינדיקציה הטובה ביותר שיכולנו להשיג על רמת ההכנסות של הנשאלים. התפלגות התשובות על גובה ההכנסה בהשוואה לממוצע 49

מצב משפחתי - משתנה זה הוא בעל השפעה ישירה על רמת ההכנסה ואפשרויות הצריכה של הפרטים. משקי בית מרובי מפרנסים מצויים במצב כלכלי טוב יותר בממוצע (שנתון סטטיסטי לישראל 27, עמ' 57). נשאלת השאלה: האם התפלגות העוני הסובייקטיבי תומכת בהנחת היסוד שקיומם של שני מפרנסים במשק בית מקטינה את העוני? במדגם שלנו 64% נשואים, 24% רווקים, 6% גרושים ו- 6% נוספים אלמנים. שיעורם הקטן של הגרושים והאלמנים יקשה על האפשרות לבחון את השפעת המצב המשפחתי על תחושות העוני. התפלגות המצב המשפחתי במדגם מספר נפשות במשק בית - למספר הנפשות במשק הבית השפעה מכרעת על עוני. אחת מסוגיות המפתח שעולות בשיח המקצועי על עוני בישראל היא הקשר בין ריבוי ילדים לעוני והאופן שבו יש להתייחס לעקרון היתרון לגודל במדידתו של העוני. דיון זה מייחס למספר הנפשות השפעה שלילית לכיוון הגדלתו של העוני. במובן זה הבחירה של היחיד להגדיל את משפחתו, בין אם על-ידי נישואין או על-ידי הבאת ילדים לעולם, לא יכולה להיתפס כמגדילה את התועלת שלו, ולכן היא בעייתית (סקירה שנתית, המוסד לביטוח לאומי,.(1989 כדי לבחון את השפעת גודל המשפחה, הקטגוריות שבהן השתמשנו הן בין נפש אחת לשש בנפרד; מאחר שראינו שגודל הקטגוריות של משפחות בעלות שבע נפשות ומעלה קטן, איחדנו אותן לכדי קבוצה אחת. 5

רמת השכלה - משתנה ההשכלה הוא בעל משמעות רבה לתפיסת העוני. יש להכניסו לניתוח כדי להפריד בין השפעתו על רמת ההכנסה לבין השפעתו על הציפיות להכנסה. נוסף על כך יש לו חשיבות גם בכך שהוא נתפס במדיניות הציבורית כמנגנון שדרכו מיטיבים הפרטים את מצבם החברתי (משרד ראש הממשלה, המועצה הלאומית לכלכלה וחברה - אג'נדה כלכלית חברתית לישראל 21-28, עמ' 2). קטגוריות ההשכלה שבהן השתמשנו הן בעלי השכלה נמוכה מתיכון, בעלי השכלה תיכונית כולל תעודת בגרות, לימודים על-תיכוניים ובעלי תארים אקדמיים. ההתפלגות על פני הקטגוריות מוצגת בתרשים להלן. התפלגות ההשכלה במדגם ארץ לידה - תפיסת העוני הסובייקטיבי מושפעת מתפיסת המצב ביחס לחברת ייחוס, תהא אשר תהא. משתנה זה הוכנס מאחר שציפינו לקבל פערים בחברות הייחוס. כך למשל אנחנו מצפים שילידי יבשות עניות יותר יתפסו את מצבם באופן טוב יותר גם כשמחזיקים את רמת ההכנסה שלהם קבועה. מרבית הנשאלים נולדו בישראל - 65%, לכן, על מנת לקבל בכל קטגוריה מספר תצפיות מספיק לבחינה סטטיסטית, קיבצנו את שאר אזורי הלידה לפי רמת החיים הממוצעת בהם כפי שזו נאמדת באמצעות התוצר לנפש. כך ילידי אסיה ואפריקה קובצו בקבוצה אחת, ילידי מדינות בריה"מ לשעבר ומזרח אירופה בקבוצה שנייה, וילידי אירופה, אמריקה ואוסטרליה בקבוצה שלישית. רמת הדתיות - השפעת משתנה זה על תחושת העוני הסובייקטיבי קשורה אף היא לקבוצת הייחוס שאליה משווים את עצמם הפרטים, וגם למערכת הערכים הנגזרת מדרגות האמונה השונות. הקטגוריות שנבחנו בהקשר הזה הן (בסוגריים ההתפלגות 51

בסקר): חילוני (53.45%), מסורתי (28.43%), דתי (11.1%) וחרדי (7.11%). מחוז מגורים - בהקשר של עוני רלוונטית בעיקר החלוקה לאזורי פריפריה לעומת המרכז. לכן הקטגוריות שבהן השתמשנו היו צפון ודרום (24.48%), מרכז,(26.77%) תל-אביב,(23.58%) ירושלים (12.54%) וחיפה.(12.64%) שנת הסקר - כאמור הרצנו את הסקר פעמיים, בשנת 27 וב- 28. משתנה זה הוכנס על מנת לבחון אם חל שינוי בתפיסת העוני במהלך השנה האחרונה. שני משתנים נוספים שהוכנסו לניתוח הם מין וגיל. תוצאות השפעת המשתנים הדמוגרפיים על ההכנסה הדרושה לחיים בנוחות על מנת לבחון את השפעתם של המשתנים הדמוגרפיים על הערכותיהם של הנשאלים הרצנו רגרסיה ליניארית כשהמשתנה התלוי הוא גובה ההכנסה המספיקה לחיים נוחים (תוצאות הרגרסיה מוצגות בנספח). ההכנסה המינימלית הממוצעת שמספיקה למשפחה היא ב- 28, 13,92 וזאת לעומת 12,261 ב- 27. הכנסה זו עלתה ובכך התאימה את עצמה לתחושת עליית המחירים (העלייה היא ב- 14%, בעוד ששיעור עליית המחירים בין מאי 27 ליולי 28 הוא.(6.7% התפלגות גובה ההכנסה החודשית המינימלית הדרושה לנסקרים ולבני משפחותיהם 21.9% 26.% 2.5% 11.5% 11.7% 52

יש קשר חיובי בין גובה ההכנסה לבין התשובה לשאלה על רמת ההכנסה הדרושה לקיום. ממצא זה מובהק סטטיסטית. כך, בעלי ההכנסות הנמוכות מהממוצע סברו שיספיקו להם 1,98 בחודש על מנת לחיות בנוחות, בעלי ההכנסות סביב הממוצע - 14,43, ובעלי ההכנסות מעל הממוצע. 15,966 מתוצאות הרגרסיה עולה כי בעלי ההכנסות הנמוכות מהממוצע הצביעו על הכנסת מינימום לחיים בנוחות הנמוכה ב- 2,77 לחודש מהכנסת המינימום שעליה הצביעו בעלי ההכנסות הממוצעות, ואילו בעלי ההכנסות הגבוהות מהממוצע הצביעו על הכנסה הגבוהה ב- 2,425 בחודש מההכנסה המספיקה לחיים בנוחות שעליה הצביעו בעלי ההכנסות הממוצעות. ממצא זה מלמד על שינוי תפיסת הנוחות בהתאם להרגל - הקושי שבוויתור על תנאי מחיה לאחר שמתרגלים אליהם גובר. תוצאה זו מחזקת את התפיסה היחסית של העוני, המניחה ששינוי ברמת ההכנסה הכללית מוביל לעלייתו של סף העוני. מתוצאות הרגרסיה על שאלה זו עולה כי משתנים דמוגרפיים נוספים משפיעים על תפיסת העוני. כך, כפי שניתן היה לצפות, תפיסת ההכנסה המספיקה לחיים בנוחות בקרב החילונים גבוהה יותר באופן מובהק מאשר אצל המסורתיים, הדתיים והחרדים. הנשאלים הדתיים זקוקים ל- 2, פחות לחודש כדי להתקיים בנוחות בהשוואה לחילונים. ממוצע ההכנסה המספיקה לחיים בנוחות בקרב החרדים עמד על 11,579 בלבד, לעומת 14,467 בקרב החילונים. אם לוקחים בחשבון את הבדלי גודל המשפחה הממוצעת בקרב שתי קבוצות האוכלוסייה, הרי שההכנסה המספיקה לחיים בנוחות בקרב החילוניים היא כמעט פי שלושה מזו הדרושה לחרדים (ממוצע נפשות למשפחה חרדית 4.7 ולחילונית 2.3. מקור: הסקר החברתי של הלשכה המרכזית לסטטיסטיקה לשנת 26 ועיבודי מרכז מאקרו). הכנסה ממוצעת לחיים בנוחות לפי רמת דתיות 14,149 13,45 14,467 11,579 15, 1, 5, חילוני מסורתי דתי חרדי 53

השפעת ההשכלה על גובה ההכנסה המספיקה לחיים בנוחות מובהקת בכל הקטגוריות של המשתנה שנבדקו: ההכנסה המספיקה לחיי נוחות שעליה הצביעו הנשאלים שסיימו תיכון (כולל בגרות) גבוהה בכ- 1,6 בחודש מההכנסה שעליה הצביעו בעלי השכלה נמוכה מתיכונית. באופן דומה, בעלי תואר אקדמי הצביעו על הכנסה המספיקה לחיי נוחות הגבוהה בכ- 1,5 בחודש בהשוואה לבעלי השכלה נמוכה מתיכונית. מנגנון ההשפעה של משתנה ההשכלה על תפיסת ההכנסה לחיים בנוחות עובר דרך הציפיות של המשכילים להכנסה גבוהה יותר, ואף התחושה שזו מגיעה להם בזכות היותם משכילים. מאחר שציפיות אלה מתממשות בממוצע (שנתון סטטיסטי לישראל 27, עמ' 57), ניתן היה להניח שהתשובות על שאלה זו מעידות על השפעת ההתרגלות של המשכילים לרמת הכנסה גבוהה יותר ולאו דווקא על השפעת ההשכלה לכשעצמה על התפיסה. שאלה זו הוכרעה בהרצת הרגרסיה שבה הוכנסו לצד משתני ההשכלה משתני ההכנסה, שיצאו מובהקים, אך לא פגעו במובהקותם של משתני ההשכלה. ככל שרמת ההשכלה גבוהה יותר כך תפיסת ההכנסה המספיקה לחיים בנוחות עולה. אפקט זה גדל בהתייחסות למספר נפשות במשק בית - זאת מאחר שהשכלת האישה היא הגורם המשמעותי ביותר המקטין את שיעור הילודה, ומאחר שלרוב השכלת האישה מתואמת עם זו של בעלה - כך שבמשקי בית משכילים יש פחות ילדים (1995 Teresa,.(Castro Martin הכנסה ממוצעת לחיים בנוחות לפי רמת השכלה 16, 14, 12, 1, 8, 6, 4, 2, פחות מתיכון מלא אין בגרות תיכון מלא עם בגרות על תיכוני ללא תואר אקדמי 15,224 14,593 13,467 11,48 תואר אקדמי השפעת מספר הנפשות במשק הבית באה לידי ביטוי בכך שמשקי בית בעלי 5 ו- 6 נפשות הצביעו על הכנסה מינימלית לחיות בנוחות הגבוהה באופן מובהק ממשקי בית שבהם גר אדם בודד. יחד עם זאת, לגבי משקי בית בעלי 3 2, ו- 7 נפשות ומעלה לא קיבלנו תוצאות מובהקות. לכן לא ניתן להסיק מכך על הקשר בין מספר נפשות לבין תפיסת ההכנסה המינימלית הדרושה. 54

גובה ההכנסה המינימלית לחיי נוחות שעליה הצביעו נשים גבוה יותר באופן מובהק מזו של הגברים בכ- 9 לחודש. ייתכן שפער זה מבטא את העובדה שבממוצע נשים קונות יותר את המוצרים השוטפים הדרושים לתפקודו היומיומי של משק הבית. השפעת משתנה ארץ הלידה על גובה ההכנסה שהנסקרים הצביעו עליה כמינימלית לחיים בנוחות אינה מובהקת. זאת, אף שקיים פער בין ממוצעי התשובות כפי שניתן לראות בתרשים להלן. אף על פי שילידי ישראל ענו בממוצע כי דרושה הכנסה גבוהה יותר להם ולבני משפחתם על מנת לחיות בנוחות, וזאת בהשוואה הן לנולדים באסיה או באפריקה והן לנולדים באירופה או באמריקה, התוצאה מוסברת במשתנים האחרים שיצאו מובהקים: השכלה, דתיות, גובה ההכנסה ומספר הנפשות במשק הבית. הכנסה ממוצעת לחיים בנוחות לפי ארץ לידה 12,214 9,628 15,124 2, 15, 1, 5, ישראל אסיה/ אפריקה אירופה/ אמריקה השפעת משתנים דמוגרפיים על העוני הסובייקטיבי השפעת המשתנים הדמוגרפיים על תחושת העוני נבחנו על-ידי הרצת רגרסיה לוגיסטית. המשתנה התלוי היה תשובתם הבינארית של הנשאלים על השאלה אם הם חשים עניים (תוצאות הרגרסיה בנספח). כצפוי, רמת ההכנסה הנוכחית של הנשאלים השפיעה באופן מובהק על תשובותיהם לשאלה אם חשו עניים אי-פעם. ההסתברות של בעלי הכנסה נמוכה מהממוצע לחוש עניים גבוהה בהשוואה להסתברות שיחושו כך בעלי הכנסה ממוצעת. בעלי ההכנסות הנמוכות מהממוצע גם הביעו יותר חשש שיהיו עניים בעתיד. ההסתברות של רווקים לחוש עניים נמוכה יותר מההסתברות של הנשואים (16% לעומת 22% בהתאמה), ואילו ההסתברות של הגרושים לחוש עניים גבוהה יותר משל הנשואים (4% לעומת 22% בהתאמה). ממצא זה מבטא את השפעת התלויים על תחושת העוני. חלק מהגרושים נדרשים לשלם מזונות, מה שעשוי להגביר את תחושת העוני שלהם. חלק אחר, החיים במשק הבית עם הילדים, מרגישים עניים כמפרנסים יחידים. השפעה זו באה לידי ביטוי גם בכך שהרווקים 55

56 פחות חוששים שבעתיד יהיו עניים, בהשוואה לנשואים, ואילו ההסתברות של הגרושים לחשוש מכך גבוהה באופן מובהק משל הנשואים. בהתאם להשערותינו לגבי השפעת קבוצת הייחוס על תפיסת העוני הסובייקטיבי, הדתיים והחרדים חשים פחות עניים בהשוואה לחילונים, וזאת בניגוד למסורתיים (חילונים -,22% מסורתיים -,25% דתיים -,18% חרדים -.(2% תחולת העוני היחסי, כפי שזו נאמדת רשמית, גבוהה בקרב החרדים, וזאת בניגוד לתחושתם, כפי שעולה מהתוצאות הנוכחיות (דו"ח בנק ישראל 27, עמ' 3). משתנה גודל המשפחה משפיע אף הוא באופן הצפוי - משקי בית שבהם שתי נפשות אינם בעלי הסתברות גבוהה יותר לחוש עוני בהשוואה למשקי בית של יחידים. אך ההסתברות של כל שאר משקי הבית בעלי שלוש נפשות ומעלה לחוש עניים גבוהה יותר בהשוואה למשקי הבית של יחידים. ממצא מעניין שקיבלנו הוא השפעת ארץ הלידה על תחושת העוני הסובייקטיבי. התוצאות מצביעות על כך שנשאלים שלא נולדו בישראל חשו עצמם עניים יותר מאשר אלו שנולדו בישראל: בקרב ילידי אירופה או אמריקה 2 בקרב ילידי אסיה או אפריקה 33.3% טענו שחשו 28.9% טענו שחשו עניים, עניים ואילו בקרב ילידי ישראל רק 14.7% טענו שחשו כך. כאשר שולטים על שאר המשתנים הדמוגרפיים, כמו הכנסה, גיל, דתיות, השכלה, מספר נפשות ומחוז מגורים, מתחזקת התוצאה שילידי מדינות בריה"מ לשעבר ומזרח אירופה וילידי אסיה ואפריקה חשים עניים בהסתברות גבוהה יותר מילידי ישראל. ממצא זה מעניין בעיקר לנוכח העובדה שהנסקרים שלא נולדו בישראל הצביעו על סף הכנסה לחיים בנוחות נמוך (אם כי לא באופן מובהק) מסף ההכנסה לחיים בנוחות שעליו הצביעו ילידי ישראל. שני הממצאים יחד - רמת העוני הסובייקטיבי הנמוכה יותר של ילידי ישראל ותפיסתם את ההכנסה המספיקה לחיים בנוחות כגבוהה יותר - מצביעים על כך כי ילידי ישראל עניים פחות מילידי מדינות בריה"מ לשעבר ומדינות מזרח אירופה, כמו גם מילידי אסיה ואפריקה. ממצא זה מקבל תימוכין נוספים (ראה להלן) בכך שילידי מדינות שאינן ישראל ויתרו על מזון כתוצאה מקשיים כלכליים באופן מובהק יותר מאשר ילידי ישראל. השפעת משתנים דמוגרפיים על צריכת מוצרים בסיסיים תפיסת העוני הנורמטיבית בחברה הישראלית, שהושפעה מאז שנות ה- 7 בעיקר מקביעתו של קו העוני הרשמי, מקשרת את מושג העוני למיעוט הכנסה בלבד. אולם, לעוני היבטים חברתיים ונפשיים. מצוקה חברתית הכרוכה בעוני יכולה לבוא לידי ביטוי בתחושת נחיתות, חוויית היעדר אלטרנטיבות ומיעוט אפשרויות, תחושת הדרה וחוסר שייכות, אין אונים, בושה ועד המצב הקיצוני של פרישה מחיי החברה. הסקר הנוכחי, אף על פי שהוא מבטא את פריצת מסגרת החשיבה 2. אלו שענו שהרגישו עניים לעתים קרובות ולפעמים/מדי פעם.

הנורמטיבית על עוני, מייחס משמעות להרגשה הסובייקטיבית של הפרטים, אך אינו בוחן את הדרכים החברתיות והנפשיות שבהן עוני עשוי להשפיע. יחד עם זאת, הוא מפרט את האופן שבו תחושת המצוקה הכלכלית עשויה לבוא לידי ביטוי על-ידי הקטנת תצרוכת בארבעה תחומים: מזון, חימום או קירור של הבית, לבוש והנעלה וצריכת מותרות המיוצגת על-ידי נסיעה לחופשה. התוצאות הראו כי 13.5% מהמדגם ויתרו על מזון בשל קשיים כלכליים, 26.4% נאלצו לוותר על קירור או חימום של ביתם, 39.6% נאלצו לוותר על קניית בגד או נעליים, ו- 49.9% ויתרו על נסיעה לחופשה. שיעור הנאלצים לוותר על צריכה בשל קשיים כלכליים 49.9% % 5 39.6% 45 4 26.4% 35 3 25 13.5% 2 15 1 5 על מזון חימום או קירור מספיק של ביתך על קניית בגד או נעליים על נסיעה לחופשה ויתור על מזון התשובות על שאלה זו מתואמות עם רמת ההכנסה של המשיבים: מי שהכנסתו נמוכה מהממוצע, ההסתברות שיאלץ לוותר על מזון גבוהה באופן מובהק מבעלי ההכנסות הממוצעות. כמו כן, משתנים תרבותיים משפיעים על תפיסת חשיבות המזון. כך למשל ההסתברות שילידי כל האזורים, למעט ישראל, יוותרו על צריכת מזון גבוהה יותר באופן מובהק מההסתברות שילידי ישראל יוותרו עליו מסיבות כלכליות (8.3% בלבד מילידי ישראל ויתרו על צריכת מזון לעומת 2% בקרב ילידי שאר המדינות). ההסתברות של גרושים לוותר על מזון גבוהה 57

בהשוואה לנשואים (36% לעומת 13%), אך לא כן ההסתברות של רווקים (6%) ושל אלמנים (14%). ההשפעה של מספר הנפשות במשק בית אינה מונוטונית - במובן שככל שמספר הנפשות גדל כך גדלה ההסתברות שיוותרו על מזון. הסיבה לכך היא שנושא המזון בקרב ילדים, המהווים חלק ניכר מהנפשות במשקי בית גדולים, הוא אקוטי. משתנה המין משפיע על ויתור על מזון בשל קשיים כלכליים. ההסתברות של נשים לוותר על מזון גבוהה יותר באופן מובהק בהשוואה לגברים (16% מהנשים ויתרו על מזון לעומת 9% מהגברים). קבוצות שתפיסתן מופנית לצריכה עכשווית, כמו רווקים, גברים וילידי ישראל, ויתרו פחות על מזון לעומת גרושים, נשים וילידי מדינות אחרות. מממצאים אלו ניתן להסיק בזהירות כי התפיסה של הוויתור על מזון קשורה לרמת הנהנתנות. ויתור על חימום/קירור של הבית בעת הצורך ב- 28 ויתרו יותר על ויסות מזג האוויר בבית לעומת (27% 27 לעומת 23%) - ככל הנראה נובע הדבר מהקפיצה בגובה של 5% במחירי הנפט והסולר לחימום הדירה ושל 24% במחירי החשמל, שהתרחשה בין שתי תקופות עריכת הסקר (מאי 27 לעומת יולי 28, לפי מדדי הנפט והסולר והחשמל של הלשכה המרכזית לסטטיסטיקה). תמיכה נוספת לתשובה זו ניתן לראות בממצא שההסתברות של משכילים לוותר על ויסות מזג האוויר היתה באופן מובהק גבוהה יותר - וזו הן של מסיימי תיכון, לימודים על-תיכוניים ובעלי תארים אקדמיים, וזאת מאחר שניתן להניח שהם בעלי יותר נגישות לאינפורמציה על קפיצת המחירים הזו. ההסתברות של ילידי בריה"מ לשעבר, מזרח אירופה, אסיה ואפריקה לוותר על חימום או קירור הבית היתה גבוהה מההסתברות של ילידי ישראל לעשות זאת. ההסתברות של בעלי הכנסות נמוכות מהממוצע ושל נשים לוותר על ויסות מזג האוויר גבוהה אף היא באופן מובהק בהשוואה לקבוצות הייחוס הרלוונטיות (בעלי הכנסות ממוצעות וגברים, בהתאמה). ויתור על רכישת פריטי לבוש או הנעלה גם בשאלה זו קיבלנו את התוצאה הצפויה שבעלי הכנסות מעל לממוצע ויתרו פחות ובעלי הכנסות נמוכות מהממוצע ויתרו יותר. ההסתברות של נשים לחוש שהן מוותרות על רכישת פריטי ביגוד או הנעלה היתה גבוהה יותר באופן מובהק (51.36% לעומת 3.6% בקרב גברים). ההסתברות של רווקים, של צעירים (24-18) ושל המבוגרים (65+) לחוש כך היתה נמוכה יותר באופן מובהק. לפי תוצאות אלו נראה שהמנגנון של תחושת ויתור על רכישת פריטי לבוש או הנעלה עובר דרך האחריות למשפחה. המשפחה עדיין יותר בתחום אחריותן של נשים, וצעירים, מבוגרים ורווקים אינם בעלי תלויים. 58

ויתור על נסיעה לחופשה שיעור המוותרים על נסיעה לחופשה גבוה בהרבה משיעור המוותרים על שאר המוצרים, מה שמראה כי הוא אכן נתפס כמוצר מותרות. לדוגמה, מחצית מהמדגם טענו שוויתרו על נסיעה לחופשה בשל קשיים כלכליים, לעומת קצת יותר מרבע שוויתרו על מיזוג הבית. בדומה לכל שאר השאלות על הוויתור על צריכה, ההסתברות לוותר על נסיעה לחופשה עולה כאשר ההכנסות נמוכות מהממוצע ויורדת כשההכנסות גבוהות מהממוצע. משתנים נוספים המשפיעים על הסתברות זו הם ארץ הלידה - ההסתברות של ילידי אסיה ואפריקה לוותר על חופשה נמוכה באופן מובהק (62% מילידי היבשות הללו ויתרו על חופשה לעומת 49% בקרב ילידי ישראל), וזאת גם כששולטים על משתנים דמוגרפיים אחרים, כמו הכנסה ואזור מגורים. לכן נראה שתוצאה זו מייצגת תפיסה אחרת לגבי חופשות והקשר ביניהן לעוני משל ילידי ישראל. בהתאם למסקנה זו ההסתברות של החרדים לוותר על חופשה נמוכה באופן מובהק משל החילונים. מאחר שהכנסתם הכלכלית הממוצעת נמוכה בהרבה מזו של החילונים, ברור שתשובה זו משקפת את תפיסתם בנוגע לחופשה כמוצר מותרות שאינו מהווה חלק אינטגרלי מדרך החיים שלהם, וזאת בניגוד לחילונים. ההסתברות של נשים לוותר על חופשה גבוהה אף היא באופן מובהק מזו של גברים (56% לעומת 46%). ככל הנראה, הסיבה לכך היא שחופשה, בדרך כלל, מקושרת לאתוס המשפחתי הנמצא בתחום ההתעניינות והאחריות של נשים יותר מאשר של גברים. תוצאות ניתוח השפעת המשתנים הדמוגרפיים על הצריכה עולות בקנה אחד עם תפיסת העוני כמחסור בהכנסה כלכלית בעיקר. משתנה גובה ההכנסה יצא מובהק בכל אחת מהרגרסיות על כל אחת מהשאלות שנשאלו. יחד עם זאת, הן מציבות אתגר בפני התפיסה שבחינת סל הצריכה של הפרטים מעידה באופן חד-ערכי על רמת החיים שלהם. למשל, החרדים, שהכנסתם הכלכלית הרבה יותר נמוכה מהממוצע, חשו שהם מוותרים פחות על חופשה לעומת החילונים. נשים חשו שהן מוותרות על ביגוד והנעלה יותר מהגברים. מסקנה נוספת שעולה מהתוצאות היא שבקרב ילידי ישראל הקשר בין ההכנסה לצריכה פחות חזק, כך שגם כאשר הכנסתם נמוכה הם לא יוותרו על צריכה של מזון, מיזוג הבית, ביגוד והנעלה וחופשה. ההסבר המקובל לתופעה הוא המצב הביטחוני הבעייתי שמשפיע על תפיסת הסיכון העתידי. הסבר נוסף אפשרי לכך הוא המדיניות הסלחנית למשיכת יתר בישראל. מסקנה שלישית מהתוצאות היא שהמשתנה של אזור המגורים אינו משפיע לכשעצמו על הנכונות לוויתור על צריכה. כשבודדנו משתנה זה ממשתני רמת הדתיות, השכלה וארץ לידה הוא נותר חסר השפעה. ייתכן שהשפעת מיקום המגורים היא יותר דרך ההשפעה שיש לה על התרבות מאשר דרך המיקום הפיזי. 59

מסקנות על תפיסת העוני לאחר שתיארנו את תוצאות הסקר וניתוחי הרגרסיה ננסה לבחון איזו תפיסת עוני הוא מביא לידי ביטוי. נתאר את התפיסה המקובלת הבאה לידי ביטוי באמידת העוני הרשמית בישראל ואיך זו עומדת ביחס לאתגר שמציבה הבחינה האמפירית הנוכחית ותוצאותיה. תפיסת העוני הרשמית בישראל כאמור, תפיסת העוני במדינת ישראל הושפעה רבות מההגדרה הרשמית שלו שנקבעה על-ידי המוסד לביטוח לאומי. הגדרה זו מושתתת על דיווחי ההכנסה השוטפת של המשתתפים בסקרי ההכנסות של הלשכה המרכזית לסטטיסטיקה. עוני מוגדר כחלק התחתון של התפלגות ההכנסה השוטפת, כפי שזו באה לידי ביטוי במדגם המייצג שבקרבו נערכים סקרי ההכנסות של הלשכה המרכזית לסטטיסטיקה. סקרים אלו נערכים מדי שנה בשנה בקרב כ- 15, משקי בית המייצגים את כלל משקי הבית בישראל. הכנסת סף העוני - זו שמתחתיה משק בית נחשב עני ומעליה לא - נקבעה כמחצית מההכנסה החציונית בהתפלגות זו. ההכנסה השוטפת מכלל המקורות של משק הבית מחולקת למספר הנפשות בו ומשוקללת לפי סולם שקילות קבוע שנאמד על סמך סקר הכנסות ב- 1969 ומאז לא שונה. תפיסת עוני זו מכונה בשיח המקצועי על העוני תפיסה יחסית מכיוון שאינה קובעת מראש מהי רמת הצריכה האבסולוטית הראויה לאדם, אלא מניחה שמי שהכנסתו הכי נמוכה בחברה הוא עני. היא אינה לוקחת בחשבון משתנים רבים המשפיעים וקשורים באופן אינטואיטיבי לעוני. אין בה התייחסות להכנסות מהון, לרכוש ולבעלות על דירה. היא לא מייחסת משמעות לתנאי המחיה, לצפיפות הדיור או לרמת ההשכלה. נוסף על כך, היא אינה מייחסת משמעות לתחושות המצוקה החברתית הנובעות מלמטה - כלומר מאותם אלה שנחשבים עניים בחברה. הסקר הנוכחי, מוגבל ככל שיהיה, ניסה לתת משמעות לתחושות הללו. להלן נתאר את הדרכים שבהן תוצאות הסקר הנוכחי תורמות להרחבת תפיסת העוני בישראל. גישת ההסכמה החברתית - הכנסה המאפשרת חיים בנוחות הקביעה של סף העוני על חמישים אחוז מההכנסה החציונית אמנם מקובלת בעולם, אך קביעתה שרירותית. עריכת סקרים על הכנסה מינימלית המספיקה לחיים בנוחות מבטאת תפיסה נורמטיבית באשר לגובה הכנסת המינימום ומספקת אינדיקציה לסף העוני הראוי להיקבע כמדד למדיניות חברתית. כאמור, ההכנסה המינימלית הממוצעת, כפי שעלתה מתשובותיהם של הנסקרים, היא 13,92 ב- 28, לעומת 12,261 ב- 27. שיעור עליית המחירים בין שתי תקופות הסקר עמד על 6.7% בלבד, ולכן מסביר את העלייה 6

בהכנסה המינימלית הממוצעת ל- 13, בלבד. יחד עם זאת, אם לוקחים בחשבון את ממוצע הנפשות למשק בית במדגם (שהיה 3.7 ב- 27 ו- 4.3 ב- 28 ) - נראה שחלה אפילו ירידה בהכנסה המינימלית לנפש המספיקה למחיה בנוחות: בעוד שב- 27 טענו הנסקרים כי זו עומדת על 3,553 לנפש במחירי יוני 28, בשנת 28 עמדה הכנסה זו על 3,26 בלבד. התוצאות הדומות בשני הסקרים מחזקות את תוקף הממצא כי ההכנסה לנפש (לא תקנית) במשפחה ממוצעת בישראל שתאפשר מחיה בתנאים נוחים, נעה בין 3,3 ל- 3,5 בחודש. נתונים אלו אינם ניתנים להשוואה עם קו העוני הרשמי לנפש - מאחר שזה מתוקנן ומצביע על מינימום הכנסה לנפש סטנדרטית. על מנת להשוות את קו העוני הסובייקטיבי לקו העוני הרשמי, ניתן לבחון את הכנסת קו העוני של משפחה בעלת מספר נפשות הדומה לממוצע במדגם. קו העוני לתקופת 26/7 עמד על 2,28 לנפש תקנית ולמשפחה בת 4.3 נפשות (ממוצע הנפשות במדגם של 28) על 6,824 בחודש. לפיכך, קיים פער ניכר בין גובה ההכנסה הדרושה למחיה בנוחות לתפיסתם של הנסקרים, לבין גובה הכנסת העוני לפי הנתונים הרשמיים. פער זה עומד על 7,95 בחודש. ניתן לייחס את הפער לפער בין המושגים: עוני מול חיים בנוחות. באופן אינטואיטיבי נראה כי אמור להתקיים פער כזה. לא סביר כי קיימת הכנסת סף שמעליה חיים בנוחות ומתחתיה חיים בעוני. הפער בין קו העוני היחסי, המצביע על תחולת עוני בקרב משקי הבית בגובה 2.5% ("ממדי העוני והפערים בהכנסות 26/7, ממצאים עיקריים", המוסד לביטוח לאומי), לבין ההכנסה הנוחה שמתחתיה מצויים 7% ממשקי הבית (לפי נתוני סקר הכנסות 26, ועיבודי מרכז מאקרו) - מבטא חלק אחר של האוכלוסייה שייתכן שאינו עני אך בוודאי גם אינו חי בנוחות. תוצאות הסקר שערכנו נותנות ביטוי לפער זה המתקיים בטווח שבין שתיים מהשאלות שהוצגו בפני הנסקרים. האחת: מהי לדעתך ההכנסה המינימלית הדרושה למשפחתך על מנת לחיות בנוחות? והשנייה: האם אתה מרגיש עני? מהתשובה על השאלה הראשונה, ראינו שלרמת ההכנסה הדרושה לחיים בנוחיות בישראל, שעומדת על 13,92 בחודש, מגיעים רק 3% ממשקי הבית. אף על פי שהיה צפוי למצוא פער בין ההכנסה הנוחה להכנסת העוני, הרי ששיעור משקי הבית שאינם מגיעים לרמת הכנסה לחיים בנוחות גבוה מאוד ומבטא את אי-השוויון החריף בהתפלגות ההכנסות בישראל. מאיחוד נתוני העוני עם נתוני משקי הבית שאינם מגיעים להכנסה נוחה מצטיירת התמונה שכחמישית ממשקי הבית הם עניים, חמישים אחוזים נוספים חיים ברמת חיים שאינה נוחה, ואילו רק שלושים אחוזים ממשקי הבית מגיעים לרמת חיים שנורמטיבית נתפסת כנוחה. 61

קו העוני הסובייקטיבי גישת העוני הסובייקטיבי באה לידי ביטוי בסקר הנוכחי בשאלה: האם אתה מרגיש עני? שיעור העונים על שאלה זו באופן חיובי מבטא את תחולת העוני הסובייקטיבי. גם מבלי להגדיר את המושג עוני באופן שרירותי, חד או מדויק, קיימת תפיסה עממית notion) (folk המביאה לידי ביטוי את משמעותו הנורמטיבית של עוני בחברה הישראלית. שיעור הנסקרים שחש עני (לעתים קרובות או לפעמים) הוא 22%. שיעור זה גבוה מההערכה של המוסד לביטוח לאומי, ששיעור המשפחות העניות (בקרב יהודים) היה ב- 25/6 15.4% (המוסד לביטוח לאומי, סקירה שנתית 26, עמ' 93). קיים פער של כ- 7% בין תחולת העוני לפי הקו הרשמי לבין תחולת העוני הסובייקטיבי כפי שזו עולה מהסקר. חלק מהפער מוסבר בכך שהמדגם שלנו הוא קטן ויש להמשיך ולערוך אותו בהיקפים גדולים יותר על מנת לבסס את תחושת העוני הסובייקטיבי. יחד עם זאת, תחולת העוני הסובייקטיבי הנמדדת על-פי מספר הנשאלים שאמרו שהם חשים עניים, מבססת את עובדת קיומו של העוני ומקשה על האפשרות לבטל אותו כמניפולציה סטטיסטית (ישנם מחקרים הטוענים כי שיעור העוני בישראל מנופח. ראה שיינין, 27). סולם שקילות סובייקטיבי כאשר מודדים את העוני בשיטה היחסית מחלקים את ההכנסה למספר הנפשות במשק בית, ומאחר שילדים אינם בעלי הכנסות, עצם חלוקת ההכנסה למספר הנפשות מפנה את היקף העוני הגבוה ביותר למשפחות עם ילדים. על מנת לקזז את ההשפעה הזו, ומתוך הנחה שקיימים יתרונות לגודל, נוצר סולם השקילות. הסולם יוצא מנקודת הנחה שככל שהמשפחה גדולה יותר כך ההכנסה לנפש הדרושה לה נמוכה יותר, זאת מכיוון שבמשק בית משותף ניתן לחלוק במגורים ובתשתיות ואף לנצל במלואם מוצרים מתכלים. לפיכך, מודדים את העוני לנפש סטנדרטית, כפי שזו נקבעת על-פי סולם המכונה סולם שקילות מאחר שהוא מאפשר להשוות בין רמות הכנסה של משקי בית עם מספר נפשות שונה. סולם השקילות הנהוג בישראל מייחס פחות מדי יתרון לגודל, ובכך מגדיל את מספר המשפחות מרובות הילדים הנחשבות עניות על חשבון משקי בית בודדים (המוסד לביטוח לאומי, סקירה שנתית 1989, פרק 6; דביר וברנע, 2). הסולם הרשמי בישראל מניח שהמדד לרמת הרווחה הוא שיעור ההוצאה על מזון, כפי שזה נאמד על סמך סקר הוצאות 1968/9. סולם השקילות בישראל נאמד לפי שיטת אנגל (המוסד לביטוח לאומי, סקירה שנתית 1989, פרק 6) האומדת סולמות "אובייקטיביים". בניגוד לסולמות אלו יש גישה האומדת סולמות שקילות "סובייקטיביים". סולמות אלו נקבעים בהתבסס על סקרים שבהם שואלים נפשות ממשקי בית בעלי מאפיינים דמוגרפיים שונים שאלות על רמת 62

הרווחה הנחווית שלהם. שיטה כזו מאפשרת להתייחס הן לבחירה להינשא והן לבחירה להביא ילדים לעולם - שתי בחירות המגדילות הן את מספר הנפשות והן את ההוצאות של משק הבית - כמגדילות את רמת הרווחה, וזאת בניגוד לסולם השקילות הנהוג בישראל. הסקר הנוכחי מביא לידי ביטוי חלק מתפיסה זו. על מנת לבודד את השפעת מספר הנפשות במשק הבית על חוויית הרווחה, הרצנו רגרסיה לוגיסטית כאשר המשתנה התלוי בה הוא התשובה על השאלה אם את\ה מרגיש\ה עני\ה. תוצאות ההרצה הראו שההסתברות להרגיש עני הולכת וגדלה ככל שגדל מספר הנפשות מעל לשתיים. כך, בהשוואה למשק בית בעל נפש אחת, ההסתברות להרגיש עני הולכת וגדלה באופן מונוטוני עבור כל תוספת של נפש במשק הבית. ממצא זה תומך בהנחה המוטמעת במדידת העוני בהסתמך על ההכנסה הפנויה הכוללת של משק הבית בדבר הגידול בצרכים ככל שמספר הנפשות במשק הבית עולה. יחד עם זאת, סולם השקילות המרומז מהרצה זו מלמד על יתרונות לגודל שהם גדולים יותר מהסולם הרשמי. ההערכה שלנו בנוגע לסולם השקילות הסובייקטיבי התבססה על תוצאות הרגרסיה הלוגיסטית, כלומר על ההפרשים בהסתברויות לחוש עני לפי גודל המשפחה. על סמך פערים אלו נאמד סולם זה: מספר הנפשות במשק הבית 1 2 3 4 5 6 7 סולם השקילות הסובייקטיבי (תוספת לנפש) 1.6.2.4.3.5 סולם השקילות הרשמי בישראל 1.25.75.65.55.55.5.5 כפי שניתן לראות מהסולם לעיל התוספת לנפש נמוכה יותר לכל גודל משק בית. יש להדגיש שהסולם שלנו אינו מתייחס לתוספת הצריכה הדרושה, אלא לתוספת ההסתברות לחוש עני, אך ברור שיש קשר בין שני המשתנים. סיכום המחקר הנוכחי מרחיב את תפיסת העוני בישראל כפי שזו באה לידי ביטוי בעיסוק המקצועי בנושא. רוב רובה של הכתיבה על עוני בישראל החלה בתחילת שנות ה- 7 ומתבססת על הגדרת העוני היחסי של המוסד לביטוח לאומי. הגדרה זו נשענת על סקרי הכנסות של הלשכה המרכזית לסטטיסטיקה וקובעת לפי גובה הכנסה מהו היקף העוני בישראל. 63

הסקר שעליו מתבסס המחקר הנוכחי מביא לידי ביטוי שתי גישות שונות לתפיסת העוני: האחת, גישת ההסכמה החברתית - הקובעת גובה הכנסה נורמטיבית מספיקה באמצעות סקרים, והשנייה, גישת העוני הסובייקטיבי - הקובעת את תחולת העוני לפי תחושתם של העניים עצמם, כאשר אלו מזוהים באופן אינדיווידואלי. לפי גישת ההסכמה החברתית ההכנסה המספיקה למחיה בנוחות עמדה על 13,92 למשק בית ממוצע. הכנסת העוני הרשמית למשק בית ממוצע (כפי שזה מוגדר במדגם שלנו) עומדת על 6,824 בחודש. בפער שבין חיי עוני לחיים בנוחות נמצאים כחמישים אחוזים ממשקי הבית בישראל, ועשרים אחוז נוספים הם עניים. לפי גישת העוני הסובייקטיבי נראה כי 22% מהאוכלוסייה היהודית בישראל חשים כי הם עניים, בעוד שלפי האמידה הרשמית רק 15.4% ממשקי הבית היהודיים הם עניים. מתוצאות המחקר עולה כי תחושות העוני הסובייקטיבי מושפעות ממשתנים דמוגרפיים בכיוון הצפוי. מאחר שתחושת העוני תלויה בקבוצת הייחוס שאליה האינדיווידואלים משווים את עצמם, הרי שהדתיים והחרדים חשו פחות בעוניים באופן מובהק. משפחות גדולות יותר נטו לחוש עניות יותר. נשאלים שלא נולדו בישראל חשו עניים יותר מילידי הארץ, ויש להדגיש שממצאים אלו נתקבלו בניכוי השפעת ההכנסה עצמה. מתוך מטרה לבחון כיצד בא לידי ביטוי העוני בהחלטות הצריכה הופנתה לנסקרים השאלה אם ויתרו על צריכה של מוצרים בסיסיים - מזון ולבוש, ומוצר מותרות - נסיעה לחופשה. כ- 14% ויתרו על צריכת מזון. השפעת המשתנים הדמוגרפיים הראתה שגרושים, נשים וילידי מדינות זרות חשו בוויתור רב יותר על מזון. זאת לעומת רווקים, גברים וילידי ישראל. מחצית מאוכלוסיית הסקר חשה שהיא מוותרת על חופשה. עם זאת, חרדים חשו בכך פחות, לא כי הם נוסעים יותר אלא כי חשיבות הנסיעה לחופשה נמוכה יותר בסדר העדיפויות שלהם. מהקשרים בין המשתנים הדמוגרפיים לבין הוויתור על צריכת המוצרים ניתן היה להבחין שקבוצות שיש להן פחות תלויים, כמו רווקים וצעירים, וגברים נטו לשקול פחות לוותר על צריכה. כמו כן, ניתן לקשר בין הממצא שילידי ישראל ויתרו פחות על צריכה בהשוואה לילידי מדינות אחרות לבין תרבות העדפת ההווה על פני העתיד, והלגיטימיות של משיכת יתר בחשבון העובר ושב. תרומתו של המחקר הנוכחי היא בהרחבת גבולות השיח על העוני. יש להמשיך את המהלך ולהרחיב אותו באופן שיטתי על-ידי עריכת הסקר בהיקף גדול יותר, מעקב אחרי השתנות התפיסה הנורמטיבית של העוני על פני זמן, ושילוב ראיונות עם אלו שמגדירים את עצמם עניים. כל אלו יסייעו להבנת תופעת העוני בחברה, שהיא השלב הראשון בניסיון לתת לו מענה. 64

ביבליוגרפיה אחדות, לאה, שמואלי, עמיר ושאול, יעקב. המוסד לביטוח לאומי: סקירה שנתית 1989, פרק סולמות שקילות והשימוש בהם, עמ' 213-186. דביר, איל וברנע, אמיר. סולמות שקילות בישראל: בחינה מחודשת, רבעון לכלכלה מספר 185, דצמבר 2, עמ' 59-484. דו"ח בנק ישראל - 25, פרק ח' סוגיות במדיניות הרווחה: http://www.bankisrael.gov.il/deptdata/mehkar/doch5/heb/p8.pdf דו"ח בנק ישראל - 27, פרק ח' - סוגיות במדיניות רווחה: http://www.bankisrael.gov.il/deptdata/mehkar/doch7/heb/p8.pdf דו"ח הצוות לפיתוח מדדי עוני נוספים, בהוצאת הלשכה המרכזית לסטטיסטיקה, ירושלים שבט התשס"ח 28. ממדי העוני והפערים בהכנסות 26/7, ממצאים עיקריים, המוסד לביטוח לאומי: http://www.btl.gov.il/nr/exeres/47494e56-85d7-43af-9e33-3e414fed4ca.htm משרד ראש הממשלה, המועצה הלאומית לכלכלה וחברה - אג'נדה כלכלית חברתית לישראל 21-28: http://www.pmo.gov.il/nr/rdonlyres/7c6d75ed-28a1-41b7-8cde- E67C9245CCE//Agenda1.pdf המוסד לביטוח לאומי, סקירה שנתית 1995/6, פרק 5, המוסד לביטוח לאומי מנהל המחקר והתכנון, 1996. שיינין, יעקב. צמצום העוני בישראל - המלצות למדיניות כלכלית, "כנס הרצלייה", ינואר 27: http://www.modelim.co.il/public/poverty.pdf שנתון סטטיסטי לישראל 27, מס' 58, הלשכה המרכזית לסטטיסטיקה, ירושלים. Castro Martin, Teresa. Women's Education and Fertility: Results from 26 Demographic and Health Surveys. Studies in Family Planning, Vol. 26, No. 4, (Jul.-Aug., 1995), pp. 187-22 http://www.jstor.org/stable/pdfplus/2137845.pdf Women education and fertility behavior: recent evidence from the demographic and health surveys United Nations. Department for Economic and Social Information and Policy Analysis. Population Division New York, United Nations, 1995. viii, p. 113. 65

נספח רגרסיה ליניארית על משתנה ההכנסה לחיים בנוחות Source SS df MS Number of obs = 725 Model 7.27E+9 27 2.69E+8 F(27, 697) = 5.86 Residual 3.2E+1 697 4595552 Prob>F =. Total 3.93E+1 724 54276715 R-squared =.1849 Adj R-squared =.1533 Root MSE = 6779.1 q1_min_i Coef. Std. Err. t P> t [95% Conf. Interval] year2 79.529 53.8296 1.34.182-332.7139 1751.72 birthstate2 39.34735 11.18.4.969-1943.694 222.389 birthstate3 17.758 691.5685.16.876-125.56 1465.558 birthstate4 1573.15 1193.76 1.32.188-77.5857 3916.795 haskala2 1596.571 836.1413 1.91.57-45.8654 3238.229 haskala3 2277.63 948.525 2.4.17 415.332 4139.93 haskala4 1522.729 896.3464 1.7.9-237.1334 3282.592 matzav_m1-865.921 777.9729-1.11.266-2393.371 661.5311 matzav_m3-1363.177 1174.998-1.16.246-367.135 943.7821 matzav_m4-2166.83 1279.92-1.69.91-4679.9 346.8426 datiyut2-682.826 639.8274-1.7.287-1938.33 574.1376 datiyut3-269.268 857.7641-2.41.16-3753.38-385.157 datiyut4-1173.224 1172.182-1..317-3474.655 1128.27 inc_avg1-265.532 676.961-3.5.2-3394.658-736.468 inc_avg3 2384.866 65.6915 3.67. 117.316 3662.416 no_persons2 54.959 1259.96.43.668-1931.98 312.172 no_persons3 973.792 1346.93.72.47-167.735 3618.319 no_persons4 1646.366 1323.111 1.24.214-951.3942 4244.127 no_persons5 284.653 1367.737 2.5.41 119.2738 549.31 no_persons6 3181.47 1522.93 2.9.37 192.611 6169.484 no_persons7 142.991 1662.31.85.393-1842.745 4684.727 gil -48.9561 21.672-2.27.24-91.3689-6.54328 districts1-185.511 95.5297-1.99.47-3583.43-27.61773 districts2-762.531 937.2848 -.81.416-262.743 177.737 districts3-275.6673 74.82 -.39.696-1659.492 118.158 districts4-766.767 746.4998-1.3.35-2232.365 698.9512 sex2 96.7265 524.2691 1.73.84-122.695 1936.63 _cons 11833.29 29.314 5.89. 7888.254 15778.32 66

רגרסיה לוגיסטית על המשתנה התלוי - עוני סובייקטיבי Logistic regression Number of obs = 775 LRchi2 (27) = 127.13 Prob > chi2 =. Log likelihood = -351.63784 Pseudo R2 =.1531 oni_subjec Coef. Std. Err. z P>z [95% Conf.Interval] year2 -.64966.25721-3.16.2-1.5287 -.24646 birthstate2.62945.35124 1.79.73 -.5854 1.317443 birthstate3.936211.247238 3.79.451633 1.42788 birthstate4.4623.47411.1.992 -.92462.933862 haskala2 -.16557.299872 -.55.581 -.75331.42217 haskala3 -.15619.342314 -.46.648 -.82711.514734 haskala4 -.36968.328177-1.13.26-1.129.273532 matzav_m1 -.5392.31337-1.74.82-1.14745.6952 matzav_m3.66255.395985 1.67.94 -.11361 1.438622 matzav_m4.275394.451995.61.542 -.615 1.161288 datiyut2 -.28766.23837-1.21.228 -.75485.17954 datiyut3 -.65244.349632-1.87.62-1.33771.32826 datiyut4-1.2399.453578-2.26.24-1.91299 -.135 inc_avg1 1.427267.248156 5.75.9489 1.913644 inc_avg3 -.42857.274842-1.56.119 -.96725.1117 no_persons2.47295.448343 1.5.292 -.4664 1.35831 no_persons3.87419.48496 1.81.71 -.7479 1.82283 no_persons4 1.27473.48461 2.63.9.324912 2.224548 no_persons5 1.219279.5619 2.41.16.227324 2.211234 no_persons6 1.493336.56358 2.65.8.388739 2.597933 no_persons7 1.968743.65749 3.25.1.781496 3.155989 gil -.32.8196 -.37.712 -.199.1342 districts1.581779.328742 1.77.77 -.6254 1.22612 districts2.448464.34974 1.28.2 -.23694 1.13387 districts3.153872.26978.57.568 -.37475.68249 districts4.27899.278386.97.331 -.27473.816525 sex2.176969.1992.89.374 -.21346.567394 _cons -2.45431.76514-3.23.1-3.94489 -.96373 67

רגרסיה לוגיסטית על המשתנה התלוי - הקטנת צריכת המזון Logistic regression Number of obs = 779 LR chi2 (27) = 14.9 Prob > chi2 =. Log likelihood = -253.6973 Pseudo R2 =.1713 food Odds Ratio Std. Err. z P>z [95% Conf.Interval] year2 1.53629.255916.22.83.654545 1.69641 birthstate2 3.334457 1.3737 2.93.3 1.49355 7.46373 birthstate3 2.43589.75339 2.81.5 1.33577 4.431833 birthstate4 4.68698 2.2363 3.28.1 1.86444 11.7783 haskala2 1.269989.472656.64.521.612358 2.633869 haskala3 1.5895.451956.13.895.4588 2.4444 haskala4.911347.3766 -.23.82.44475 2.47953 matzav_m1.621982.245915-1.24.214.27483 1.34721 matzav_m3 3.51121 1.449428 3.4.2 1.563438 7.885568 matzav_m4.68971.341491 -.88.376.2285 1.827795 datiyut2.8699619.26486 -.47.642.483762 1.564476 datiyut3.9899795.396866 -.3.98.451226 2.171993 datiyut4.939165.451288 -.13.896.3662 2.48584 inc_avg1 4.13368 1.26865 4.4 2.159927 7.457255 inc_avg3.814481.296461 -.56.573.39975 1.662295 no_persons2 1.235946.63753.41.681.449726 3.396647 no_persons3 1.659572.939678.89.371.54755 5.34555 no_persons4 2.45444 1.366899 1.61.18.821164 7.31239 no_persons5 3.544315 2.51192 2.19.29 1.1436 11.199 no_persons6 1.843578 1.258664.9.37.483639 7.2757 no_persons7 6.689927 4.41982 2.88.4 1.832576 24.42197 gil.9987351.117 -.12.91.979 1.18868 districts1.73267.32295 -.71.48.38862 1.73812 districts2.8589425.358318 -.36.715.37926 1.945597 districts3.8896349.284597 -.37.715.475237 1.665381 districts4.9523162.314553 -.15.882.498456 1.819431 sex2 1.79511.443982 2.35.19 1.11311 2.91112 68

רגרסיה לוגיסטית על המשתנה התלוי - ויתור על יציאה לחופשה Logistic regression Number of obs = 778 LRchi2 (27) = 18.16 Prob > chi2 =. Log likelihood = -483.82575 Pseudo R2 =.15 vacation Odds Ratio Std. Err. z P>z [95% Conf. Interval] year2.813845.131826-1.27.23.592468 1.11794 birthstate2 1.785935.548429 1.89.59.97831 3.26278 birthstate3 1.31439.28153 1.28.22.863818 1.999982 birthstate4 1.3394.37417.9.928.57982 2.1127 haskala2.942382.248687 -.22.822.561826 1.58711 haskala3 1.27424.38111.81.418.78844 2.289838 haskala4 1.25993.288844.9.927.59894 1.781475 matzav_m1.452677.1194-3.23.1.2814.73189 matzav_m3 1.141326.423282.36.722.551728 2.36988 matzav_m4.881963.357141 -.31.756.39881 1.9545 datiyut2.94855.176653 -.51.69.617164 1.326654 datiyut3 1.414945.384591 1.28.22.83572 2.4147 datiyut4.516111.18221-1.87.61.258364 1.399 inc_avg1 2.54238.534585 4.43 1.681674 3.837136 inc_avg3.535637.1421-3.21.1.36582.784286 no_persons2.761178.285364 -.73.467.36567 1.58783 no_persons3 1.15814.462675.37.713.52937 2.53447 no_persons4 1.435292.564984.92.359.663553 3.14593 no_persons5 1.4971.614819.98.326.669399 3.348241 no_persons6 1.13577.51189.28.777.47852 2.739354 no_persons7 2.18175 1.99589 1.55.122.811299 5.85878 gil.984372.6743-2.3.21.971245.997677 districts1.947688.261422 -.19.846.551899 1.627313 districts2 1.488247.433524 1.36.172.84855 2.63477 districts3.89869.193162 -.5.617.589153 1.368962 districts4 1.231259.281443.91.363.786649 1.927161 sex2 1.41564.22685 2.17.3 1.3413 1.937848 69

רגרסיה לוגיסטית על המשתנה התלוי - ויתור על מיזוג הבית Logistic regression Number of obs = 779 LR chi2(27) = 156.38 Prob > chi2 =. Log likelihood = -376.83294 Pseudo R2 =.1718 aircondition Odds Ratio Std. Err. z P>z [95% Conf.Interval] year2 1.366861.258772 1.65.99.94314 1.98946 birthstate2 1.74697.582721 1.67.94.98514 3.358981 birthstate3 2.572.494482 2.82.5 1.23714 3.251786 birthstate4 1.692739.721322 1.24.217.734294 3.9224 haskala2.5921.163473-1.9.57.342954 1.15698 haskala3.536625.171976-1.94.52.286339 1.5682 haskala4.36291.111547-3.3.1.19639.6698 matzav_m1.68193.18167-1.67.95.339334 1.972 matzav_m3 1.76774.667582 1.51.132.842714 3.75353 matzav_m4.663268.282442 -.96.335.287884 1.528129 datiyut2 1.36363.37674 1.37.169.876252 2.1229 datiyut3 1.52347.457465 1.4.161.84574 2.744296 datiyut4.85774.323396 -.54.591.366932 1.769463 inc_avg1 5.135423 1.2567 6.69 3.17891 8.296129 inc_avg3 1.123823.293265.45.655.673867 1.874224 no_persons2.565622.227152-1.42.156.257446 1.24271 no_persons3.5765.25331-1.28.21.24168 1.34862 no_persons4.858627.36556 -.36.72.372786 1.977649 no_persons5 1.23554.543843.47.639.51753 2.92697 no_persons6 1.133638.5535.26.797.435386 2.951717 no_persons7 1.588866.84526.87.384.5689 4.57313 gil.996864.7894 -.4.692.981512 1.12456 districts1.982228.317171 -.6.956.521616 1.849581 districts2.9288.296691 -.31.754.473471 1.718715 districts3.8969.224852 -.43.664.548717 1.4662 districts4.85698.227114 -.61.545.54112 1.435566 sex2 1.439798.273457 1.92.55.992283 2.89142 7

רגרסיה לוגיסטית על המשתנה התלוי - ויתור על ביגוד והנעלה Logistic regression Number of obs = 78 LR chi2(27) = 136.92 Prob > chi2 =. Log likelihood = -465.24189 Pseudo R2 =.1283 clothing Odds Ratio Std. Err. z P>z [95% Conf.Interval] year2.88315.147151 -.75.456.63756 1.224186 birthstate2 1.864664.57661 2.2.44 1.17734 3.416385 birthstate3 1.196789.26191.82.412.77937 1.837773 birthstate4 1.584415.59595 1.23.217.7631 3.28972 haskala2.863396.231366 -.55.584.51637 1.459849 haskala3.9259.281213 -.26.798.59767 1.678498 haskala4.98732.281653 -.7.946.558595 1.721883 matzav_m1.51239.127912-2.68.7.31455.835715 matzav_m3 1.74948.45548.19.848.513159 2.251762 matzav_m4.576355.232633-1.37.172.261288 1.271333 datiyut2 1.159714.23774.74.457.785178 1.71296 datiyut3 1.626357.441647 1.79.73.955139 2.769267 datiyut4.59424.213757-1.46.146.29399 1.2419 inc_avg1 2.784235.588893 4.84 1.839368 4.214473 inc_avg3.622373.127959-2.31.21.415954.931229 no_persons2.81151.3531 -.56.579.388196 1.696434 no_persons3.79287.32733 -.58.562.356722 1.75813 no_persons4.975247.387756 -.6.95.447382 2.125935 no_persons5 1.73686.445977.17.864.475679 2.423488 no_persons6 1.236698.5635.47.639.58842 3.5692 no_persons7 2.985339 1.528211 2.14.33 1.9469 8.141946 gil.976772.686-3.37.1.963523.9922 districts1.735927.211924-1.6.287.41852 1.29458 districts2 1.139653.331725.45.653.644182 2.16213 districts3.921144.2435 -.37.711.596397 1.422719 districts4 1.36368.2498.15.878.65737 1.6347 sex2 2.568152.427483 5.67 1.853248 3.558836 71

ל( בחינת חוק מס שלילי בישראל באמצעות מודל בחירה דיסקרטית אולג גליבצ'נקו והגר צמרת - קרצ'ר מטרת המאמר היא להעריך את השפעת חוק מס שלילי (החוק להגדלת שיעור ההשתתפות בכוח העבודה ולצמצום פערים חברתיים (מס הכנסה שלילי), התשס"ח- 27 ) על היצע עבודת בני זוג במשק בית, תוך שימוש במודל היצע שעות עבודה דיסקרטיות על נתוני סקר הכנסות 25. אנחנו מבצעים סימולציה לבחינת השפעת חוק מס שלילי שנחקק בישראל, ואומדים את השפעתו על היצע שעות העבודה של משקי הבית. בעזרת סימולציה אנו בודקים את הסל שיבחר משק הבית בהסתברות הגבוהה ביותר מבין רשימה של 15 סלי שעות עבודה אפשריים לגבר ולאישה. תוצאות הסימולציה מראות כי בעקבות החוק צפוי היקף שעות העבודה של גבר נשוי לעלות ב- 2.31 שעות, של אישה נשואה ב- 8.21 שעות ושל אישה יחידה ב-.4 שעות. כמו כן, אני מעריכים כי 21.3% משפחות ו- 8.7% אמהות חד-הוריות יצאו מעוני; לו היו מוציאים אותן מעוני באמצעות החוק להבטחת הכנסה היתה העלות עומדת על קרוב ל- 618 מיליון -176 אלף משקי בית), ולכן ניתן לומר שהחוק לא יעיל. שיעור ההשתתפות בכוח העבודה בקרב גברים ונשים בישראל נמוך בהשוואה למדינות המפותחות ועומד על 56%. אחד מתוצרי הלוואי של שיעור ההשתתפות הנמוך הוא קיומם של משקי בית רבים בעלי מפרנס יחיד המצויים מתחת לקו העוני. כדי לנסות ולהתמודד עם התופעה הוגשה לכנסת הצעת "החוק להגדלת שיעור ההשתתפות בכוח העבודה ולצמצום פערים חברתיים (מס הכנסה שלילי), התשס"ח- 27 ", שמטרתה לעודד את ההשתתפות בשוק העבודה. כלי זה הוצע לאחר שתוכנית מהל"ב (מהבטחת הכנסה לתעסוקה בטוחה), המכונה גם "תוכנית ויסקונסין", שהופעלה באופן ניסיוני החל מ- 24, לא הביאה לתוצאות המצופות. השפעתה של הצעה זו על מצבן הכלכלי והתעסוקתי של המשפחות מעוטות האמצעים בישראל מעניינת במיוחד, מכיוון שבמדינת ישראל כמעט ולא קיימות תוכניות רווחה ישירות לעידוד התעסוקה. 72

תרשים 1 כלי המדיניות הללו, תוכנית ויסקונסין וחוק מס שלילי, הוצעו על-ידי הממשלה בעקבות ביקורות חוזרות ונשנות שהועלו בישראל כנגד מדיניות הרווחה הנוכחית. מבקרי הממשלה טענו שמדיניות הרווחה הנוכחית אינה מצליחה להגביר את שיעור ההשתתפות בכוח העבודה, מכיוון שמשפחות הזכאיות להבטחת הכנסה נתקלות במלכודת עוני בפנותן לחפש תעסוקה. מלכודת זו נוצרת כתוצאה מכך שהמס השולי על הכנסה מעבודה במשפחות המקבלות קצבת הבטחת הכנסה מגיע ל- 1%. תרשים 2 מנתונים אמפיריים על שוק העבודה הישראלי עולה, כי שיעורי ההשתתפות לא גדלו בשנים האחרונות, וכך גם המשכורות בקרב משפחות מהשכבות החלשות, וזאת למרות צמיחת התוצר. 73