Die Lohnansprüche deutscher Arbeitsloser: Determinanten und Auswirkungen von Reservationslöhnen (Kieler Studien - Kiel Studies)

Kieler Studien • Kiel Studies 333 Dennis Snower (Herausgeber) Institut fiir Weltwirtschaft an der Universitat Kiel

Bjom Christensen

Die LohnanspriJche deutscher Arbeitsloser Determinanten und Auswirkungen von Reservationslohnen

Springer

Dr. Bj5m Christensen Institut fur Weltwirtschaft D-24100 Kiel, [email protected]

Bibliografische Information Der Deutschen Bibliothek Die Deutsche Bibliothek verzeichnet diese Publikation in der Deutschen Nationalbibliografie; detaillierte bibliografische Daten sind im Internet uber abrufbar ISSN 0340-6989 ISBN 3-540-25647-4 Springer Beriin Heidelberg New York Dieses Werk ist urheberrechtlich geschutzt. Die dadurch begriindeten Rechte, insbesondere die der Ubersetzung, des Nachdrucks, des Vortrags, der Entnahme von Abbildungen und Tabellen, der Funksendung, der Mikroverfilmung oder der Vervielfaltigung auf anderen Wegen und der Speicherung in Datenverarbeitungsanlagen, bleiben, auch bei nur auszugsweiser Verwertung, vorbehalten. Eine Vervielfaltigung dieses Werkes oder von Teilen dieses Werkes ist auch im Einzelfall nur in den Grenzen der gesetzlichen Bestimmungen des Urheberrechtsgesetzes der Bundesrepublik Deutschland vom 9. September 1965 in der jeweils geltenden Fassung zulassig. Sie ist grundsatzlich vergutungspflichtig. Zuwiderhandlungen unterliegen den Strafbestimmungen des Urheberrechtsgesetzes. Springer ist ein Unternehmen von Springer Science+Business Media springer.de © Springer-Veriag Beriin Heidelberg 2005 Printed in Germany Die Wiedergabe von Gebrauchsnamen, Handelsnamen, Warenbezeichnungen usw. in diesem Werk berechtigt auch ohne besondere Kennzeichnung nicht zu der Annahme, dass solche Namen im Sinne der Warenzeichen- und Markenschutz-Gesetzgebung als frei zu betrachten waren und daher von jedermann benutzt werden diirften. Umschlaggestaltung: Erich Kirchner, Heidelberg Gedruckt auf saurefreiem Papier 42/3153-5 4 3 2 10

Vorwort

Die Diskussion um fehlende Arbeitsanreize in Deutschland ist fast so alt wie das Problem der Massenarbeitslosigkeit selbst. Allerdings wurde das Thema in der Vergangenheit aufgrund fehlender empirischer Untersuchungen eher dogmatisch diskutiert. Die vorliegende Arbeit soil dazu beitragen, das Thema Arbeitsanreize anhand empirisch ermittelter Anspruchslohne umfassend zu analysieren, um die theoretischen und wirtschaftspolitischen Fragestellungen auf ein empirisches Fundament zu stellen. Die Arbeiten an der Studie wurden in den letzten Jahren am Institut fur Weltwirtschaft durchgefUhrt. Allen Kollegen, die mit Anregungen und Diskussionen zum Entstehen dieser Arbeit beigetragen haben, sei an dieser Stelle herzlich gedankt. Mein besonderer Dank gilt dabei Jiirgen Stehn und Henning Klodt, die durch die offene und vertrauensvolle Atmosphare innerhalb der Forschungsabteilung 1 die Arbeit extrem gefordert haben. Inhaltlich haben mich Prof. Dr. Gerd Hansen und Axel Schimmelpfenning sehr gepragt in der Herangehensweise an die empirische Arbeitsmarktforschung - sie haben den Grundstein zu dieser Arbeit gelegt. Andrea Schertler und Jom Kleinert haben konkret zum Gelingen der Arbeit beigetragen, indem sie Uber lange Zeit hinweg nicht miide wurden, bei Gangen an der Kieler Forde uber Arbeitsmarktprobleme zu diskutieren. Ihnen alien gebiihrt mein Dank. Des Weiteren gilt mein besonderer Dank Prof. Dr. Dr. h.c. Horst Siebert, der diese Arbeit durch konstruktiven Rat unterstutzt hat, und Prof. Dr. Helmut Herwartz fur wertvolle Hinweise in der Endphase der Arbeit. Fur ihren unermiidlichen und souveranen Einsatz bei samtlichen Formatierungsarbeiten und die gesamte Betreuung rund um die Erstellung dieser Arbeit danke ich Helga Hu6 im Besonderen. Dietmar Gebert und Kerstin Stark haben der Arbeit redaktionell den letzten Schliff gegeben, wofUr ich ganz herzlich danke. Besonderer Dank gilt rheinen Eltem, die meinen Forschungsdrang und meine Neugier von klein auf geferdert haben, und meiner Frau Katrin, die durch Zuspruch und Verzicht auf gemeinsame Freizeit das Entstehen dieser Arbeit ma6geblich unterstutzt hat. Ihnen ist diese Arbeit gewidmet.

Kiel, im Juli 2005

Bjom Christensen

Inhaltsverzeichnis

1 Problemstellung 2 Arbeitslosigkeit in Deutschland: Fakten und mogliche Erklarungen 2.1 Stilisierte Fakten der Arbeitslosigkeit in Deutschland 2.2 Theorien zur Erklarung der Arbeitslosigkeit und ihr empirisches Bild fUr Deutschland 2.2.1 Makrookonomische Ursachen fur die hohe Arbeitslosigkeit 2.2.2 Mikrookonomische Ursachen fur die hohe Arbeitslosigkeit 2.3 Zusammenfassung 3 Ein einfaches Modell zur Arbeitssuche 3.1 Das stationare Suchmodell 3.1.1 Allgemeine Anmerkungen zum Modell 3.1.2 Die theoretischen Annahmen des stationaren Suchmodells 3.1.3 Die Eigenschaften des stationaren Modells 3.1.4 Die Irrelevanz einer positiven Wahrscheinlichkeit des emeuten Arbeitsplatzverlusts 3.2 Erweiterungen des einfachen stationaren Suchmodells 3.2.1 Die Wahrscheinlichkeit, ein Lohnangebot zu erhalten 3.2.2 Das nichtstationare Suchmodell aufgrund veranderlicher Transferzahlungen 3.3 Zusammenfassung 4 Die Eigenschaften und Determinanten des Reservationslohnes 4.1 Datengrundlage und stilisierte Fakten der Reservationslohne im Sozio-oekonomischen Panel 4.2 Das Verhaltnis des Reservationslohnes zum Lohn vor Arbeitslosigkeit

1

5 5 9 10 11 22 23 23 23 24 27 29 30 30 33 34 35 35 40

VIII

4.3

4.4

Inhaltsverzeichnis

Schatzungen zur Erklarung des Reservationslohnes 4.3.1 Schatzungen zu den Determinanten der Reservationslohne in der Literatur 4.3.2 Eigene Kleinst-Quadrat-Schatzungen zu den Determinanten der Reservationslohne 4.3.3 Erweiterungen der Schatzungen zur Erklarung der Determinanten der Reservationslohne: mogliche Ursachen von Verzerrungen Zusammenfassung

5 Die Validitat der erfragten Reservationslohne im Soziooekonomischen Panel 5.1 Das theoretische Suchmodell und der empirische Schatzansatz 5.2 5.3

5.4

Deskriptive Vorauswertungen Ergebnisse der Modellschatzungen 5.3.1 Die Identifikation im Modell 5.3.2 Die Schatzergebnisse fiir die Gesamtstichprobe 5.3.3 Die Schatzergebnisse bei unterschiedlicher Dauer der Arbeitslosigkeit 5.3.4 Alternative Identifikation im Modell: die Variablenauswahl von Schmidt und Winkelmann (1993) Zusammenfassung

6 Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer 6.1 Schatzungen zum Einfluss der Reservationslohne auf die Arbeitslosigkeitsdauer in der Literatur 6.2 Erfragte Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer: eine empirische Analyse 6.2.1 Das Problem 6.2.2 Die Hazardrate-Analyse als Schatzmethode zur Ermittlung des Reservationslohneffekts auf die Arbeitslosigkeitsdauer 6.2.3 Ergebnisse der Modellschatzungen 6.2.4 Zusammenfassung 6.3 Arbeitslosenversicherung, Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer: eine Simulation 6.3.1 Erweiterungen des nichtstationaren Suchmodells

47 47 52

61 74

75 76 83 89 89 91 100 108 110 113 113 115 115

117 124 131 131 133

Inhaltsverzeichnis 6.3.2 Die Simulationen 6.3.3 Bewertung und Diskussion der Simulationsergebnisse 6.3.4 Zusammenfassung

IX 141 149 151

7 Zusammenfassung und wirtschaftspolitische Schlussfolgerungen

153

8 Anhang 8.1 Der Einfluss des mittleren offerierten Lohnes auf den Reservationslohn 8.2 Kleinst-Quadrat-Schatzungen mit fehlerbehafteten Variablen 8.2.1 Konsequenzen der fehlerhaften Erfassung der endogenen Variablen 8.2.2 Konsequenzen der fehlerhaften Erfassung der exogenen Variable 8.3 Score-Test auf unbeobachtete Heterogenitat 8.4 Tabellen 8.5 Abbildungen

157 157 158 158 159 161 163 184

Literaturverzeichnis

194

Schlagwortregister

207

Verzeichnis der Tabellen

Tabelle 1: Mehreinkommen von Haushalten mit erwerbstatigem Haushaltsvorstand (niedrige Qualifikationsanforderungen) im Vergleich zu Sozialhilfeanspriichen im Jahr 2001 (friiheres Bundesgebiet)

21

Tabelle 2: Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (RWR) fur verschiedene Arbeitslosigkeitsdauem in der Gesamtstichprobe und in der Schatzstichprobe

40

Tabelle 3: Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (RWR) und letztes Einkommen aus Erwerbstatigkeit vor Arbeitslosigkeit (in der Gesamtstichprobe)

42

Tabelle 4: Reservationslohn-Lohn-Verhaltnisse (RWRs) in der Literatur

43

Tabelle 5: Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (RWR) und letztes Einkommen aus Erwerbstatigkeit vor Arbeitslosigkeit fUr Ostdeutschland 1993-2000

46

Tabelle 6: Empirische Untersuchungen zu den Determinanten der Reservationslohne

49

Tabelle 7: Schatzungen der Reservationslohngleichung mithilfe von OLS (Gesamtstichprobe)

55

Tabelle 8: Schatzungen der Reservationslohngleichungen mithilfe von OLS, getrennt fiir Frauen und Manner

58

Tabelle 9: Schatzungen der Reservationslohngleichungen mithilfe von OLS fiir Nichtlangzeit- und Langzeitarbeitslose

60

Tabelle 10: Instrumentvariablen-Schatzung des Reservationslohnes mit dem letzten Lohnsatz als potenziell endogen determinierter Variablen (Gesamtstichprobe)

63

Tabelle 11: Instrumentvariablen-Schatzung des Reservationslohnes mit der Arbeitslosigkeitsdauer als potenziell endogen determinierter Variablen (Gesamtstichprobe)

65

Verzeichnis der Tabellen

XI

Tabelle 12: Schatzung des Reservationslohnes mit Selektionskorrektur (Gesamtstichprobe)

70

Tabelle 13: Schatzung des Reservationslohnes mit Selektionskorrektur (Gesamtstichprobe): Identifikation iiber Alternative 1

72

Tabelle 14: Schatzung des Reservationslohnes mit Selektionskorrektur (Gesamtstichprobe): Identifikation iiber Alternative 2

73

Tabelle 15: Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (RWR) und AkzeptierterLohn-Lohn-Verhaltnis (AWR) fur verschiedene Arbeitslosigkeitsdauem in der Gesamtstichprobe

84

Tabelle 16: Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (RWR) und AkzeptierterLohn-Lohn-Verhaltnis (AWR) fur verschiedene Arbeitslosigkeitsdauem in der Schatzstichprobe

84

Tabelle 17: Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (RWR) und AkzeptierterLohn-Lohn-Verhaltnis (AWR) fiir dieselben Personen im Zeitverlauf

87

Tabelle 18: Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (RWR) und AkzeptierterLohn-Lohn-Verhaltnis (AWR) bei maximal drei Monaten zwischen dem letzten Interview in Arbeitslosigkeit (t) und dem Arbeitslosigkeitsende(r+l)

87

Tabelle 19: Probit-Schatzungen zum Sucherfolg (Gesamtstichprobe)

92

Tabelle 20: Lohngleichung fiir den akzeptierten Lohn nach Arbeitslosigkeit (Gesamtstichprobe)

94

Tabelle 21: Geschatzte und abgeleitete Reservationslohngleichungen (Gesamtstichprobe)

97

Tabelle 22: Regression der selektionskorrigierten erfragten und aus dem Modell berechneten Reservationslohne fiir verschiedene erwartete Arbeitslosigkeitsdauem und Zinsen

98

Tabelle 23: Regression der selektionskorrigierten erfragten und aus dem Modell berechneten Reservationslohne fiir verschiedene erwartete Arbeitslosigkeitsdauem und Zinsen (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate)

101

Tabelle 24: Regression der selektionskorrigierten erfragten und aus dem Modell berechneten Reservationslohne fiir verschiedene erwartete Arbeitslosigkeitsdauem und Zinsen (Arbeitslosigkeitsdauer 13-27 Monate)

105

XII

Verzeichnis der Tabellen

Tahelle 25: Regression der selektionskorrigierten erfragten und aus dem Modell berechneten Reservationslohne fiir verschiedene erwartete Arbeitslosigkeitsdauem und Zinsen (Arbeitslosigkeitsdauer 19-54 Monate)

106

Tabelle 26: Regression der selektionskorrigierten erfragten und aus dem Modell berechneten Reservationslohne fur verschiedene erwartete Arbeitslosigkeitsdauem und Zinsen (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate) mit den identifizierenden Variablen nach Schmidt und Winkelmann (1993)

109

Tabelle 27: Empirische Untersuchungen zum Einfluss der Reservationslohne auf die Arbeitslosigkeitsdauer

114

Tabelle 28: Beobachtungen erfragter Reservationslohne und akzeptierter Lohne im GSOEP bei einer Arbeitslosigkeitsdauer bis zu 12 Monaten

116

Tabelle 29: Mogliche Parametrisierungen der Verweildauer

120

Tabelle 30: Die Spezialfalle der verallgemeinerten F-Verteilung

121

Tabelle 31: Selektionskorrigierte Reservationslohne

125

Tabelle 32: Log-Likelihood-Werte fiir die verschiedenen Verteilungsannahmen

126

Tabelle 33: Log-Likelihood-Werte fiir eine unterschiedliche Zahl von Stutzstellen

128

Tabelle 34: Hazardrate-Schatzung des lognormalen Modells mit und ohne unbeobachtete Heterogenitat

129

Tabelle 35: Der Einfluss des selektionskorrigierten Reservationslohnes auf die Ubergangsrate bei altemativer Modellauswahl

130

Tabelle 36: Die Anspruchsdauer auf Arbeitslosengeld nach dem alten System

137

Tabelle 37: Wahrscheinlichkeit, in einem Monat der Arbeitslosigkeit kein Arbeitsangebot zu erhalten

140

Tabelle 38: Mittlere Relation aus Reservations- bzw. akzeptiertem Lohn und letztem Lohn vor Arbeitslosigkeit

141

Verzeichnis der Tabellen

XIII

Tabelle Al: Definitionen der verwendeten Variablen

163

Tabelle A2: Kodierungsschema der Tatigkeitsfelder im GSOEP (2000) auf Basis der ISCO 2-Steller zur Generierung der Variablen Struktureffekt

165

Tabelle A3: Deskriptive Statistiken des Regressionsdatensatzes

166

Tabelle A4: Probit-Schatzungen zum Sucherfolg (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate)

167

Tabelle A5: Lohngleichung fur den akzeptierten Lohn nach Arbeitslosigkeit (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate)

168

Tabelle A6: Reservationslohngleichungen (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate)

169

Tabelle A7: Probit-Schatzungen zum Sucherfolg (13-27 Monate Arbeitslosigkeitsdauer)

170

Tabelle A8: Lohngleichung fiir den akzeptierten Lohn nach Arbeitslosigkeit (13-27 Monate Arbeitslosigkeitsdauer)

171

Tabelle A9: Reservationslohngleichungen (13-27 Monate Arbeitslosigkeitsdauer)

172

Tabelle AlO: Probit-Schatzungen zum Sucherfolg (19-54 Monate Arbeitslosigkeitsdauer)

173

Tabelle All: Lohngleichung fiir den akzeptierten Lohn nach Arbeitslosigkeit (19-54 Monate Arbeitslosigkeitsdauer)

174

Tabelle All: Reservationslohngleichungen (19-54 Monate Arbeitslosigkeitsdauer)

175

Tabelle A13: Probit-Schatzungen zum Sucherfolg (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate): identifizierende Variable nach Schmidt und Winkelmann (1993)

176

Tabelle AM: Lohngleichung fUr den akzeptierten Lohn nach Arbeitslosigkeit (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate): identifizierende Variable nach Schmidt und Winkelmann (1993)

177

Tabelle A15: Reservationslohngleichungen (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate): identifizierende Variable nach Schmidt und Winkelmann (1993)

178

XIV

Verzeichnis der Tabellen

Tabelle A16: Hazardrate-Schatzung des lognormalen Modells nur fiir Reservationslohnbeobachtungen

179

Tabelle Al7: Selektionskorrigierte Reservationslohne: Modellaltemative 1

180

Tabelle A18: Hazardrate-Schatzung des lognormalen Modells ohne unbeobachtete Heterogenitat: Modellaltemative 1

181

Tabelle A19: Selektionskorrigierte Reservationslohne: Modellaltemative 2

182

Tabelle A20: Hazardrate-Schatzung des lognormalen Modells ohne unbeobachtete Heterogenitat: Modellaltemative 2

183

Verzeichnis der Abbildungen

Abbildung 1: Entwicklung der Arbeitslosigkeit in Deutschland 19602003

6

Abbildung 2: Entwicklung der Langzeitarbeitslosigkeit in Deutschland 1970-2002

7

Abbildung 3: Entwicklung der Erwerbstatigkeit in Deutschland nach Sektoren 1975-2001

8

Abbildung 4: Entwicklung der Erwerbstatigkeit in Deutschland nach Qualifikationen 1975-2000

8

Abbildung 5: Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquoten in Deutschland 1975-2000

9

Abbildung 6: Arten von Arbeitslosigkeit

10

Abbildung 7: Arbeitslosenquote und Langzeitarbeitslosigkeit in Westdeutschland 1975-2002

16

Abbildung 8: Beveridge-Kurve fur Westdeutschland 1975-2003

18

Abbildung 9: Qualifikationsspezifische Beveridge-Kurven fUr Westdeutschland 1976-1998

19

Abbildung 10: Verteilung der Lohnofferten und Reservationslohn

24

Abbildung 11: Gegenwartswert-Funktion des Reservationslohnes

26

Abbildung 12: Verteilung der abgeschlossenen Arbeitslosigkeitsdauer in der Untersuchungsstichprobe

39

Abbildung 13: Arbeitslosenquote und Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis aus gesamtwirtschaftlicher Sicht

44

Abbildung 14: Reservationslohn-Lohn-Verhaltnisse und Arbeitslosenquoten

45

Abbildung 15: Selektivitat erfragter Reservationslohnangaben

67

XVI

Verzeichnis der Abbildungen

Abbildung 16: Die Schatzstrategie zur Uberpriifung der Validitat erfragter Reservationslohne im Uberblick

81

Abbildung 17: Mittleres Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (RWR) und Dauer der Arbeitslosigkeit

85

Abbildung 18: Verlauf der Hazardraten in den Teilpopulationen und in der Gesamtpopulation bei P\ = P2 = 0,5 mit A{t\pi) = 2,0 und Mt\p2) = 0,5

122

Abbildung 19: Mittlere kumulierte Zahl der Vorstellungsgesprache fur aktuell Arbeitslose

138

Abbildung 20: Mittlere kumulierte Zahl der Vorstellungsgesprache fur Wiederbeschaftigte

139

Abbildung 21: Simulierte Reservationslohne fur einen hoch qualifizierten 40-jahrigen Arbeitslosen (letztes Einkommen: 1 878 €) nach dem alten System der Arbeitslosenversicherung

143

Abbildung 22: Simulierte relative Reduktion des Reservationslohnes von Arbeitslosen verschiedenen Alters mit einem letzten Einkommen von 1 878 € und einem Zinssatz von 5 Prozent

144

Abbildung 23: Simulierte relative Reduktion des Reservationslohnes von Arbeitslosen verschiedenen Alters mit einem letzten Einkommen von 1 878 € und einem Zinssatz von 5 Prozent und keinem Sozialhilfeanspruch

145

Abbildung 24: Simulierte relative Reduktion des Reservationslohnes von Arbeitslosen verschiedenen Alters mit einem letzten Einkommen von 1 168 € und einem Zinssatz von 5 Prozent

146

Abbildung 25: Simulierte relative Reduktion des Reservationslohnes von Arbeitslosen verschiedenen Alters mit einem letzten Einkommen von 1 168 € und einem Zinssatz von 5 Prozent und keinem Sozialhilfeanspruch

147

Abbildung 26: Simulierte relative Reduktion des Reservationslohnes eines 40-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 878 € und einem Zinssatz von 1 Prozent

148

Abbildung 27: Simulierte relative Reduktion des Reservationslohnes eines 40-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 878 € und einem Zinssatz von 10 Prozent

149

Verzeichnis der Abbildungen

XVII

Abbildung Al: Selektionskorrigierte erfragte und aus dem Modell berechnete Reservationslohne (Gesamtstichprobe)

184

Abbildung A2: Selektionskorrigierte erfragte und aus dem Modell berechnete Reservationslohne (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate)

185

Abbildung A3: Selektionskorrigierte erfragte und aus dem Modell berechnete Reservationslohne (13-27 Monate Arbeitslosigkeitsdauer)

185

Abbildung A4: Selektionskorrigierte erfragte und aus dem Modell berechnete Reservationslohne (19-54 Monate Arbeitslosigkeitsdauer)

186

Abbildung A5: Selektionskorrigierte erfragte und aus dem Modell berechnete Reservationslohne (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate): identifizierende Variable nach Schmidt und Winkelmann (1993)

186

Abbildung A6: Integrierte Hazardrate der lognormalen HazardrateSchatzung

187

Abbildung A7: Geschatzte Hazardrate der lognormalen HazardrateSchatzung

187

Abbildung A8: Simulierte Reservationslohne fiir einen 57-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 878 € und einem Zinssatz von 5 Prozent

188

Abbildung A9: Simulierte Reservationslohne fiir einen 54-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 878 € und einem Zinssatz von 5 Prozent

188

Abbildung AlO: Simulierte Reservationslohne fiir einen 40-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 878 € und einem Zinssatz von 5 Prozent

189

Abbildung All: Simulierte Reservationslohne fiir einen 57-j^hrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 878 €, einem Zinssatz von 5 Prozent und keinem Sozialhilfeanspruch •

189

Abbildung A12: Simulierte Reservationslohne fiir einen 54-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 878 €, einem Zinssatz von 5 Prozent und keinem Sozialhilfeanspruch

190

Abbildung A13: Simulierte Reservationslohne fiir einen 40-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 878 €, einem Zinssatz von 5 Prozent und keinem Sozialhilfeanspruch

190

XVIII Verzeichnis der Abbildungen

Abbildung A14: Simulierte Reservationslohne fiir einen 57-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 168 € und einem Zinssatz von 5 Prozent

191

Abbildung A15: Simulierte Reservationslohne fiir einen 54-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 168 € und einem Zinssatz von 5 Prozent

191

Abbildung A16: Simulierte Reservationslohne fur einen 40-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 168 € und einem Zinssatz von 5 Prozent

192

Abbildung All: Simulierte Reservationslohne fiir einen 57-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 168 €, einem Zinssatz von 5 Prozent und keinem Sozialhilfeanspruch

192

Abbildung A18: Simulierte Reservationslohne fiir einen 54-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 168 €, einem Zinssatz von 5 Prozent und keinem Sozialhilfeanspruch

193

Abbildung A19: Simulierte Reservationslohne fiir einen 40-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 168 €, einem Zinssatz von 5 Prozent und keinem Sozialhilfeanspruch

193

Verzeichnis der Variablen und Abkurzungen

Kapitel 3

w'

Grenzen der Lohnverteilung Lohnersatzleistung Zinssatz Periode Einkommen bzw. Lohn Reservationslohn Lohnhohe Lohnangebot in der Folgeperiode

E(-) Fi') V(')

Erwartungswert Verteilungsfunktion Gegenwartswert

a J^ a

Endassungswahrscheinlichkeit Diskonderungsfaktor Mittelwert Standardabweichung

0

Wahrscheinlichkeit, in einer Periode kein Lohnangebot zu erhalten

a, b c r t w w H;«

P

Kapitel 4 t u y y*

N /?2 R'adJ

X

t-Verteilung unbeobachteter Storterm endogene Variable latente endogene Variable Normalverteilung BesdmmtheitsmaB adjungiertes BesdmmtheitsmaB Vektor zu erklarender Variablen

XX

Verzeichnis der Variablen und AbkUrzungen

X Z

prognostizierte Werte des Vektors zu erklarender Variablen Instrumentvariablen-Vektor

AW AWR IV LW MLE OLS prob RW RWR UB UD

akzeptierter Lohn Akzeptierter Lohn-Lohn-Verhaltnis (accepted wage ratio) Instrumentvariablen-Schatzung letzter Lohnsatz Maximum-Likelihood-Schatzung Kleinst-Quadrat-Schatzung Wahrscheinlichkeit Reservationslohn Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (reservation wage ratio) Transferzahlung bei Arbeitslosigkeit Arbeitslosigkeitsdauer

0(0

zu schatzender Kovariablenvektor geschatzter Kovariablenvektor Storterm inverse Mills ratio Kovarianz Varianz Dichtefunktion der Normalverteilung

<^-) X^

Verteilungsfunktion der Normalverteilung Chi-Quadrat-Verteilung

e X

Kapitel 5 c e /(•) m r t w« w^ w'

Nettoeinkommen in Arbeitslosigkeit Storterm Dichtefunktion empirischer Einfluss einer Veranderung im mittleren offerierten Lohn auf den Reservationslohn Zinssatz Periode akzeptierter Lohn Lohnhohe Reservationslohn

Verzeichnis der Variablen und Abkurzungen

w X, z

prognostizierter Lohn erklarende Variablen

E(-) F(') N P R2 R]^j V(')

Erwartungswert Verteilungsfunktion Normalverteilung reduziertes Probit BestimmtheitsmaB adjungiertes BestimmtheitsmaB Varianz

AWR OLS prob RWR

Akzeptierter Lohn-Lohn-Verhaltnis (accepted wage ratio) Kleinst-Quadrat-Schatzung Wahrscheinlichkeit Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (reservation wage ratio)

8

A

X P

^•)

0 0

zu schatzender Kovariablenvektor Stortermdifferenz inverse Mills ratio prognostizierter Selektionsterm theoretischer Einfluss einer Veranderung im mittleren offerierten Lohn auf den Reservationslohn Stortermkorrelation Varianz Kovarianz Dichtefunktion der Normalverteilung zusammengesetzter Storterm Verteilungsfunktion der Normalverteilung Durchschnitt

Kapitel 6 c /(•) m /?(•) r

XXI

Lohnersatzleistung Dichtefunktion diskrete StUtzstellen Wahrscheinlichkeit Anzahl der Parameterrestriktionen

XXII Verzeichnis der Variablen und AbkUrzungen t

w W W X

£(.) F(.) G(e) L Ml,M2

Periode Einkommen bzw. Lohn Lohnangebot in der Folgeperiode Lohnhohe Reservationslohn Kovariable

y(.)

Erwartungswert Verteilungsfunktion Verteilung der Heterogenitatskomponente Likelihood-Funktion strukturelle Parameter der verallgemeinerten F-Verteilung Parameter der funktionalen Formen der parametrischen Verweildauerfunktionen Wahrscheinlichkeit BestimmtheitsmaB adjungiertes BestimmtheitsmaB Uberlebensfunktion stetige Zufallsvariable, Zeitdauer bis zum Auftreten eines Ereignisses Gegenwartswert

AW AWR IV LR LW MLE OLS prob RW RWR UB UD

akzeptierter Lohn Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnis (accepted wage ratio) Instrumentvariablen-Schatzung Likelihood Ratio letzter Lohnsatz Maximum-Likelihood-Schatzung Kleinst-Quadrat-Schatzung Wahrscheinlichkeit Reservationslohn Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (reservation wage ratio) Transferzahlung bei Arbeitslosigkeit Arbeitslosigkeitsdauer

J3

Diskontierungsfaktor in Abschnitt 6.3, zu schatzender Kovariablenvektor in Abschnitt 6.2 Zensierungsparameter Einfluss der Kovariablen auf die Hazardrate Heterogenitatskomponente

M l , M2 P(')

S(t) T

S ^•) e

Verzeichnis der Variablen und Abkurzungen XXIII

0, A AQ A{t) p, a

riM) A(t) 0

Parameter der funktionalen Formen der parametrischen Verweildauerfunktionen Basisubergangsrate (Baseline-Hazardrate) Hazardrate Parameter der funktionalen Formen der parametrischen Verweildauerfunktionen Gamma-Funktion integrierte Hazardrate Wahrscheinlichkeit, in einer Periode kein Lohnangebot zu erhalten

Kapitel 8 (Anhang) c e /(•) n r s u u w w w' w« w' z z

Nettoeinkommen in Arbeitslosigkeit Storterm Dichtefunktion Anzahl der Beobachtungen Zinssatz individuelle Uberlebensfunktion unbeobachtete Storterme geschatzte StorgroBe StorgroBe geschatzte StorgroBe Reservationslohn Lohnhohe Lohnangebot in der Folgeperiode StorgroBe geschatzte StorgroBe

E(') R^ S(t) X X* Y y* Y cov Var(0

Erwartungswert BestimmtheitsmaB Uberlebensfunktion Vektor zu erklarender Variablen unbeobachtbare wahre exogene Variable endogene Variable unbeobachtbare wahre endogene Variable geschatzte endogene Variable Kovarianzmatrix Varianz

XXIV Verzeichnis der Variablen und AbkUrzungen

a P $ 6

V (7^

Konstante zu schatzender Kovariablenvektor geschatzter Kovariablenvektor Parameter der funktionalen Formen der parametrischen Verweildauerfunktionen Hazardrate theoretischer Einfluss einer Veranderung im mittleren offerierten Lohn auf den Reservationslohn zusammengesetzter Storterm Varianz

A(t)

integrierte Hazardrate

A{t) //

Problemstellung

Die deutsche Wirtschaft befindet sich in einer Phase hoher und persistenter Arbeitslosigkeit, die sowohl fur die gut 4,5 Millionen^ Betroffenen als auch fiir die Gesellschaft schwerwiegende Auswirkungen mit sich bringt. Speziell vor dem Hintergrund des demographischen Wandels mit immer weniger Personen im erwerbsfahigen Alter und immer mehr Rentnem sind die Sozialversicherungen kaum in der Lage, langfristig eine derart hohe Arbeitslosigkeit aufzufangen. Der Abbau der Arbeitslosigkeit stellt somit ein zentrales Ziel der Wirtschaftspolitik der nachsten Jahre dar. Die Bundesregierung hat mit den Hartz-Gesetzen erste Reformen des Arbeitsmarktes auf den Weg gebracht, um Arbeitslose durch gezieltes Fordem und Fordem schneller in den ersten Arbeitsmarkt zu integrieren. In diesem Zusammenhang kommt dem Reservationslohn^ der Arbeitslosen, also dem Lohnsatz, den der Arbeitslose von seiner neuen Stelle erwartet, eine wichtige Rolle zu. Der Reservationslohn beeinflusst das Suchverhalten der Arbeitslosen nach einem neuen Arbeitsplatz und die Bereitschaft, einen angebotenen Arbeitsplatz anzunehmen. Wer einen hohen Reservationslohn hat, aber damit rechnen muss, dass er ihn auf dem Arbeitsmarkt nicht realisieren kann, sucht weniger intensiv und damit langer, wodurch die Sucharbeitslosigkeit erhoht wird. Der Reservationslohn wird neben den individuellen Personlichkeitsmerkmalen des Arbeitslosen und der Nachfrage der Untemehmen auch von den Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit - in erster Linie dem Arbeitslosengeld, der Arbeitslosen- und der Sozialhilfe - beeinflusst. Speziell fiir Arbeitslose mit geringer Qualifikation tritt dabei das Problem auf, dass der am Markt zu erzielende Lohn nicht oder nur unzureichend die Transferzahlungen ubersteigt, so dass der Arbeitslose kaum finanzielle Anreize hat, eine Erwerbstatigkeit aufzunehmen.

Der Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung (Ifd. Jgg.) weist zusatzlich zur registrierten Arbeitslosigkeit das AusmaB der so genannten verdeckten Arbeitslosigkeit aus. Zu dieser Gruppe zahlt der Sachverstandigenrat subventionierte Beschaftigte und nicht erwerbstatige Teilnehmer an arbeitsmarktpolitischen MaBnahmen. Fur das Jahr 2003 beziffert der Sachverstandigenrat die verdeckte Arbeitslosigkeit mit etwa 1,6 Millionen Personen (Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung 2003: 132). Der Reservationslohn wird in der Literatur auch als Anspruchslohn der Arbeitslosen bezeichnet.

2

Kapitel 1 Prohlemstellung

Die vorliegende Arbeit soil dazu beitragen, die aufgrund mangelnder Datenverfugbarkeit bestehenden Liicken in den empirischen Erkenntnissen tiber die Reservationslohne von Arbeitslosen in Deutschland zu schlieBen. Moglich wird dies durch das Sozio-oekonomische Panel, mit dem erstmals eine ausreichende Datengrundlage fiir erfragte Reservationslohne, erganzt um individuelle Erklarungsfaktoren, zur Verfugung steht. Ziel ist es, die Determinanten der Reservationslohne der Arbeitslosen im Detail herauszuarbeiten, wobei sowohl regressionsanalytische Ansatze als auch dynamische Simulationen zum Einsatz kommen. Dabei werden die Untersuchungen durch Validitatspriifungen der Datenbasis erganzt. Durch die Analyse des Einflusses der Reservationslohne auf die Arbeitslosigkeitsdauer werden auBerdem wirtschaftspolitische MaBnahmen zur Reform der Arbeitslosenversicherung und der Sozialhilfe in ihren Auswirkungen konkret beurteilt. Die Arbeit gliedert sich wie folgt: In Kapitel 2 werden zunachst gesamtwirtschaftliche Fakten zur Entwicklung der Arbeitslosigkeit in Deutschland in den letzten 30 Jahren prasentiert. AnschlieBend werden sowohl makro- als auch mikrookonomische Theorien zur Erklarung der Entstehung des hohen Arbeitslosigkeitsniveaus in Deutschland erlautert und anhand empirischer Ergebnisse aus der Literatur und eigener deskriptiver Analysen auf ihre Validitat hin untersucht. Dabei erweisen sich lediglich die Hypothese der qualifikatorischen MismatchArbeitslosigkeit und die Hypothese der fehlenden Anreize zur intensiven Suche nach Arbeit als mit dem empirischen Bild der Entwicklung der Arbeitslosigkeit vereinbar. Um speziell die Anreize fiir Arbeitslose zur Annahme einer Beschaftigung zu untersuchen, wird in Kapitel 3 ein theoretisches mikrookonomisches Suchmodell mit konstantem Reservationslohn hergeleitet und in seinen Eigenschaften diskutiert. AnschlieBend wird das Modell um variable TransferbezUge iiber die Dauer der Arbeitslosigkeit und die Wahrscheinlichkeit, in einer Periode eine Stelle angeboten zu bekommen, erweitert, was die Nichtstationaritat^ von Reservationslohnen erklaren kann. In Kapitel 4 wird der in dieser Arbeit verwendete Reservationslohn-Datensatz - generiert auf Basis des Sozio-oekonomischen Panels (GSOEP 2000) - vorgestellt und anhand deskriptiver Merkmale diskutiert. Dabei wird speziell die Relation aus Reservationslohn zu individuellem Lohn vor Arbeitslosigkeit (reservation wage ratio, RWR) als MaB der Einkommenskonzessionsbereitschaft verwendet, um die erfragten Reservationslohne in Deutschland international vergleichbar zu machen. AuBerdem werden Aspekte der Stationaritat der Reservationslohne und Fragen zur Verletzung des Lohnabstandsgebotes in Deutschland diskutiert. Die Ergebnisse zeigen, dass die Reservationslohne der Arbeitslosen in Zum Begriff der Stationaritat im Zusammenhang mit der Suchtheorie vgl. Kapitel 3.

Kapitel 1 Problemstellung

3

Deutschland ein im intemationalen Vergleich hohes Niveau aufweisen und mit der Dauer der Arbeitslosigkeit nur unwesentlich sinken. Besonders Personen mit vormals niedrigem Einkommen weisen relativ hohe Reservationslohne auf. Auf Basis der im theoretischen Suchmodell des Kapitels 3 herausgearbeiteten Einflussfaktoren auf den Reservationslohn und der okonometrischen Aspekte der Schatzungen in der empirischen Reservationslohnliteratur werden anschlieBend eigene Schatzungen zu den Determinanten der Reservationslohne im GSOEP durchgefuhrt. Sowohl einfache Kleinst-Quadrat-Schatzungen als auch Schatzungen, die mogliche Ursachen fiir Verzerrungen beriicksichtigen, bestatigen die Erkenntnisse der empirischen ReservationslohnHteratur, wonach vor allem individuelle PersonUchkeitsmerkmale und weniger nachfragebedingte Einfliisse die erfragten Reservationslohne determinieren. Kapitel 5 analysiert die Frage der Validitat der erfragten Reservationslohne im GSOEP (2000), indem auf Basis des theoretischen Modells der Arbeitssuche und der akzeptierten Lohne nach Arbeitslosigkeit Reservationslohne fiir aktuell arbeitssuchende Personen prognostiziert werden. Diese konnen anschlieBend mit den erfragten Reservationslohnen verglichen werden, um die Giite der Befragungsdaten zu bestimmen. Die Untersuchungsergebnisse zeigen, dass die Validitat der erfragten Reservationslohne im GSOEP (2000) unter theoretischen Gesichtspunkten insgesamt als sehr hoch einzustufen ist. Allerdings nimmt die Giite mit der Dauer der Arbeitslosigkeit ab, wobei Langzeitarbeitslose insgesamt zu hohe Lohnforderungen angeben. In Kapitel 6 steht der Einfluss des Reservationslohnes auf die Arbeitslosigkeit im Mittelpunkt des Interesses. Dazu wird zunachst ein Uberblick uber die empirische Literatur gegeben, der neben den empirischen Ergebnissen auch die okonometrischen Aspekte der verschiedenen Schatzansatze umfasst. Um auf Basis der GSOEP-Daten den Einfluss des individuellen Reservationslohnes auf die Arbeitslosigkeitsdauer zu untersuchen, wird anschlieBend eine parametrische Hazardrate-Schatzung mit semiparametrischer Beriicksichtigung unbeobachteter Heterogenitat und mit einer Heckman-Selektionskorrektur fiir die erfragten Reservationslohne durchgefiihrt. Es wird deutlich, dass erst durch die Beriicksichtigung der Selektivitat in den Daten der nach der Theorie zu erwartende positive Effekt des Reservationslohnes auf die Arbeitslosigkeitsdauer zu beobachten ist. Mit einer Elastizitat von zwei ist dieser Effekt jedoch von hoher Bedeutung. Da der Einfluss der Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit auf den Reservationslohn aufgrund einer mangelnden Variation in den Daten und einer hohen Multikollinearitat mit anderen individuellen Faktoren kaum empirisch bestimmt werden kann, wird ebenfalls in Kapitel 6 auf Basis eines nichtstationaren Suchmodells simuliert, wie sich eine Verkiirzung der Bezugsdauer von Arbeitslosengeld und die Integration der Arbeitslosenhilfe in die Sozialhilfe auf den Reservationslohn auswirken. Dabei werden verschiedene Gruppen von Arbeitslosen,

4

Kapitel 1 Problemstellung

differenziert nach Alter und Einkommen vor Arbeitslosigkeit, getrennt betrachtet. Die Ergebnisse zeigen, dass die von der Bundesregierung beschlossene Reform der Arbeitslosenversicherung im Zuge der Agenda 2010 vor allem bei hoher qualifizierten Arbeitslosen den individuellen Reservationslohn senken wurde. Unabhangig vom Einkommen vor Arbeitslosigkeit wUrden Reservationslohne vor allem bei Personen sinken, die keinen Sozialhilfeanspruch haben. Insgesamt kann man erwarten, dass die Neugestaltung der Arbeitslosenversicherung die Rate fur den Ubergang in Arbeit nur um 5 Prozent erhoht, da fUr den uberwiegenden Teil der Arbeitslosen die Verringerung der Transferbezuge nur gering ausfallt und somit deren Reservationslohn kaum sinkt. In Kapitel 7 werden schlieBlich die wesentlichen Ergebnisse der Arbeit zusammengefasst und wirtschaftspolitische Schlussfolgerungen gezogen.

Arbeitslosigkeit in Deutschland: Fakten und mogliche Erklarungen

2.1

Stilisierte Fakten der Arbeitslosigkeit in Deutschland

Das kranke Kind der deutschen Volkswirtschaft ist seit Jahren der Arbeitsmarkt. Seit nunmehr 30 Jahren wird das Ziel der Vollbeschaftigung bei weitem nicht erreicht, und das anhaltende Phanomen der Massenarbeitslosigkeit ist sowohl fur die Betroffenen schmerzlich als auch in Form einer enormen Ressourcenverschwendung eine schwere Btirde fUr die gesamtwirtschaftliche Entwicklung. Das Bild des Arbeitsmarktes ist von einem schubweisen Anstieg der Arbeitslosigkeit in den letzten 30 Jahren gekennzeichnet (Abbildung 1). Betrug die Arbeitslosenquote in Westdeutschland Anfang der 70er Jahre noch unter 2 Prozent, stieg dieser Wert mit jeder Rezession in den folgenden Dekaden kontinuierlich an. Ende der 90er Jahre betrug die Arbeitslosenquote dann fiir Westdeutschland gut 9 Prozent, fiir Gesamtdeutschland gar Uber 10 Prozent. Dabei reduzierte sich die Arbeitslosenquote nach jeder Rezession auf ein Niveau, welches hoher lag als vor der Rezession, so dass die konjunkturunabhangige Arbeitslosigkeit zunahm. Hinzu kam, dass sich mit den drei Rezessionen auch die Langzeitarbeitslosigkeit verfestigt hat, so dass heute etwa ein Drittel aller Arbeitslosen langer als 12 Monate ohne Erwerbstatigkeit ist (Abbildung 2). Insgesamt dauert es heute viel langer, bis nach einer Phase der konjunkturellen Schwache die Beschaftigung wieder ansteigt und die Arbeitslosigkeit sinkt. Das System reagiert somit auf einen Schock mit einer hoheren Sockelarbeitslosigkeit, die langfristig einen weitgehend persistenten Charakter aufweist (Siebert 2002a: 109-111). Der deutsche Arbeitsmarkt ist vor allem von zwei Veranderungen beeinflusst worden.^ Zum einen hat ein stetiger Strukturwandel stattgefunden, der sich in einer Abnahme der Erwerbstatigenzahl im primaren und sekundaren Sektor und einer Zunahme der Erwerbstatigenzahl im tertiaren Sektor widerspiegelt (Abbildung 3).^ Der Anteil der Erwerbstatigen im tertiaren Sektor hat sich in den letzten knapp 30 Jahren um etwa 20 Prozentpunkte erhoht, was einer Zunahme der Erwerbstatigenzahl um etwa 14 Millionen entspricht, wovon allerdings gut 6,5 Millionen direkt wiedervereinigungsbedingt zu erklaren sind. Im gleichen ^ ^

Die folgenden Ausfuhrungen lehnen sich eng an Christensen (2001c: 1-4) bzw. Klodt et al. (2003: 121-123) an. Zu naheren Untersuchungen des Strukurwandels vgl. z.B. Klodt et al. (1996), Kleinert et al. (2000) und Schimmelpfennig (2000).

6

Kapitel 2

Arbeitslosigkeit

in Deutschland: Fakten und mogliche

Erkldrungen

Abbildung 1: Entwicklung der Arbeitslosigkeit^ in Deutschland 1960-2003 Prozent 12 11 H Deutschland

10 9 8 Westdeutschland

7H 6 5-\ 4 3 2-1

1] 0 1960

1%5

1970

1975

1980

1985

1990

1995

2000 2005

^Anteil der Arbeitslosen an alien zivilen Erwerbspersonen (Arbeitslosenquote).

Quelle: Siebert (2004) nach Berechnungen des Sachverstandigenrats zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung (2002); eigene Erganzungen. Zeitraum ist die Erwerbstatigenzahl im primaren und sekundaren Sektor um etwa 1,3 Millionen gesunken.^ Konkret bedeutet dieses, dass, bezogen auf das Niveau der Erwerbstatigkeit im Jahr 2004, im Durchschnitt pro Jahr gut 300 000 Arbeitsplatze vom primaren oder sekundaren Sektor in den tertiaren Sektor transferiert wurden. Zum anderen hat sich die Struktur der Erwerbstatigen nach formalen Qualifikationsmerkmalen stark in Richtung hoherer Qualifikationen verschoben (Abbildung 4). Diese Nachfrageverschiebung wird vor allem dem arbeitssparenden technischen Fortschritt (Krugman 2000) zugeschrieben, der eine abnehmende Nachfrage nach gering qualifizierten Arbeitnehmem auslost, so dass sich die re-

Dieser Ruckgang erweist sich vor allem vor dem Hintergrund der Integration von rund 10 Millionen Erwerbstatigen aus den neuen Bundeslandem im Zuge der Wiedervereinigung als bedeutsam.

2.1 Stilisierte Fakten der Arbeitslosigkeit

in Deutschland

Abbildung 2: Entwicklung der Langzeitarbeitslosigkeit^ in Deutschland^ 1970-2002 Prozent 40 n 1998 1997

1983 20 1978 1 9 7 9 ^ ^1976 T97 1981 1975

1971 1972 — I

8

1

1

10

12

Arbeitslosenquote (Prozent)

^Anteil der Langzeitarbeitslosen an alien Arbeitslosen. — ^Ab 1992 Gesamtdeutschland. Quelle: Siebert (2004) nach Daten der Bundesanstalt fur Arbeit. lative qualifikatorische Arbeitsnachfrage zugunsten der qualifizierten Arbeitnehmer verschiebt. Eine solche Verschiebung der qualifikatorischen Arbeitsnachfrage stellt dann kein Problem auf dem Arbeitsmarkt dar, wenn sich im gleichen Zeitraum analog auch das Arbeitsangebot hin zu hoheren Qualifikationen verandert. Allerdings ist in Deutschland die Nachfrage nach Arbeitnehmem mit geringen Qualifikationen schneller gesunken als das Arbeitsangebot, so dass vor allem die Gruppe der Geringqualifizierten von einer steigenden Arbeitslosigkeit betroffen ist (Abbildung 5). Die Auswirkungen des technischen Fortschritts konnten in den 90er Jahren offensichriich nicht vollstandig durch QualifizierungsmaBnahmen oder

8

Kapitel 2 Arbeitslosigkeit in Deutschland: Fakten und mogliche Erkldrungen

Abbildung 3:

Entwicklung der Erwerbstatigkeit in Deutschland^ nach Sektoren 1975-2001 Prozent 100.

80 J Tertiarer Sektor 60

Primarer und Sekundarer Sektor 20

-I

1975 1980 *Ab 1991 Gesamtdeutschland.

1—T

1

1

1990

1985

1

1

1—T

T"

"1—I—

1995

2000

Quelle: Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung (Ifd. Jgg.); eigene Berechnungen. Abbildung 4: Entwicklung der Erwerbstatigkeit in Deutschland^ nach Qualifikationen 19752000

80 H

70-1 Berufliche Ausbildung

60 50-1

40-1 30 20 Ohne berufliche Ausbildung

10-1 ,.

i.)....i,...^~..f.....,...,,i.

1975 1980 ^Ab 1991 Gesamtdeutschland.

- I

1985

1

1

1990

1

,...I|.M.|.I..)

1995

Quelle: Reinberg und Hummel (2002: 32); eigene Berechnungen.

, I

II,

2000

2,2 Theorien zur Erkldrung der Arbeitslosigkeit und ihr empirisches Bild Abbildung 5: Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquoten in Deutschland^ 1975-2000 Prozent 30n

20

Ohne berufliche Ausbildung

Berufliche Ausbildung

Hochschulausbildung

0

T

1975

r—T

1

r—I

1980

r—I

1

1

1985

1

i

i

1

1

1990

r—T

r

1

1

1

1

1995

1

r-

2000

^Ab 1991 Gesamtdeutschland. Qw^//^.* Reinberg und Hummel (2002: 30, 32); eigene Berechnungen. hinreichend flexible Lohne^ kompensiert werden (Christensen und Schimmelpfennig 1998; Christensen 2003b). Hinzu kommt, dass der Strukturwandel kaum durch eine intragenerationale sektorale Mobilitat der Arbeitnehmer untersttitzt wird,^ so dass eine verstarkte allgemeine Arbeitslosigkeit die Konsequenz ist.

2.2

Theorien zur Erklarung der Arbeitslosigkeit und ihr empirisches Bild fiir Deutschland

In der Arbeitsmarktforschung wird zwischen verschiedenen Erscheinungsformen von Arbeitslosigkeit unterschieden, die jeweils unterschiedliche Ursachen aufweisen und dementsprechend unterschiedliche Therapien erfordem.^ Als grobe Einteilung kann zwischen makro- und mikrookonomischer Arbeitslosigkeit un^ ^

Vgl. dazu auch den Aspekt der Mismatch-Arbeitslosigkeit in Abschnitt 2.2.2. Vgl. dazu z.B. Klodt et al. (1996: 134-209). Fiir einen Uberblick verschiedener Arbeitsmarkttheorien vgl. z.B. Layard et al. (1991) Oder Franz (2003).

10

Kapitel 2

Arbeitslosigkeit in Deutschland: Fakten und mogliche Erkldrungen

Abbildung 6: Arten von Arbeitslosigkeit Arbeitslosigkeit

makrookonomisch /

\

/ \ keynesianisch klassisch

mikrookonomisch (strukturell im weiten Sinne)

'1

\ ^\ Insider/ Effizienz- Hysterese Mismatch institutionell lohn (strukturell im Outsider engen Sinne)

Quelle: Eigene Darstellung in Anlehnung an Klodt et al. (1996: 142). terschieden werden (Abbildung 6),^^ wobei letztere auch als strukturelle Arbeitslosigkeit bezeichnet wird. Die makrookonomische Arbeitslosigkeit kann keynesianische oder klassische Ursachen aufweisen (Nachfragemangel bzw. Uberhohte Reallohne).^^ Die mikrookonomische Arbeitslosigkeit setzt sich hingegen aus einer Vielzahl von Erklarungshypothesen zusammen, die alle ein einzelwirtschaftlich rationales Verbalten einzelner Gruppen von Marktteilnehmem beinhalten, das allerdings gesamtwirtschaftlich zu Arbeitslosigkeit fUhren kann.

2.2.1

Makrookonomische Ursachen fiir die hohe Arbeitslosigkeit

Wenn auch in der Arbeitsmarktforschung kein allgemeiner Konsens uber die Ursachen der Arbeitslosigkeit in Deutschland besteht,^^ so zeigt doch ein Blick auf den Verlauf der Arbeitslosenquoten seit 1960 (Abbildung 1), dass die keynesianische Arbeitslosigkeit nicht als stichhaltige Erklarung in Frage kommt, da zwar

^^ Die Darstellung in Abbildung 6 erhebt keinen Anspruch auf Vollstandigkeit. Vgl. z.B. Franz (2003) fiir weitere Aspekte der Arbeitslosigkeit. ^ ^ Eine tiefergehende Untergliederung sowie weitere Aspekte der makrookonomischen Arbeitslosigkeit (z.B. die Theorien der NatUrlichen Arbeitslosigkeit und der Neuen klassischen Makrookonomie) sollen an dieser Stelle wegen des stark mikrookonomisch ausgerichteten Charakters der vorliegenden Arbeit nicht angefuhrt werden. Vgl. fiir eine kompakte Darstellung dieser Aspekte z.B. Heine (2000). 12 Vgl. z.B. die Beitrage in Franz (1996).

2.2 Theorien zur Erklarung der Arbeitslosigkeit und ihr empirisches Bild ein konjunktureller Einfluss auf die Arbeitslosigkeit unverkennbar ist, jedoch nicht mit jedem Aufschwung das Arbeitslosigkeitsniveau der Phase vor der Rezession wieder erreicht wird. Das Phanomen der Sockelarbeitslosigkeit kann die keynesianische Theorie somit nicht erklaren (Klodt et al. 1996: 142). BezUglich der klassischen Arbeitslosigkeit wurde speziell in den letzten Jahren eine kontroverse Debatte dariiber gefUhrt, in welchem AusmaB die Tarifpolitik durch uberhohte Reallohne den Arbeitsplatzabbau mitzuverantworten hat. Der Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung (Ifd. Jgg.) fUhrt in seinen Gutachten aus, dass eine beschaftigungsschaffende Lohnpolitik eine Nominallohnsteigerung unterhalb der Arbeitsproduktivitatsentwicklung^^ voraussetzt.^"^ Fur die Tarifabschlusse der jiingsten Vergangenheit kommt der Sachverstandigenrat (2003: 243) jedoch zu dem Ergebnis, dass die Tarifpolitik nicht zu einem Abbau der Arbeitslosigkeit beigetragen hat. Gleichwohl kann die Tarifpolitik fUr das hohe Ma6 an Arbeitslosigkeit in Deutschland kaum allein verantwortlich gemacht werden: Auf Basis der „non-accelerating wage rate of unemployment" (NAWRU)^^ zeigt der Sachverstandigenrat (2002: 214-215), dass strukturelle Griinde hauptverantwortlich fur die hohe Arbeitslosigkeit in Deutschland sind.^^

2.2.2

Mikrookonomische Ursachen fiir die hohe Arbeitslosigkeit

2.2.2.1 Die Insider-Outsider-Hypothese Nach der Insider-Outsider-Hypothese (Lindbeck und Snower 1986, 1988, 2002) ist der langfristige Anstieg der Arbeitslosigkeit vor allem eine Folge der Kartellisierung des Arbeitsmarktes. Ursachlich wirkt dabei der Interessenkonflikt zwischen Beschaftigten (Insidem) und Arbeitslosen (Outsidem), wobei die Gewerk^^ Der Sachverstandigenrat waist darauf hin, dass die um die Beschaftigungsanderung bereinigte Grenzproduktivitat relevant ist, da ansonsten durch den uberproportionalen Beschaftigungsabbau im niedrigen Produktivitatsbereich messtechnische Griinde eine Erhohung der Arbeitsproduktivitat hervorrufen (Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung 2003: 42). 14 Jerger und Landmann (2003) weisen nach, dass es sich dabei lediglich um ein notwendiges Kriterium handelt. Vgl. Jerger und Landmann (2003: 215-218) fiir Details. ^^ Die NAWRU wird vor allem seitens der OECD verwendet, um die strukturelle Arbeitslosigkeit zu messen. Sie beschreibt die Arbeitslosenquote, bei der es zu keiner Zuwachsrate des Lohnes kommt. Das Konzept der NAWRU geht auf Elmeskov und MacFarlan (1993) und Elmeskov (1994) zuruck. Fiir eine zusammenfassende Darstellung der theoretischen Grundlagen der NAWRU vgl. auch Holden und Nymoen (2002). ^^ Die NAWRU betrug 2001 fur Deutschland 7,3 (Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung 2002: 214).

11

12

Kapitel 2 Arbeitslosigkeit in Deutschland: Fakten und mogliche Erkldrungen

schaften in Lohnverhandlungen primar Lohnsteigerungen fiir die Insider verfolgen und die Beschaftigungsinteressen der Outsider nicht gebiihrend berlicksichtigen. Die Lohnabschlusse fallen dann zu hoch aus, um den Outsidem den Wiedereintritt in Beschaftigung zu ermoglichen. Die empirische Literatur zur Uberprtifung der Insider-Outsider-Hypothese liefert keine widerspruchsfreie Bewertung der theoretischen Uberlegungen fiir Deutschland.^^ Dabei kann grundsatzlich zwischen zwei Untersuchungsdesigns unterschieden werden. Zum einen wird der Einfluss der Mitgliederzahl bzw. des Organisationsgrads der Gewerkschaften in einer Branche oder in der Gesamtwirtschaft auf die Lohnbildung analysiert. Gartner (1985) und Meyer (1989) finden diesbezuglich fiir Deutschland einen positiven Zusammenhang und interpretieren dies als Evidenz der Insider-Outsider-Theorie. Schnabel (1989) bestatigt den positiven Zusammenhang zwischen der Mitgliedsentwicklung und dem Lohnwachstum, allerdings mit umgekehrter Kausalitat, was die Insider-OutsiderHypothese in Frage stellt. Zum anderen kann die Insider-Outsider-Hypothese uber die Schatzung von Lohngleichungen mit Beschaftigungs- bzw. Arbeitslosigkeitsvariablen untersucht werden. Moller und Volker (1991) sowie Burda (1990) finden keine Lohnzuriickhaltung bei Abweichungen vom Beschaftigungsgleichgewicht und bestatigen somit die Insider-Outsider-Hypothese. Hingegen kommen Franz und Smolny (1994) und Fitzenberger und Franz (1994) zu dem Ergebnis, dass der Einfluss der Beschaftigung auf die Lohne insignifikant oder positiv ist und somit keine Hinweise fiir die Insider-Outsider-Hypothese zu finden sind. Auf Basis der Lohnkurve^^ fmden Blanchflower und Oswald (1996), dass das Lohnniveau in Deutschland in den Regionen, in denen die Arbeitslosigkeit iiberdurchschnittlich hoch ist, besonders niedrig ist.^^ Schwarze (1996) identifiziert dariiber hinaus einen negativen Einfluss des Niveaus der Langzeitarbeitslosigkeit^^ auf das regionale Lohnniveau. Hingegen wird die Existenz einer Lohnkurve in Deutschland von Wagner (1996a, 1996b) abgelehnt. Die Bedeutung der Insider-Outsider-Hypothese fiir Deutschland kann aufgrund widerspruchlicher empirischer Evidenz zusammenfassend nicht abschlie^^ In intemationalen Vergleichsstudien findet Coe (1990) empirische Evidenz fur die Insider-Outsider-Hypothese. Hingegen kommt Lever (1995) in einem Uberblick Uber verschiedene empirische Studien zu dem Schluss, dass das Niveau der Arbeitslosigkeit durchaus die Lohnverhandlungen beeinflusst. ^^ Vgl. Blanchflower und Oswald (1990, 1994) fur die Lohnkurve. ^^ Fur weitere Bestatigungen der Lohnkurven-Hypothese in Deutschland vgl. z.B. Bellmann und Blien (1996) und Moller (1996). ^^ Das Niveau der Langzeitarbeitslosigkeit wird in dieser Untersuchung als Ma6 fiir die Outsidermacht gewertet, da Langzeitarbeitslose nicht als friktionell arbeitslos gewertet werden konnen.

2.2 Theorien zur Erklarung der Arbeitslosigkeit und ihr empirisches Bild Bend bewertet werden,^! womit verstarkt andere strukturelle Ursachen der Arbeitslosigkeit in das Blickfeld des Interesses riicken. 2,2.2.2 Die Effizienzlohn-Hypothese Im Gegensatz zur Insider-Outsider-Theorie stehen in der Effizienzlohn-Theorie die Untemehmen im Mittelpunkt der Erklarung der Arbeitslosigkeit. Der Reallohn stellt in diesem Fall aus Sicht der Untemehmen nicht nur einen Kostenfaktor dar, sondem ubt auch eine Anreizfunktion aus und sichert einen effizienten Arbeitseinsatz. Im Effizienzlohn-Modell werden im Allgemeinen die Lohnhohe und die Beschaftigung einseitig durch die Untemehmen festgelegt. Unterstellt man einen positiven Zusammenhang zwischen Lohnhohe und Produktivitat der Arbeitnehmer, dann liegt es aus Sicht der Untemehmen nahe, iiber die Lohnhohe die Produktivitat der Arbeitnehmer im Sinne der Lohnstiickkosten zu erhohen. Ein Untemehmen versucht demnach durch die Zahlung von hoherem als dem marktrSumenden Lohn (Effizienzlohn), die Produktivitatsreserven der Arbeitnehmer voll auszuschopfen, wobei der Produktivitatseffekt den Lohnkosteneffekt uberkompensieren muss. Als Begriindung fur die Zahlung von Effizienzlohnen konnen unterschiedliche Erklarungen angefUhrt werden, wobei alien eine Informationsasymmetrie zwischen Untemehmen und Arbeitnehmem gemeinsam ist. Im Shirking-Ansatz^^ wird vorausgesetzt, dass der Arbeitnehmer seinen Einsatz fiir das Untemehmen variabel halten kann und in Phasen der „Druckebergerei" nicht entdeckt wird. Dabei ist es dem Untemehmen nicht moglich, den Arbeitnehmer vollstandig zu uberwachen oder ihn nach seiner Grenzproduktivitat zu entlohnen. Folglich versucht das Untemehmen, den Arbeitnehmer mittels iiberdurchschnittlicher Lohne zu einem produktiveren Arbeitseinsatz zu bewegen, da jener bei Verlust des Arbeitsplatzes hohere Lohnverluste erleidet. Als altemative Begriindung fiir das Bezahlen von Effizienzlohnen gelten der Labour-Tumoverund der Adverse-Selection-Ansatz. Im Falle des Labour-Tumover-Ansatzes^^ versucht das Untemehmen iiber hohere Lohne die Fluktuation im Untemehmen zu senken und somit die Investitionen in das betriebsspezifische Humankapital zu sichem. Der Adverse-Selection-Ansatz^^ erklart die Bereitschaft zur Bezah-

^^ Franz (2003: 309) weist im Zusammenhang mit der empirischen Uberpriifbarkeit der Insider-Outsider-Hypothese vor allem auf die mangelnden Moglichkeiten einer quantitativen Approximation der unbeobachtbaren Variable „Insidermacht" bin. ^^ Dieser Ansatz der Effizienzlohn-Theorie geht insbesondere auf Shapiro und Stiglitz (1984)zuruck. ^^ Dieser Ansatz griindet sich vor allem auf die Arbeiten von Salop (1979) und Akerlof (1982). 24 Vgl. zu diesem Ansatz z.B. Weiss (1980), Malcomson (1981) und Yellen (1984).

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14

Kapitel 2 Arbeitslosigkeit in Deutschland: Fakten und mogliche Erkldrungen

lung von Uberdurchschnittlichen Lohnen seitens der Untemehmen liber das Bewerberverhalten. Untemehmen, die im Ruf stehen, Effizienzlohne zu zahlen, werden verstarkt Bewerbungen von besonders qualifizierten Arbeitnehmem erhalten. Bei der empirischen Uberpriifung der Effizienzlohn-Theorie konnen in der Regel nur indirekte Schatzverfahren zum Einsatz kommen, da beispielsweise die individuelle Leistungsintensitat oder die Moglichkeiten zur Uberwachung der Arbeitnehmer unbeobachtbar sind. Fur Deutschland untersuchen Hiibler und Gerlach (1989, 1990), Pels und Gundlach (1990a, 1990b) sowie Schettkat (1993) die Lohne von Arbeitnehmem unter Kontrolle beobachtbarer Merkmale und stellen fest, dass interindustrielle Lohndifferenzen im Zeitablauf recht stabil sind und Lohne fur unterschiedliche Qualifikationen innerhalb einer Branche eng miteinander korrehert sind. Die unerklarte intrafirmspezifische bzw. intrasektorale Streuung der beobachtbaren Lohne kann somit als Hinweis auf Effizienzlohnzahlungen interpretiert werden, wobei eine Argumentation iiber residuale Effekte als Beleg fur die Effizienzlohnhypothese allerdings unbefriedigend bleibt. Als weitere Moglichkeit, das AusmaB effizienzlohntheoretischer Effekte zu untersuchen, kann die ubertarifliche Entlohnung dienen. Bellmann und Kohaut (1995) untersuchen anhand von Firmendaten die Determinanten der Lohnspanne, also des prozentualen Abstands zwischen Effektiv- und Tariflohnen. Sie fmden als einen wichtigen Einflussfaktor die Quote der offenen Stellen (bezogen auf die Beschaftigtenzahl im Untemehmen), was als Bestatigung einer Effizienzlohnbezahlung zur Vermeidung hoher Fluktuation verstanden werden kann. Allerdings hatte, folgt man dieser Argumentation, bei gestiegener Arbeitslosigkeit auch die Lohnspanne zunehmen miissen, wahrend das Gegenteil der Fall ist (Fehn 1997: 51). Zusammenfassend betrachtet besteht das groBte Problem der empirischen Uberpriifung der Effizienzlohntheorie in der mangelhaften Quantifiziemng der relevanten Variablen. Die angefiihrten Untersuchungen konnen somit nur als vage Hinweise auf die Existenz einer Effizienzlohnbezahlung in Deutschland dienen. Allerdings bleibt kritisch zu hinterfragen, wamm zum einen in einzelnen OECD-Landem die Arbeitslosigkeit sehr unterschiedlich hoch ist, obwohl man mit Recht davon ausgehen kann, dass die Uberwachungs- und Motivationsproblematik in den einzelnen Landem ahnlich ausgepragt ist. Zum anderen setzt die Effizienzlohntheorie ein vollkommen passives Verhalten der Arbeitnehmerseite bei den Lohnverhandlungen voraus, was angesichts des deutschen Tarifsystems unrealistisch ist (Fehn 1997: 50). 22,2.3 Die Hysterese-Hypothese Hysterese-Arbeitslosigkeit kennzeichnet eine Entwicklung der Arbeitslosenquote, die nach einem exogenen Schock ansteigt und langfristig nicht wieder auf das

2.2 Theorien zur Erkldrung der Arbeitslosigkeit und ihr empirisches Bild Ausgangsniveau zuriickgeht. Als Begriindung fur dieses Phanomen dient die Humankapitaltheorie:^^ Die in einer schwachen Konjunkturphase entlassenen Arbeitnehmer verlieren danach wahrend der Arbeitslosigkeit einen Teil ihrer beruflichen und sozialen Qualifikation und konnen deshalb bei einer konjunkturellen Belebung nicht wieder ins Erwerbsleben integriert werden (Blanchard und Summers 1986; Blinder 1988). Es handelt sich demnach um eine urspriinglich konjunkturelle Arbeitslosigkeit, die allerdings im Laufe der Zeit teilweise persistent wird. Der in Abbildung 1 in Abschnitt2.1 erkennbare treppenartige Anstieg der Sockelarbeitslosigkeit scheint auf den ersten Blick ein starkes Indiz fiir die Relevanz der Hysterese-Hypothese zu sein. Klodt et al. (1996: 144) weisen in diesem Zusammenhang allerdings darauf bin, dass nach der Hysterese-Hypothese in einer konjunkturellen Aufschwungsphase vor allem die Arbeitslosen eingestellt werden miissten, die erst kurze Zeit arbeitslos sind und somit noch keine weitreichenden Humankapitalverluste aufweisen. Im Gegensatz dazu miisste bei einer Verschlechterung der konjunkturellen Lage der Anteil der Langzeitarbeitslosen zurlickgehen, weil weitere Personengruppen entlassen werden. Insgesamt ware also eine Entwicklung zu erwarten, die fur die Arbeitslosenquote und den Anteil der Langzeit- an alien Arbeitslosen eine gegenlaufige Entwicklung aufweist. Empirisch zeigen die beiden Kurven jedoch nur fiir Ende der 70er Jahre den erwarteten Verlauf (Abbildung 7). Fiir die Jahre ab 1981 weisen die Kurven der Arbeitslosenquote und des Anteils der Langzeit- an alien Arbeitslosen jedoch nahezu einen Gleichlauf auf, was die Hysterese-Hypothese entkraftet. Als weiterer empirischer Beleg fiir die Hysterese-Hypothese wird in der Literatur z.T. die schwere Vermittelbarkeit von Langzeitarbeitslosen angefuhrt, was Humankapitalverlusten, verursacht durch die Dauer der Arbeitslosigkeit, zugerechnet wird (Licht und Steiner 1990). Allerdings zeigt Steiner (2001), dass die geringeren Vermitdungschancen von Langzeitarbeitslosen vor allem auf einen Sortierprozess zuriickzufuhren sind: Arbeitslose mit insgesamt wenig nachgefragten Personlichkeitsmerkmalen verharren zwangslaufig langer in Arbeitslosigkeit und werden somit langzeitarbeitslos. Das heiBt, dass nicht das Stigma der Langzeitarbeitslosigkeit fiir diese Personengruppe die Reintegration in den Arbeitsmarkt erschwert, sondem Vermittlungshemmnisse die Langzeitarbeitslosigkeit verursachen. ^^ Als alternative Erklarung des Hysterese-Phanomens wird in der Literatur auch eine Kapitalknappheit angefiihrt, die durch einen Abbau von Kapazitaten in einer Rezessionsphase und einen anschlieBenden langwierigen Wiederaufbau des Kapitalstocks verursacht wird (Bruno und Sachs 1995; Burda 1988). Aufgrund der auch in Aufschwungsphasen nicht annahemd voll ausgelasteten Kapazitaten beispielsweise im verarbeitenden Gewerbe (Sachverstandigenrat, Ifd. Jgg.), die der KapitalknappheitHypothese widersprechen, wird dieser Ansatz in der vorliegenden Arbeit nicht weiterverfolgt.

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Kapitel 2 Arbeitslosigkeit in Deutschland: Fakten und mogliche Erkldrungen

Abhildung 7: Arbeitslosenquote und Langzeitarbeitslosigkeit^ in Westdeutschland 1975-2002^ Prozent

Prozent 40

20 T Anteil der Langzeitarbeitslosen (rechte Skala) 16 12 +

1975

1978

1981

1984

1987

1990

1993

1996

1999

2002

^Anteil der Arbeitslosen mit mindestens einem Jahr Arbeitslosigkeitsdauer an alien Arbeitslosen. — ^'Jeweils Ende September.

Quelle: Bundesanstalt fiir Arbeit, Amtliche Nachrichten (Ifd. Jgg); Bundesanstalt fiir Arbeit, Strukturanalyse (Ifd. Jgg.); eigene Berechnungen. Zusammenfassend scheint die Hysterese-Hypothese die Entwicklung der Arbeitslosigkeit in Deutschland nicht befriedigend erklaren zu konnen, was die Frage nach weiteren Ursachen speziell der strukturellen Arbeitslosigkeit aufwirft. 2.2,2.4 Die Mismatch-Hypothese Das Auseinanderklaffen von Arbeitsnachfrage und -angebot ist die Erklarung fiir strukturelle Arbeitslosigkeit nach der Mismatch-Hypothese (Jackman und Roper 1987), wobei vier mogliche Griinde das Mismatch erklaren konnen.^^ Erstens konnen die Qualifikationsanforderungen der vakanten Arbeitsplatze und die Qualifikationen der Arbeitslosen auseinander fallen (qualifikationsspezifisches Mismatch). Zweitens konnen Arbeitgeber und Arbeitssuchende in verschiedenen Regionen sein (regionales Mismatch). Drittens kann es fiir die Arbeitslosen unattraktiv sein, eine offene Stelle anzunehmen, d.h., der gebotene und der erwartete Lohn fiir eine Arbeit fallen auseinander (lohnbedingtes oder auch motivatorisches Mismatch).^^ Viertens konnen Informationsdefizite auftreten, d.h., den Arbeitslosen sind die offenen Stellen nicht bekannt. 26 Vgl. dazu z.B. Franz (2003: 227-231) und Christensen (2001d: 507). 2'^ Vgl. zu letzterem Punkt Christensen (2001b, 2001d).

2.2 Theorien zur Erkldrung der Arbeitslosigkeit und ihr empirisches Bild Die in der Literatur verwendeten analytischen Konzepte zur Messung der Mismatch-Arbeitslosigkeit setzen ganz uberwiegend an der Gegentiberstellung der Arbeitslosenzahl und der Zahl offener Stellen an.^^ Das bekannteste Ma6 ist die so genannte Beveridge-Kurve, die die Arbeitslosen- und die Vakanzquote (Zahl offener Stellen in Relation zur Erwerbspersonenzahl) tiber den Zeitverlauf direkt gegeniiberstellt. In Rezessionen ist die Zahl der Arbeitslosen in der Regel hoch und die Zahl der offenen Stellen im Gegensatz dazu niedrig. Umgekehrt verhait es sich in konjunkturellen Hochphasen, was zu einer inversen Beziehung zwischen der Arbeitslosen- und der Vakanzquote fuhrt. Steigt die MismatchArbeitslosigkeit an, wird sich die Beveridge-Kurve weiter vom Koordinatenursprung wegbewegen, weil zeitgleich vermehrt Arbeitslosigkeit und Vakanzen auftreten. Am Ende der siebziger und am Anfang der achtziger Jahre zeigt die BeveridgeKurve den erwarteten, zum Ursprung hin konvexen Verlauf, der sich durch den negativen Zusammenhang von offenen Stellen und Arbeitslosigkeit erklaren lasst, wie er durch den Konjunkturzyklus verursacht wird (Abbildung 8). Mitte der achtziger Jahre und Mitte der neunziger Jahre verschiebt sich die BeveridgeKurve dagegen nach auBen und weist jeweils eine Beveridge-Kurve mit groBerem Abstand zum Koordinatenursprung auf, was eine Zunahme der MismatchArbeitslosigkeit widerspiegelt.^^ In den bisherigen empirischen Untersuchungen fiir Deutschland stehen das qualifikationsspezifische und das regionale Mismatch deutlich im Vordergrund des Interesses. Dabei ist fUr den Zeitraum der siebziger bis neunziger Jahre immer wieder ein erhohtes qualifikationsspezifisches Mismatch ermittelt worden (vgl. Entorf 1996, 1998, 2001), was als Hauptgrund fiir die Verschiebung der Beveridge-Kurve nach auBen verantwortlich gemacht wird. Die starke Ungleichverteilung des qualifikationsspezifischen Arbeitslosigkeitsrisikos zu Ungunsten der Geringqualifizierten (Abbildung 5 in Abschnitt 2.1) und die Zunahme der Nachfrage nach qualifizierten Arbeitskraften (Abbildung 4 in Abschnitt 2.1)^^ scheinen diese Interpretation der Mismatch-Arbeitslosigkeitsentwicklung zu bestatigen. Allerdings weist Christensen (2001d) anhand qualifikationsspezifischer 2^ Vgl. fur einen Uberblick z.B. Bean (1994: 592-594). ^^ Ob die Annaherung der Beveridge-Kurve zum Koordinatenursprung in den Jahren 2001 und 2002 auf eine Abnahme der Mismatch-Arbeitslosigkeit hindeutet oder aber den Beginn einer weiteren „Schleife" zu einem hoheren Mismatch-Arbeitslosigkeitsniveau wie in den Jahren von 1991 bis 1997 darstellt, kann anhand der kurzen Zeitreihe nicht beurteilt werden. ^^ Die Starke Zunahme der Arbeitslosigkeit unter Geringqualifizierten ist allerdings nicht singular auf den iiberproportionalen Nachfrageriickgang fiir Arbeitskrafte mit geringer Qualifikationsanforderung zuriickzufUhren, sondem auch auf die fehlende Reaktion der Lohne auf diese Situation. Vgl. dazu die Ausfuhrungen zu den institutionellen Ursachen der Arbeitslosigkeit im nachsten Abschnitt.

17

18

Kapitel 2 Arbeitslosigkeit in Deutschland: Fakten und mogliche Erkldrungen

Abbildung 8: Beveridge-Kurve fur Westdeutschland 1975-2003 Vakanzquote^ (%)

Arbeitslosenquote (%) ^Zahl der gemeldeten offenen Stellen in Prozent der Zahl der zivilen Erwerbspersonen. Quelle: Bundesanstalt fiir Arbeit, Amtliche Nachrichten (Ifd. Jgg.); Bundesanstalt fur Arbeit, Strukturanalyse (Ifd. Jgg.); Daten des Mikrozensus; eigene Berechnungen. Beveridge-Kurven nach, dass die Mismatch-Arbeitslosigkeit unter Geringqualifizierten deutlich hoher ist als unter Qualifizierten und eine Uberproportionale Steigerung erfahren hat (Abbildung 9). Als Erklarung fiir dieses Phanomen werden sozial-qualifikatorische Ursachen und fehlende finanzielle Anreize zur Aufnahme einer Tatigkeit fiir Geringqualifizierte angefiihrt,^^ wie sie auch im nachsten Abschnitt beschrieben werden. Insgesamt erscheint somit die Schlussfolgerung berechtigt, dass das hohe Niveau der Arbeitslosigkeit in Westdeutschland zu einem wesentlichen Teil auf das Auseinanderklaffen der Struktur der Arbeitsnachfrage einerseits und des Arbeitsangebots andererseits zuriickzufiihren ist. Als Griinde fiir diesen Befund erscheinen qualifikationsspezifische und anreizbedingte Faktoren plausibel.

31

Vgl. Christensen (200Id: 509-513) fur die Uberprufung altemativer Erklarungen des beschriebenen deskriptiven Mismatch-Befundes.

2.2 Theorien zur Erkldmng der A rbeitslosigkeit und ihr empirisches Bild

19

Abbildung 9: Qualifikationsspezifische Beveridge-Kurven fur Westdeutschland 1976-1998 Vakanzquote^ (%) 2,5'

1998 \ Geringe Qualifikation

2,0

1979

1.5 Mittlere QualifikationX V r-\ 1998\

1,0

fA \ ^ 0,5

0

\

/

1987

! ^ v ^ \1985 1976' **
0

1

y.

1

5

10

15

1_

20 25 Arbeitslosenquote (%)

^Zahl der gemeldeten offenen Stellen in Relation zur Erwerbspersonenzahl. Quelle: Christensen (2001d: 508). 2.2.2,5 Institutionell verursachte ArbeUslosigkeit Unter institutionell verursachter Arbeitslosigkeit werden viele einzelne Regularien subsumiert, die eine Mengen- oder Preisanpassung auf dem Arbeitsmarkt zur Beseitigung der Arbeitslosigkeit verhindem. Die drei Aspekte der institutionellen Arbeitslosigkeit sind die mangelnde Lohnanpassung nach unten, die hohe und ansteigende Abgabenbelastung des Faktors Arbeit und die Fehlanreize im sozialen Sicherungssystem (Walwei 2002: 31-32). Durch den in Abschnitt2.1 beschriebenen Strukturwandel und technologischen Fortschritt ging die Nachfrage nach Arbeitnehmem mit geringen Qualifikationen zuriick. Da gleichzeitig eine Anpassung des Arbeitsangebots in Form einer intragenerationalen qualifikatorischen Mobilitat der Arbeitnehmer kaum stattgefunden hat (Klodt et al. 1996: 193), hatte lediglich eine Anpassung der Lohne fUr Geringqualifizierte nach unten einen Anstieg der Arbeitslosigkeit unter Geringqualifizierten verhindem konnen. Insgesamt erweist sich die Lohnspreizung in Deutschland im Vergleich zu den angelsachsischen Landem als

20

Kapitel 2 Arbeitslosigkeit in Deutschland: Fakten und mogliche Erkldrungen

gering (Siebert 2004; Eichhorst et al. 2001). Speziell die qualifikatorische Lohndifferenzierung ist seit Mitte der 80er Jahre in Deutschland nahezu konstant geblieben (Christensen und Schimmelpfennig 1998; Christensen 2003b) und hat somit keinen Beitrag zur Reduktion der Arbeitslosigkeit unter Geringqualifizierten geleistet. Dass die Nachfrage nach wenig oder gering qualifizierten Arbeitskraften eine hohere Reallohnelastizitat aufweist als die nach qualifizierten Arbeitskraften (Buslei und Steiner 1999; Falk und Koebel 1998; Bellmann und Schank 2000), zeigt, dass eine Absenkung der Reallohne in den unteren Tarifgruppen die Arbeitskraftenachfrage erheblich stimulieren wurde.^^ Erschwerend kommt hinzu, dass die Steuer- und Sozialabgaben auf den Faktor Arbeit zum einen die Untemehmeriohne sehr hoch und die Nettolohne der Arbeitsanbieter deutlich niedriger werden lassen. Allein die Beitragssatze zu den Sozialversicherungen sind von 1990 bis 2003 von knapp 35 Prozent auf etwa 42 Prozent angestiegen. FUr die Untemehmen ist Arbeit somit teurer geworden und wird insgesamt weniger nachgefragt oder, sofem moglich, durch Kapital substituiert. Fur Arbeitsanbieter sind die Anreize Arbeit anzunehmen im gleichen Zeitraum gesunken. Dass diese Entwicklung vor allem bei Geringqualifizierten zu verminderter Intensitat bei der Suche nach Arbeit und somit zu langerer Arbeitslosigkeit bzw. einer hoheren Arbeitslosenquote gefuhrt haben konnte, wird deutlich, wenn man die Altemativeinkommen aus einer Nichterwerbstatigkeit dem Erwerbseinkommen gegeniiberstellt. Dieses so genannte Problem des fehlenden Lohnabstands in Deutschland untersuchen beispielsweise Boss (2002) und Peter (2000) fUr die Sozialhilfe, welche die Untergrenze der sozialen Transferleistungen darstellt, indem sie fUr verschiedene Haushaltstypen das Haushaltseinkommen aus dem Sozialhilfeanspruch dem potenziellen Nettoeinkommen bei Erwerbstatigkeit gegeniiberstellen. Es zeigt sich, dass der Lohnabstand fiir Haushalte mit niedrigem Erwerbseinkommen und mit mehr Personen gering ist (Tabelle 1).^^ Da die Sozialhilfe als Mindestlohn wirkt (Siebert 2002b: 119), werden speziell Personen mit vormals niedrigem Erwerbseinkommen einen uberproportional hohen Anspruch an das Einkommen aus Erwerbstatigkeit ansetzen, ist doch dann das zu erzielende Einkommen bei Aufnahme einer Tatigkeit nur geringfugig hoher als im Falle der Arbeitslosigkeit. Das Lohnabstandsgebot ist fiir diesen Personenkreis, der uberproportional von Arbeitslosigkeit betroffen ist, somit deutlich verletzt.

^^ ^^

Als Grund fur die fehlende Flexibilitat der Lohne nach unten fiihrt beispielsweise Siebert (2002c: 14-15) die mangelnde Ausdifferenzierung in der Tarifstruktur an. Vgl. Boss (2002: 99, 106) fiir vergleichbare Werte fiir die neuen Bundeslander, in denen die Unterschiede zwischen dem Erwerbseinkommen und der Sozialhilfe noch geringer sind.

2.2 Theorien zur Erkldrung der Arbeitslosigkeit und ihr empirisches Bild

21

Tabelle 1:

Mehreinkommen von Haushalten mit erwerbstatigem Haushaltsvorstand (niedrige Qualifikationsanforderungen) im Vergleich zu Sozialhilfeanspriichen^ im Jahr 2001 (fruheres Bundesgebiet) (Prozent)

Arbeiter (Leistungsgruppe 3) im produzierenden Gewerbe Arbeiter (kein Geselle) im Handwerk

EinPersonenHaushalt

Ehepaar ohne Kinder

140,0

117,3

Ehepaar mit

Allein Erziehende(r) mit

einem Kind

drei Kindem

einem Kind

drei Kindem

76,3

46.1

22,7

42,9

16,2

59,5

33.2

17,4

24,6

8,4

^Inklusive einmaliger Zahlungen.

Quelle: Boss (2002: 95, 103); eigene Zusammenstellung. Aber auch die Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit, das Arbeitslosengeld und die Arbeitslosenhilfe,^"^ konnen zu einer verminderten Suchintensitat beitragen. Tritt die Sozialhilfe nur fur Personen ohne alternative Transfereinkommensberechtigung ein, stellt die Arbeitslosenversicherung die Regelversorgung bei Arbeitslosigkeit sicher. Je nach Erwerbsbiographie, Alter und Familienstand unterscheiden sich Niveau und Bezugsdauer des Arbeitslosengeldes und der Arbeitslosenhilfe.^^ Der Leistungssatz des Arbeitslosengeldes betragt fUr Arbeitslose ohne (mit) Kinder 60 Prozent (67 Prozent) und fur die Arbeitslosenhilfe 53 Prozent (57 Prozent) des pauschalierten Nettoeinkommens.^^ Das Arbeitslosengeld wird zwischen 12 und 32 Monaten Dauer ausgezahlt.^^ Die Arbeitslosenhilfe schlieBt sich der Phase des Bezugs von Arbeitslosengeld an und wird bei gegebener BedUrftigkeit unbefristet gezahlt.^^ Speziell die unbegrenzte Be-

34

35 36

37

38

Vgl. z.B. Glismann und Schrader (2000) fUr weitere Komponenten der Arbeitslosenversicherung in Deutschland. Vgl. Abschnitt 6.3 zu den neuen Regelungen unter Hartz IV ab 2005. Dabei ist sowohl das Arbeitslosengeld als auch die Arbeitslosenhilfe durch die Sozialhilfe nach unten begrenzt. Die Bezugsdauer des Arbeitslosengeldes war bis 1984 auf 12 Monate begrenzt und wurde von 1985 bis 1987 sukzessive fur altere Arbeitslose auf bis zu 32 Monate ausgeweitet. Vgl. z.B. Glismann und Schrader (2000). Vgl. zu den Ausgestaltungen des Arbeitslosentransfersystems auch Abschnitt 6.3.1.2.

22

Kapitel 2 Arbeitslosigkeit in Deutschland: Fakten und mogliche Erkldrungen

zugsdauer der Transferzahlungen gilt dabei als Hauptursache einer verminderten Suchintensitat unter Arbeitslosen, die zu einer langeren Arbeitslosigkeitsdauer fUhrt (Eichhorst etal. 2001: 33; Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung 2003: 623).^^ Dabei gilt analog zu den Sozialhilfezahlungen, dass speziell Arbeitslose mit geringer Qualifikation aufgrund der Begrenzung des Arbeitslosengeldes und der Arbeitslosenhilfe nach unten durch die Sozialhilfe relativ geringe Nettoeinkommensverluste bei Arbeitslosigkeit erleiden mussen."*^ Zusammenfassend kann geschlossen werden, dass die institutionellen Rahmenbedingungen auf dem deutschen Arbeitsmarkt speziell fUr Geringqualifizierte sowohl die Arbeitsnachfrage als auch die Anreize zur Arbeitsaufnahme seitens der Arbeitsanbieter gesenkt haben, so dass speziell unter Geringqualifizierten in hohem MaBe Arbeitslosigkeit und Vakanzen zeitgleich existieren (vgl. den vorherigen Abschnitt zur qualifikationsspezifischen Mismatch-Arbeitslosigkeit).

2.3

Zusammenfassung

Das Problem der Arbeitslosigkeit in Deutschland hat sich in den letzten 30 Jahren deutlich erhoht, wobei vor allem der Anteil der Langzeitarbeitslosen und die Arbeitslosenquote der Geringqualifizierten zugenommen hat. Die Ausfuhrungen zu moglichen Erklarungen und ihrer empirischen Evidenz zeigen, dass die Entwicklung am Arbeitsmarkt nicht vollstandig mit den klassischen Theorien zur Arbeitslosigkeit erklart werden kann. Lediglich die Hypothese der qualifikatorischen Mismatch-Arbeitslosigkeit, verursacht durch den Strukturwandel und den technologischen Fortschritt, sowie fehlende Anreize zur intensiven Suche nach Arbeit gehen im Wesentlichen konform mit den empirischen Befunden. Speziell letzterer Aspekt, der bisher fur Deutschland kaum untersucht wurde, wird in den folgenden Kapiteln anhand individueller Reservationslohne, die auf dem theoretischen Konzept der Sucharbeitslosigkeit basieren, analysiert.

^^ Vgl. zu den Auswirkungen unbefristeter Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit speziell auch Abschnitt 6.3. ^^ Ein reiner Vergleich zwischen der Einkommenshohe bei Erwerbstatigkeit und dem Bezug der Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit kann das Problem des Lohnabstands sogar unterschatzen, weil Arbeitslose ihr Einkommen durch Schwarzarbeit zusatzlich erhohen k5nnen (vgl. z.B. Walwei 2002: 32).

Ein einfaches Modell zur Arbeitssuche

Die Bereitschaft eines Arbeitslosen, Arbeit zu suchen oder eine angebotene Stelle anzunehmen, wird in der okonomischen Theorie durch den Anspruchsoder auch Reservationslohn ausgedruckt. Dabei basieren die Modelle zur Quantifizierung des Reservationslohnes auf der Beschreibung einer Entscheidungsregel des Arbeitslosen zur Annahme oder Ablehnung eines Arbeitsangebots iiber den gesamten Prozess der Arbeitssuche hinweg. Im Folgenden wird ein solches Suchmodell mit iiber die Arbeitslosigkeitsdauer stationaren Reservationslohnen vorgestellt (Abschnitt 3.1).^^ AnschlieBend werden veranderliche Wahrscheinlichkeiten, ein Stellenangebot zu erhalten, und zeitveranderliche Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit eingefuhrt, die nichtstationare Reservationslohne Uber die Zeit erklaren konnen (Abschnitt 3.2). AbschlieBend werden die Ergebnisse des theoretischen Suchmodells zusammengefasst (Abschnitt 3.3).

3.1

Das stationare Suchmodell

3.1.1

Allgemeine Anmerkungen zum Modell

Das in diesem Kapitel vorgestellte Modell zur Arbeitssuche basiert auf der Vorstellung, dass ein Arbeitsloser in einer festgelegten Anzahl von Perioden mit einer bestimmten Wahrscheinlichkeit jeweils ein Arbeitsangebot zu einem bestimmten Lohn erhalt, das aus einer festgelegten Lohnverteilung zufallig gezogen wird. Dabei verhalt sich der Arbeitslose in der Weise nutzenmaximierend, als er die Kosten und Ertrage dieses und folgender Lohnangebote vergleicht und sein zukUnftiges Einkommen maximiert. Die Ablehnung eines Stellenangebots verursacht Kosten in Form von Verdienstausfallen abzuglich der Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit. Andererseits besteht der Ertrag der Ablehnung eines Arbeitsangebots darin, dass bei einem spateren Lohnangebot moglicherweise ein hoheres Einkommen realisiert werden kann. Bei Annahme eines Stellenangebots ^^ Der Begriff der Stationaritat wird in der vorliegenden Arbeit lediglich im suchtheoretischen Sinne verwendet, d.h., er beschreibt eine Konstanz des Reservationslohnes iiber die Arbeitslosigkeitsdauer. Die Stationaritat im suchtheoretischen Sinne steht in keinem inhaltlichen Zusammenhang zum okonometrischen Begriff der Stationaritat (vgl. fur letzteren z.B. Hansen 1993: 135-137).

24

Kapitel 3 Ein einfaches Modell zur Arbeitssuche

Abbildung 10: Verteilung der Lohnofferten und Reservationslohn Dichte des offerierten Lohns

Reservationslohn

-. ^

V

Ablehnung

^^

Y

• Offerierter Lohn

'

Akzeptanz

Quelle: Eigene Darstellung in Anlehnung an Schneider und Fuchs (2000: 313). sichert der Arbeitslose zwar das ihm angebotene Einkommen, verzichtet aber auf mogliche hohere Einkommen bei einer fortgesetzten Suche. Aus dieser Nutzenmaximierung ergibt sich in jeder Periode ein so genannter Reservationslohn, ab dem der Arbeitslose eine Lohnofferte akzeptiert (Abbildung 10). Der Reservationslohn hangt dabei maBgeblich von der erwarteten Lohnverteilung, der jeweiligen Wahrscheinlichkeit, ein Lohnangebot zu erhalten, und den Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit ab. Sind diese Faktoren exogen gegeben, fuhrt ein hoherer Reservationslohn zu einer haufigeren Ablehnung von Arbeitsangeboten seitens des Arbeitslosen und damit zu einer langeren Arbeitslosigkeitsdauer.

3.1.2

Die theoretischen Annahmen des stationaren Suchmodells

Das in diesem Kapitel vorgestellte Suchmodell, das in der Darstellungsweise eng an Ljungqvist und Sargent (2000: 85-89) angelehnt ist,"^^ hat folgende Grundannahmen: ^^ Die Grundlagen des in diesem Kapitel prasentierten Suchmodells gehen auf McCall (1970) zuriick. Zusammenfassende Darstellungen finden sich auBerdem z.B. in Lippman und McCall (1976), Mortensen (1977) und Devine und Kiefer (1991).

3.1 Das stationare Suchmodell

25

- Die Arbeitslosigkeitsdauer wird in gleich lange Perioden unterteilt. Innerhalb jeder Periode erhalte der Arbeitslose exakt ein Arbeitsangebot. - Das Lohnangebot wird dabei zufallig aus einer dem Arbeitslosen bekannten Verteilung der Lohnofferten F{W) = prob(w < W) gezogen. Die Lohnverteilung weist dabei eine Normalverteilung mit Mittelwert ju , einer Standardabweichung cr und den Grenzen [a,b\ auf. - Der Arbeitslose hat die Wahl, einen angebotenen Lohn zu akzeptieren, was zu einem fixen Einkommen von w fuhrt, oder das Angebot abzulehnen und emeut zu suchen. Bei Annahme des Lohnes w bleibt das neue Arbeitsverhaltnis bis ans Ende des Betrachtungszeitraums bestehen."*^ Lehnt der Arbeitslose das Stellenangebot ab, erhalt er die Lohnersatzleistung c, die iiber die Arbeitslosigkeitsdauer unverandert bleibt. Der Arbeitssuchende maximiert nun den erwarteten Gegenwartswert V{w) des aktuellen und aller zukunftigen Einkommen: (1) Dabei stellt yt das Einkommen in der Periode t und P = 1/(1 + r) den Diskontierungsfaktor mit dem individuellen Zinssatz r dar. Der Arbeitslose steht bei gegebenem Lohnangebot w vor der Entscheidung, dieses zu akzeptieren oder abzulehnen und in den folgenden Perioden weiterhin zu suchen. Akzeptiert der Arbeitslose das Lohnangebot, so ist der Gegenwartswert seines zukunftigen Einkommens w/(l - P). Lehnt er hingegen ab, so erhalt er in der aktuellen Periode die Transferzahlung bei Arbeitslosigkeit, c, und hat in der nachsten Periode emeut die Chance, ein Angebot aus der Lohnverteilung F{W) anzunehmen. Die Bellman-Gleichung fUr das Problem des Arbeitslosen ergibt sich somit als (2)

W

v(w) = max - j ^ ;

b

c

+P-\V{W)dF{W)\.

In Abbildung 11 ist die Entscheidungsfunktion des Arbeitslosen grafisch dargestellt. Liegt der Gegenwartswert der Akzeptanz des Lohnangebots w unterhalb des Gegenwartswerts der Ablehnung (Ablehnungsbereich links vom Reservationslohn vv), so wird der Arbeitslose in der betrachteten Periode arbeitslos bleiben

^^ In Abschnitt 3.1.4 wird gezeigt, dass die Annahme eines emeuten Verlusts des Arbeitsplatzes zu keiner Veranderung der Modellergebnisse fuhrt.

26

Kapitel 3 Bin einfaches Modell zur Arbeitssuche

Abhildung 11: Gegenwartswert-Funktion des Reservationslohnes Gegenwartswert der Akzeptanz eines offerierten Lohnes w

c-^P\V{W)dF{W)

^ w \^

-^

"^

Ablehnung

_y

K^

Akzeptanz

Quelle: Eigene Darstellung in Anlehnung an Ljungqvist und Sargent (2000: 86). und in der nachsten Periode weitersuchen. 1st der Gegenwartswert der Akzeptanz des Lohnangebots hingegen groBer als der Gegenwartswert bei Ablehnung (Annahmebereich rechts vom Reservationslohn w), so wird der Arbeitslose das Lohnangebot akzeptieren und bis zum Ende des Betrachtungszeitraums zum Lohnsatz w beschaftigt sein. Die Losung des Entscheidungsproblems des Arbeitslosen lasst sich somit darstellen als w (3)

V{w) =

= c + P\V{w')dF{w')

furw<w

a

\-p

fUr w>w.

Da der Reservationslohn w genau den Grenzbereich der Annahme des Lohnangebots fUr den Arbeitslosen darstellt, kann (3) auch als

3.1 Das stationdre Suchmodell

(4)

27

• ^ = c + P\V{W)dF{W)

= c + ^lj^dFiw')

+

^lj^dFiw')

geschrieben werden, was sich aufgrund von j^dF{w') = 1 erweitem und umstellen lasst zu rrr

(4-)

- ^ jdFiw') + - ^ '^

P a

^

b

^

w

b

^.

jdFiw') = c + P - ^ \ dF{W) + ^ l - ^

P w

^

P a

w^

dF{W) P

bzw. (4")

w \dF{W)- c = — ^ \{Pw'-w)

dF{w').

^~ P w

a

Nach Addition von w J^ dF{w') auf beiden Seiten der Gleichung erhalt man: (5)

w-c = - ^

\{W-w)dF{W).

^~ P w

Gleichung (5) wird haufig als die „Reservationslohn-Gleichung" bezeichnet. Die linke Seite charakterisiert die Kosten einer weiteren Suche in der nachsten Periode, sofem der Arbeitslose das Lohnangebot w bzw. w sicher hat. Die rechte Seite der Gleichung ist der erwartete Gegenwartswert einer weiteren Suche in der nachsten Periode, wenn der Arbeitslose von einem Lohnangebot mit w'>w in der nachsten Periode ausgeht. Der Arbeitslose bestimmt in diesem Fall seinen Reservationslohn so, dass beide Ertrage gleich groB sind.

3.1.3

Die Eigenschaften des stationaren Modells^"^

Um die Eigenschaften des stationaren Grundmodells zu untersuchen, kann am einfachsten auf Gleichung (5) zuriickgegriffen werden. Diese kann aufgrund von P = 1/(1 + r) umgeschrieben werden zu:

44

Die Darstellungen in diesem Kapitel sind an Devine und Kiefer (1991: 16) angelehnt.

28

Kapitel 3 Ein einfaches Modell zur Arbeitssuche

(5')

(vv - c)r = \w' dF{W) - Jvv dF{w').

b

b

vv

vv

Wegen j^w dF{w') = l-F{w)

ergibtsich

b

(5")

(vv - c)r = jw' dF(w') - w(l - F(w)), vv

was sich mittels des bedingten Erwartungswerts als (5"')

(w - c)r = {E^ W\w >w]- w)[\ - F(vv)]

darstellen lasst. Um die partiellen Ableitungen zu bilden, kann Gleichung (6), die sich durch Umstellen nach vv aus (5'") ergibt, verwendet werden: ^ _ c r + £jw|w>vv](l~F(w)) r-hl-F(vv) Die partiellen Ableitungen mit Implikationen ergeben sich in (7)-(9):

ac

r + l~F(w)

dc

d.h., bei einem Anstieg des Transfereinkommens bei Arbeitslosigkeit ergibt sich ein unterproportionaler Anstieg des Reservationslohnes. Dieses Ergebnis ist aufgrund des konstanten erwarteten Lohnangebots auch intuitiv plausibel. (8)

a w _ (^w[wk^w]-c)(l-F(vv)) ^^ 9^

(r + l - F ( w ) ) ^

d.h., eine hohere Abdiskontierung zukunftiger Einkommen, also ein hoherer individueller Zinssatz r (ein niedrigeres P), fuhrt zu einem niedrigeren Reservationslohn, was aufgrund der hoheren Praferenz heutiger Einkommen ebenfalls plausibel ist. (9)

avv

^-^(^1 >0

mit

_-i^-—e(0,l)

3.1 Das stationdre Suchmodell

29

d.h., bei einem hoheren erwarteten Einkommen, £'H;[H^ - ^]» steigt der Reservationslohn unterproportional an, was aufgrund der konstanten Transferzahlung bei Arbeitslosigkeit auch inhaltlich nachvollziehbar ist. Des Weiteren kann aus Gleichung (6) ersehen werden, dass sich in dem einfachen Suchmodell der Reservationslohn iiber die Dauer der Arbeitslosigkeit nicht verandert, denn der Arbeitslose steht in jeder neuen Periode der Arbeitslosigkeit vor dem gleichen Maximierungsproblem, d.h., die Einflussfaktoren auf seinen Reservationslohn verandem sich nicht mit der Dauer der Arbeitslosigkeit.

3.1.4

Die Irrelevanz einer positiven Wahrscheinlichkeit des emeuten Arbeitsplatzverlusts

Schneider und Fuchs (2000) integrieren in ihr Suchmodell eine positive Wahrscheinlichkeit, den Arbeitsplatz emeut zu verlieren. Diese auf den ersten Blick plausibel erscheinende Erweiterung des Modells erweist sich allerdings als irrelevant, wie die folgenden Oberlegungen zeigen. Sollte eine Lohnofferte angenommen werden, so setzt sich das erwartete, abdiskontierte Einkommen aus zwei Termen zusammen: Der erste Term beschreibt die Situation bis zu einer Entlassung und kann als

(10)

f;w/?'(l-a)^

dargestellt werden, wobei a die Entlassungswahrscheinlichkeit beschreibt. Der zweite Term beschreibt die Situation ab einer emeuten Entlassung: (11)

f;(l-a)'a^^+iy(w).

V{w) beschreibt den erwarteten Gegenwartswert des aktuellen und aller zuktinftigen Einkommen ab der ersten Periode der emeuten Suche. Gemeinsam ergibt sich analog zu Gleichung (2) in Abschnitt 3.1.2 als linker Teil der Bellman-Gleichung: (12)

V{w)^±[wP^{l-ay^{\-ayaP^-^V{w)]='l^^^ r=o \-P{l-a)

Nach Umstellung der Formel nach V{w) erhalt man den linken Teil der Bellman-Gleichung nach Gleichung (2):

30

Kapitel 3

(13)

V{w) =

Ein einfaches Modell zur Arbeitssuche

w 1-^'

d.h., der linke Teil der Bellman-Gleichung ist unabhangig von der emeuten Entlassungswahrscheinlichkeit. Da der rechte Teil der Bellman-Gleichung mit b

(14)

c^P\V{W)dF{w') a

ebenfalls unabhangig von a ist, ergibt sich insgesamt die Unabhangigkeit der Reservationslohnentscheidung von der emeuten Entlassungswahrscheinlichkeit bei Annahme eines Lohnangebots. Aufgrund der unveranderten Ausgangslage in Bezug auf den erwarteten Gegenwartswert des aktuellen und aller zuklinftigen Einkommen ab der ersten Periode der Suche bei Arbeitslosigkeit, V{w), ist dieses Ergebnis auch intuitiv plausibel und entspricht den allgemeinen Darstellungen z.B. in Ljungqvist und Sargent (2000: 93-94).'^5

3.2

Erweiterungen des einfachen stationaren Suchmodells

Das einfache Standard-Suchmodell, wie es im vorangegangenen Abschnitt vorgestellt wurde, kann um weitere Faktoren erweitert werden. Fiir die in dieser Arbeit vorgesehenen Untersuchungen sind dabei vor allem zwei Erganzungen von Interesse: zum einen eine Erweiterung um die Wahrscheinlichkeit, uberhaupt in einer bestimmten Periode ein Angebot zu erhalten, und zum anderen eine mogliche Nichtstationaritat des Reservationslohnes aufgrund von Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit, die sich mit der Arbeitslosigkeitsdauer verandem.

3.2.1

Die Wahrscheinlichkeit, ein Lohnangebot zu erhalten

Die Annahme im einfachen Suchmodell, dass der Arbeitslose pro Periode genauein Arbeitsangebot aus der Lohnverteilung F(w') erhalt, erscheint wenig realistisch. Aus diesem Grunde soil das einfache Modell um die Wahrscheinlichkeit 0 (1 > 0 > 0), in einer Periode kein Angebot zu erhalten, erganzt werden.

^^

Ljungqvist und Sargent (2000: 93-94) unterstellen als einzigen Unterschied zu der hier prasentierten Darstellung, dass der Arbeitslose nach der Entlassung eine Periode lang ausschlieBlich Transferzahlungen erhalt und nicht sucht.

3.2 Erweiterungen des einfachen stationdren Suchmodells

31

Fiir das Modell ergibt sich Folgendes: Erhalt der Arbeitslose zu Beginn einer Periode ein Lohnangebot w und akzeptiert dieses, so verandeit sich sein erwartetes Einkommen nicht, d.h., der linke Teil der Bellman-Gleichung bleibt gleich: (15)

"

Lehnt er hingegen das Lohnangebot ab, so erhalt er in der nachsten Periode nur mit der Wahrscheinlichkeit (1 - 0) ein neues Lohnangebot. In dieser Situation sieht sich der Arbeitslose mit zwei Szenarien konfrontiert: Erhalt er in der nachsten Periode kein neues Arbeitsangebot, so ist sein erwartetes Einkommen c + PVt^x (0), wobei V^+i (0) den Gegenwartswert aller zukUnftigen Einkommen zum Zeitpunkt t+l ohne ein Lohnangebot darstellt. Erhalt der Arbeitslose in der Periode t+1 hingegen ein neues Angebot, so ist sein abdiskontiertes erwartetes Einkommen y5j^V(w')t/F(w'). Fiir die rechte Seite der Bellman-Gleichung ergibt sich somit: b

(16)

c+

0liV,^,{O)^{\-0)p\V{w')dF{w'), a

Die Reservationslohnentscheidung stellt sich als (17)

Y T ^ = c + 0pV,^x (0) + {\-0)p]v{w') P a

dFiw')

dar. Um den Reservationslohn explizit zu bestimmen, kann der Gegenwartswert aller zukUnftigen Einkommen zum Zeitpunkt t+k ohne ein Lohnangebot geschrieben werden als: (18)

\/,^i(O) = c + 0yffV,^2(O) + ( l - 0 ) ) f f J V ( w V F ( w ' ) a

V,^2 (0) = c + 0pV,^i (0) + (1 - 0)P\V{w')

dFiw')

a

Nach sukzessivem Einsetzen von (18) in (17) ergibt sich (19)

- ^ = 2 0^fi^c + y^(l - 0 ) + Z (l-0))ff ^0^-1 1~P r=0 t=\ a

was vereinfacht werden kann zu

jV{w')dF{w'),

32

Kapitel 3 Ein einfaches Modell zur Arbeitssuche

\-0p

^^

\-0pi ^ ' ^ '

Analog zu Gleichung (5) in Abschnitt 3.1.2 kann diese Gleichung zu (21)

w-c = p^^^\{w'-w)dF{w')

umgeformt werden. Die linke Seite der Gleichung beschreibt die Kosten einer weiteren Suche, sofem dem Arbeitslosen ein Lohnangebot vorliegt. Die rechte Seite der Gleichung stellt den erwarteten Gewinn einer weiteren Suche in der nachsten Periode dar, sofem der Arbeitslose uberhaupt ein Lohnangebot w'>w erhalt. Vergleicht man die Reservationslohngleichungen fur das Modell ohne und mit einer Wahrscheinlichkeit kleiner eins, ein Lohnangebot zu erhalten, also Gleichung (5) und (21), so ist offensichtlich, dass der Reservationslohn im Falle der Erweiterung um die Wahrscheinlichkeit, kein Lohnangebot zu erhalten, geringer ist als im einfachen Modell aus Abschnitt 3.1.2. Um die Eigenschaften des erweiterten Modells detaillierter untersuchen zu konnen, kann Gleichung (21) analog zu Gleichung (6) in Abschnitt 3.L3 als

(22)

c - ^ + £ ^ H w > w](l- F{w)) vv=-i^^^ ^ +1-F(w) 1-0

dargestellt werden. Die partielle Ableitung nach der Wahrscheinlichkeit, ein Lohnangebot zu erhalten, ergibt sich als"^^ f23)

8w ^{E^[w\w>w]-c)'{l-F{w))'r ^ 9(1-0) ^ + (i^0).(i-F(w))

so dass der Reservationslohn mit hoherer Wahrscheinlichkeit, ein Lohnangebot zu erhalten, ansteigt.

^^ Dies entspricht dem Modell nach Aufgabe 5.1 in Ljungqvist und Sargent (2000: 114). Vgl. dazu auch Ljungqvist et al. (2001: 58). ^^ Die in Abschnitt 3.1.3 beschriebenen Eigenschaften des einfachen Suchmodells bleiben nach der Erweiterung um die Wahrscheinlichkeit, ein Lohnangebot zu erhalten, bestehen. Vgl. dazu Anhang 1 in Christensen (2004).

3.2 Erweiterungen des einfachen stationdren Suchmodells

3.2.2

33

Das nichtstationare Suchmodell aufgrund veranderlicher Transferzahlungen

Wie schon in Abschnitt 3.1.3 beschrieben wurde, andert sich der Reservationslohn im stationaren Suchmodell nicht mit der Dauer der Arbeitslosigkeit, well die Einflussfaktoren auf den Reservationslohn mit der Arbeitslosigkeitsdauer konstant bleiben. Die Aufweichung dieser Annahme fiihrt denn auch dazu, dass sich der Reservationslohn mit der Arbeitslosigkeitsdauer verandem kann, wie im Folgenden anhand einer veranderlichen Transferzahlung iiber die Arbeitslosigkeit gezeigt wird."*^ Es wird angenommen, dass der Arbeitslose nur in der ersten Periode eine Transferzahlung c > 0 bekommt und diese ab der zweiten Periode wegfallt."^^ Dariiber hinaus sollen alle Annahmen, wie sie in Abschnitt 3.1.2 beschrieben wurden, Gultigkeit behalten. Vx (w) [V2 (>v)] sei der Gegenwartswert eines Arbeitslosen in der ersten [ab der zweiten] Periode mit einem Lohnangebot w. Der Arbeitslose maximiere sein erwartetes Einkommen Uber die Zukunft. FUr die Bellman-Gleichung ergibt sich nun eine nach Perioden getrennte Betrachtung. FUr die erste Periode gilt (24)

\/,(w) = m a x | y 3 ^ ;

c^p]v2{W)dF{W)

und fUr die zweite Periode (25)

y2(H') = m a x | - ^ ;

p]v2{W)dF{W)^,

In Bezug auf die optimale Reservationslohnfindung gibt es keine Veranderungen gegenuber der Darstellung im Falle des stationaren Reservationslohnmodells. Die Reservationslohne sind b

(26)

vv, = (1 - P)c + (1 - p)P\V2 {W) dF{W) a

fiir die erste Periode und ^^

Die Ausfuhrungen in diesem Abschnitt sind an Aufgabe 5.14 in Ljungqvist und Sargent (2000: 120) und Ljungqvist et al. (2001: 74) angelehnt. Analog kann auch fur veranderliche Lohnverteilungen und veranderliche Wahrscheinlichkeiten, ein Lohnangebot zu erhalten, die Nichtstationaritat des Reservationslohns gezeigt werden. Vgl. dazu auch Abschnitt 6.3.1.1. Diese Einteilung stellt zwar eine Einschrankung gegenuber anderen moglichen Regelungen fiir die Transferzahlung dar, allerdings lasst sich der hier dargestellte Fall leicht auf andere Moglichkeiten ubertragen.

34

(27)

Kapitel 3

Ein einfaches Modell zur Arheitssuche

W2={\-P)p\V2{W)dF{W) a

ab der zweiten Periode.^^ Vergleicht man beide Reservationslohne miteinander, so zeigt sich, dass (28)

vvi =vv2+(l->5)c

gilt, d.h., der Reservationslohn in der ersten Periode entspricht dem Reservationslohn der zweiten Periode zuzuglich dem abdiskontierten einmalig gewahrten Arbeitslosigkeitstransfer der ersten Periode. Somit ist der Reservationslohn der ersten Periode hoher als der Reservationslohn der zweiten Periode, was einer Nichtstationaritat des Reservationslohnes entspricht.

3.3

Zusammenfassung

Die vorangegangenen Ausfuhrungen zum theoretischen Modell der Arheitssuche lassen sich wie folgt zusammenfassen: • Ein Arbeitsloser wird bei gegebenem Beschaftigungsangebot das erwartete Einkommen aus Arbeit mit dem erwarteten Einkommen bei Ablehnung der Arbeit und einer weiteren Suche vergleichen. Als Entscheidungsregel bestimmt der Arbeitslose seinen individuellen Reservationslohn, ab dem der Gegenwartswert der Akzeptanz eines Lohnangebots groBer als der Gegenwartswert einer Ablehnung ist. • Der theoretisch bestimmte Reservationslohn kann sowohl stationar als auch nichtstationar mit der Arbeitslosigkeitsdauer sein. Stationaritat des Reservationslohnes setzt voraus, dass bei gegebener Lohnverteilung die Wahrscheinlichkeit, ein Stellenangebot zu erhalten, und die Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit iiber die Arbeitslosigkeitsdauer konstant bleiben. Ansonsten kann der Reservationslohn iiber die Zeit variieren. • Die Hohe des Reservationslohnes hangt positiv von den Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit und dem erwarteten Einkommen aus einer angebotenen Beschaftigung ab. Hingegen sinkt der Reservationslohn mit hoherer individueller Abdiskontierungsrate und der Wahrscheinlichkeit, in einer Periode kein Lohnangebot zu erhalten. • Die Wahrscheinlichkeit eines emeuten Verlusts einer angebotenen Beschaftigung wirkt sich nicht auf die Hohe des Reservationslohns aus. 50

rr Wi sei der Reservationslohn in der ersten Periode und Wi ab der zweiten Periode.

Die Eigenschaften und Determinanten des Reservationslohnes

Im vorliegenden Kapitel werden die Eigenschaften und Determinanten des Reservationslohns in Westdeutschland herausgearbeitet. Dazu wird in Abschnitt 4.1 der verwendete Datensatz auf Basis des Sozio-oekonomischen Panels (GSOEP) vorgestellt. In Abschnitt 4.2 erfolgen deskriptive Untersuchungen des Verhaltnisses von Reservationslohn zu letztem Lohn vor Arbeitslosigkeit (reservation wage ratio). Abschnitt 4.3 beginnt mit einem LiteraturiiberbHck Uber empirische Reservationslohnuntersuchungen. AnschlieBend werden eigene Schatzungen zu den Determinanten des Reservationslohnes durchgefuhrt, wobei mogliche Ursachen von Verzerrungen Beriicksichtigung finden. Abschnitt 0 fasst die Ergebnisse des Kapitels zusammen.

4.1

Datengrundlage und stilisierte Fakten der Reservationslohne im Sozio-oekonomischen Panel

Als Datenbasis der empirischen Untersuchungen in dieser Studie dient das Sozio-oekonomische Panel (GSOEP 2000). Das GSOEP ist eine representative Hauhalts- und Personen-Wiederholungsbefragung mit Panelcharakter, die jahrlich seit 1984 erhoben wird. Die StichprobengroBe konnte trotz Panelmortalitat aufgrund von Erganzungsstichproben und der Erweiterung auf die neuen Bundeslander von 1984 mit knapp 6 000 beteiligten Haushalten mit etwa 12 000 Personen im GSOEP-West bis auf etwa 7 000 Haushalte mit 14 000 Personen im Jahre 2000 erweitert werden. In der Befragung werden unter anderem Informationen zur Erwerbssituation und zum personlichen Hintergrund ermittelt.^^ FUr die in dieser Studie durchgefuhrten Anwendungen werden die ersten 17 Wellen bis einschlieBlich 2000 ge-

^^ Eine detaillierte Beschreibung des GSOEP findet sich zum Beispiel bei Haisken-De New und Frick (2002) und bei der Projektgruppe Sozio-oekonomisches Panel (SOEP) (1995).

36

Kapitel 4

Die Eigenschaften und Determinanten des Reservationslohnes

nutzt.^^ Der Grunddatensatz umfasst alle Personen, die in Westdeutschland^^ wohnhaft und zwischen 19 und 58 Jahre alt sind.^"* Diese Stichprobe wird in zwei Unterdatensatze aufgeteilt. Zum einen werden Personen separiert, die wahrend einer Befragung arbeitslos gemeldet waren und die Frage nach dem individuellen Reservationslohn beantwortet haben. Die Frage nach dem individuellen Reservationslohn lautet im GSOEP: „Wie hoch miisste der Nettoverdienst [pro Monat] mindestens sein, damit Sie eine angebotene Stelle annehmen wiirden?" ^^ Alle Reservationslohnangaben werden mit dem Verbraucherpreisindex des Sachverstandigenrates (2001) deflationiert, da fur die Schatzungen des Modells alle Beobachtungen Uber die Zeit gepoolt werden. Um in den folgenden Schatzungen auBerdem Arbeitszeiteinflusse zu vermeiden, werden nur Personen ausgewahlt, die angeben, ausschlieBlich eine Vollzeitstelle zu suchen.^^ Reservationslohnangaben unter 800 DM (in Preisen von 1995) werden als unglaubwUrdig eliminiert.^^ Alle in die Analysen integrierten Kontrollvariablen^^ werden zum Zeitpunkt des Interviews erhoben und sind in Tabelle A l in Abschnitt 8.4 des Anhangs detailliert in ihrer Generierung dargestellt.^^ Da das Einkommen und die Beschaftigungsdauer vor Arbeitslosigkeit als potentiell identifizierende Variablen in Betracht kommen,^ werden auBerdem nur Personen betrachtet, die unmittelbar vor ^^ Die Datengenerierung wurde in SAS 8.01 vorgenommen. Die entsprechenden Programme konnen beim Autor angefordert werden. ^^ Die neuen Bundeslander werden in dieser Analyse ausgeschlossen, weil sie einen Arbeitsmarkt mit sehr spezifischen Problemen darstellen. Fur eine separate Schatzung des Modells fiir die neuen Bundeslander ist die Zahl der Beobachtungen zu gering. Vgl. den Exkurs am Ende des nSchsten Abschnitts. ^^ Altere Personen werden aus der Analyse ausgeschlossen, da dieser Personenkreis haufig speziellen Regelungen zur Fruhverrentung unterliegt. ^^ Die Frage nach dem Reservationslohn wurde nicht in jeder Welle des GSOEP gestellt, so dass Angaben nur fur die Jahre 1987-89, 1992-94 und 1996-2000 vorliegen. ^^ Vgl. fur Untersuchungen zu den Determinanten des Reservationslohnes, die verschiedene Arbeitszeitkonstellationen beinhalten, Christensen (2001a). ^^ Dieses betrifft lediglich eine Beobachtung. ^^ Vgl. fUr eine detaillierte Darstellung der Auswahl der Kontrollvariablen Abschnitt 4.3.2.1. ^^ Fehlende Angaben zu einzelnen Kontrollvariablen fuhren zum Ausschluss aus der Stichprobe. Es wird somit von ,/andom missing values" ausgegangen. Der Reservationslohndatensatz ohne Berucksichtigung der Kontrollvariablen umfasst 595 Beobachtungen. ^ Das heiBt z.B. bei Schatzungen mit Instrumentvariablen (vgl. Abschnitt 4.3.3.1) oder zweistufigen Heckman-Schatzungen (vgl. Abschnitt 4.3.3.2).

4.1 Datengrundlage und stilisierte Fakten der Reservationslohne der Arbeitslosigkeitsphase in Vollzeit erwerbstatig waren.^^ Der auf diese Weise generierte Datensatz umfasst 463 Beobachtungen.^^ Um ein potenzielles Selektionsproblem aufgrund des Vorliegens von erfragten Reservationslohnen nur fiir aktuell Arbeitslose methodisch losen zu konnen, werden in einem zweiten Datensatz alle Personen erfasst, die nach einer Periode der Arbeitslosigkeit^^ emeut eine Vollzeitbeschaftigung aufgenommen haben. Fiir diese, Personen miissen samtliche Kontrollvariablen, wie sie auch im Reservationslohndatensatz erhoben werden, vorhanden sein, wobei sich alle Angaben - bis auf die Informationen aus der Beschaftigung vor Arbeitslosigkeit - auf das erste Interview in Beschaftigung nach Arbeitslosigkeit beziehen. AuBerdem wird der Nettolohn in der neuen Beschaftigung ermittelt (akzeptierter Lohn), der analog zum Reservationslohn in Preisen von 1995 dargestellt wird.^"^ Dieser Datensatz umfasst 702 Beobachtungen. Die Gesamtstichprobe mit 1 165 Beobachtungen ist in Tabelle A3 in Abschnitt 8.4 mit ihren deskriptiven Auspragungen dargestellt. Der mittlere erfragte Reservationslohn der Arbeitslosen ist mit 2 425 DM um knapp 5 Prozent groBer als der mittlere letzte Lohn aus Beschaftigung vor Arbeitslosigkeit der gleichen Personengruppe. Dieses Phanomen, dass der erfragte Reservationslohn den mittleren letzten Lohn Ubersteigt, ist auch aus alteren Untersuchungen ftir Deutschland bekannt (vgl. Schmidt und Winkelmann 1993: 158)^^, wobei auch in jener Untersuchung der mittlere Reservationslohn knapp 5 Prozent hoher als das mittlere letzte Einkommen liegt.^^ Fiir die Gruppe der Personen, die nach einer Phase der Arbeitslosigkeit wieder eine Beschaftigung aufgenommen haben, liegt der neue Lohnsatz im Mittel bei 2 326 DM, was nahezu identisch ist mit dem mittleren Lohn vor Arbeitslosigkeit dieser Personengruppe.^^ Bemerkenswert ist des ^^ Alle Angaben zu Arbeitslosigkeits- und Erwerbsphasen sind dem Erwerbskalendarium des GSOEP entnommen. ^^ Da die Angaben iiber die Wellen gepoolt werden, konnen einzelne Arbeitslose mehrfach wahrend einer Arbeitslosigkeitsperiode erfasst werden, sofem sich diese uber einen Zeitraum von mindestens zwei Interviews erstreckt. ^^ Die Phase der Arbeitslosigkeit muss sich dabei analog zu dem Reservationslohndatensatz an eine Erwerbstatigkeitsphase mit VoUzeitstatus anschlieBen, damit der Lohn und die Beschaftigungsdauer vor Arbeitslosigkeit ermittelt werden konnen. ^ Der Ausschluss von Lohnangaben unter 800 DM betrifft in diesem Fall keine Beobachtung. ^^ Vgl. dazu auch die Ausfiihrungen in Abschnitt 4.2. "" Diese Ergebnisse stinunen im Wesentlichen auch mit den Ergebnissen von Christensen (2001a) iiberein, wobei das Ubersteigen des mittleren Reservationslohnes gegeniiber dem mittleren letzten Einkommen in diesem Fall fiir die vergleichbare Personengruppe bei 7 Prozent liegt (Christensen 2001a: 42). "^ Dass die Lohne nach Arbeitslosigkeit die Lohne vor Arbeitslosigkeit nicht unterschreiten, scheint auf den ersten Blick der Humankapitaltheorie mit der Vorstellung

37

38

Kapitel 4 Die Eigenschaften und Determinanten des Reservationslohnes

Weiteren, dass bei nahezu identischer Lohnhohe in der letzten Beschaftigung vor Arbeitslosigkeit fiir beide Untergruppen die Reservationslohne im Mittel die erzielten Lohne nach Arbeitslosigkeit um etwa 4 Prozent tiberschreiten. Schmidt und Winkelmann (1993: 157), die ebenfalls hohere mittlere Reservationslohne als mittlere akzeptierte Lohne finden, merken dazu allerdings an, dass dieses Ergebnis in keiner Weise die suchtheoretische Annahme verletzt, dass der Reservationslohn eine untere Grenze fiir den akzeptierten Lohn darstellt,^^ da zum einen Personen mit hohen Reservationslohnen eine geringere Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit aufweisen und zum anderen die individuelle Heterogenitat in der deskriptiven Auswertung keine Beriicksichtigung fmdet. Dass sich die beiden Untersuchungsgruppen in ihren Charakteristika zum Teil wesentlich unterscheiden, lasst sich zum Beispiel daran ablesen, dass die Gruppe der Arbeitslosen im Mittel 4 Jahre alter ist als die Gruppe der erfolgreichen Jobsucher, eine deutlich geringere formale Qualifikation besitzt und einen erheblich groBeren Anteil an Auslandem aufweist. Auch die makrookonomischen Rahmenbedingungen spiegeln fiir die Gruppe der aktuell Arbeitslosen deutlich schlechtere Wiederbeschaftigungschancen wider als fiir die Gruppe der erfolgreichen Jobsucher: Die regionale und die qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote sind fiir diesen Personenkreis signifikant hoher, wahrend der Konjunkturindex signifikant niedriger ist. Diese schlechteren Wiederbeschaftigungschancen fiihren denn auch zu einer deutlich hoheren Arbeitslosigkeitsdauer -obwohl rechtszensiert - innerhalb der Gruppe der Arbeitslosen; sie ist mit knapp 14 Monaten etwa doppelt so hoch wie bei den ehemals Arbeitslosen.^^ Die Verteilung der Arbeitslosigkeitsdauer bis zur Aufnahme einer Erwerbstatigkeit ist in Abbildung 12 dargestellt. Es ist deutlich zu erkennen, dass die Wiederbeschaftigungschancen mit jedem Monat Arbeitslosigkeitsdauer abnehmen, wobei etwa 65 Prozent aller erfolgreichen Jobsucher ihre Arbeitslosigkeit in den ersten sechs Monaten beenden. Fiir Langzeitarbeitslose ist die Wahrscheinlichkeit einer erfolgreichen Jobsuche noch geringer: Nur etwa 15 Prozent aller Wievon Humankapitalverlusten durch Arbeitslosigkeit zu widersprechen. Allerdings sind zum einen Lohne in Deutschland in vielen Fallen aufgrund der Tarifbindung nach unten rigide, zum anderen liegen die Transfereinkommen bei Arbeitslosigkeit in Deutschland relativ hoch, so dass eine langere Suche nach einem hoher bezahlten Job erleichtert wird. Vgl. fur eine ausfuhrliche Diskussion dieses Phanomens auch Burda und Mertens (2001). ^^ In Kapitel 5 wird die Validitat der erfragten Reservationslohne im GSOEP (2000) im Detail untersucht. °^ Die signifikanten Unterschiede im Bezug von Arbeitslosengeld und -hilfe bei den aktuell Arbeitslosen bzw. den erfolgreichen Jobsuchem kann denn auch durch die unterschiedliche Arbeitslosigkeitsdauer erklart werden, da innerhalb der Gruppe der Arbeitslosen offensichtlich viele das Ende der Periode des Arbeitslosengeldbezuges erreicht haben und nun Arbeitslosenhilfe erhalten.

4.1 Datengrundlage und stilisierte Fakten der Reservationslohne Abbildung 12: Verteilung der abgeschlossenen Arbeitslosigkeitsdauer^ in der Untersuchungsstichprobe Prozent

^Arbeitslosigkeitsdauer bis zum Ubergang in eine Vollzeiterwerbstatigkeit; eine Arbeitslosigkeitsdauer von iiber 48 Monaten (3 Beobachtungen) nicht dargestellt. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen. derbeschaftigungen aus der Arbeitslosigkeit fallen in diese Gruppe.^^ Dieser Befund zeigt die starken Stigmatisierungs- und Sortierprozesse auf dem Arbeitsmarkt: Wer erst einmal langzeitarbeitslos geworden ist, hat nur noch geringe Chancen, die Arbeitslosigkeit mit einer Wiederbeschaftigung zu beenden. Einer intensiven Suche gleich zu Beginn der Arbeitslosigkeit kommt somit hohe arbeitsmarktpolitische Bedeutung zu. Interessant ist auch die leicht erhohte Ubergangsrate in Arbeit nach einer Arbeitslosigkeitsdauer von 12 Monaten. Dieser Effekt, dass mit Auslaufen des Arbeitslosengeldes ftir Arbeitslose im friihen und mittleren Erwerbsalter die Erfolgswahrscheinlichkeit punktuell ansteigt, ist ebenfalls aus Untersuchungen zur Arbeitslosigkeitsdauer bekannt^^ und deutet auf beobachtbare Effekte der Suchintensitat als Reaktion auf Veranderungen in den Transferzahlungen hin. 70

71

Brixy und Christensen (2002: 5) finden auf Basis der Arbeitslosenbefragung 2000, durch Infas im Auftrag des lAB (Numberg) erhoben, sogar nur einen Anteil von etwa 3,5 Prozent der Langzeitarbeitslosen an alien erfolgreichen Arbeitssuchenden. Vgl. z.B. Schimmelpfennig (2000: 176-177).

39

40

4.2

Kapitel 4

Die Eigenschaften und Determinanten des Reservationslohnes

Das Verhaltnis des Reservationslohnes zum Lohn vor Arbeitslosigkeit

Um einige Aspekte der erfragten Reservationslohne im Vorfeld der Schatzungen etwas detaillierter zu diskutieren, wird im Folgenden das ReservationslohnLohn-Verhaltnis (RWR)^^ fur verschiedene Unterstichproben der Untersuchungsgesamtheit berechnet. Das Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis ist das mittlere Verhaltnis von Reservationslohn zum letzten Lohn vor Arbeitslosigkeit und spiegelt somit die Lohnabschlagsbereitschaft der Arbeitslosen im Vergleich zu ihrem Lohn vor Arbeitslosigkeit wider. In Tabelle 2 ist das Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis fiir verschiedene Arbeitslosigkeitsdauem fiir den Gesamtdatensatz sowie den Regressionsdatensatz dargestellt. Zum einen ist unschwer ersichtlich, dass die Eliminierung von Beobachtungen mit fehlenden Werten fiir einzelne Auspragungen der exogenen Variablen den Datensatz fiir das Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis nicht verzerrt (Annahme der „random missing values"); das mittlere Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis ist in beiden Stichproben nahezu identisch und auch der Anteil der in der Schatzstichprobe erfassten Beobachtungen aus der Grundgesamtheit schwankt kaum mit der Arbeitslosigkeitsdauer. Somit kann die Generierung des Reservationslohndatensatzes, wie im vorangegangen Abschnitt beschrieben, als verzerrungsfrei und somit valide angesehen werden. Tabelle 2: Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (RWR) fur verschiedene Arbeitslosigkeitsdauem in der Gesamtstichprobe und in der Schatzstichprobe Arbeitslosigkeitsdauer Alle Bis 6 Monate 7-12 Monate 13-18 Monate 19-24 Monate 25-36 Monate Uber 36 Monate

RWR in der Gesamtstichprobe Mittelwert Median 1,10 1,12 1,10 1,08 1,07 1,09 1,12

1,03 1,05 1,01 0,99 1,01 1,04 1,07

RWR in der Schatzstichprobe

Anzahl Mittelwert 595 245 138 68 50 52 42

1,10 1,10 1,12 1,07 1,04 1,12 1,14

Median 1,03 1,03 1,01 0,98 1,00 1,06 1,07

Anzahl 463 178 108 57 45 42 33

Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

^^ RWR steht fur die „reservation wage ratio". Vgl. fur eine Diskussion der RWR in der empirischen Literatur auch Christensen (2001a: 17-21).

4.2 Das Verhdltnis des Reservationslohnes zum Lohn vor Arbeitslosigkeit Zum anderen fallt bei der Bewertung der Hohe des Reservationslohn-LohnVerhaltnisses zweierlei auf: Der Reservationslohn ist, wie auch schon im vorherigen Abschnitt festgestellt, im Mittel deutlich groBer als der letzte Lohnsatz. AuBerdem sinkt er gegentiber dem letzten Lohnsatz nicht mit der Dauer der Arbeitslosigkeit ab, d.h., es gibt erste Hinweise auf eine Stationaritat des Reservationslohnes in Deutschland. Aufgrund der massiv sinkenden Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeiten mit der Dauer der Arbeitslosigkeit (Abbildung 12) kann dieses Ergebnis als Hinweis darauf gewertet werden, dass speziell Langzeitarbeitslose ihre Lohnforderungen zu hoch ansetzenJ^ Dieses Verhalten kann zu zweierlei Effekten fUhren, die die Dauer der Arbeitslosigkeit verlangem: (i) Arbeitslose werden sich auf offene Stellen bewerben, bei denen sie wegen der langen Arbeitslosigkeitsdauer und der dadurch verursachten Humankapitalverluste kaum mehr eine Chance haben. (ii) Sollte den Arbeitslosen tatsachlich ein Arbeitsangebot gemacht werden, so werden die Arbeitslosen dieses zumindest zum Teil wegen zu geringer Bezahlung ablehnen.^^ Als Vergleichsuntersuchung zur groben Uberpriifung der Validitat der erfragten Reservationslohnangaben im GSOEP kann die deskriptive Auswertung der so genannten Arbeitslosenbefragung von lAB/Infas aus dem Jahre 2000^^ von Brixy und Christensen (2002) herangezogen werden. In dieser reprasentativen Befragung Arbeitsloser in ganz Deutschland wurde auch nach der Lohnkonzessionsbereitschaft gefragt, allerdings nicht in absoluten Reservationslohnen im Vergleich zum letzten Lohn, sondem ausschlieBlich in Kategorien zur Bereitschaft zur Annahme offener Stellen mit niedrigerem Lohn. Dabei gaben 56 Prozent der Befragten an, dass sie bereit waren, zu einem niedrigeren als dem letzten Einkommen zu arbeiten, 44 Prozent vemeinten diese Frage. Die entsprechenden Zahlen fUr die in dieser Studie vorliegenden Daten betragen 47 Prozent fUr die Bereitschaft zu Lohnabschlagen gegentiber 53 Prozent der Arbeitslosen, die ein niedrigeres Einkommen ablehnen. Vor dem Hintergrund der erheblich hoheren Arbeitslosigkeit in 2000 gegeniiber dem Gesamtuntersuchungszeitraum im GSOEP (2000) konnen die Ergebnisse aus der Arbeitslosenbefragung demnach durchaus als Bestatigung der Validitat der erfragten Reservationslohne in der vorliegenden Interessanterweise erkennen die Arbeitslosen dabei trotzdem ganz offensichtlich, dass ihre Wiedereingliederungschancen nur gering sind. So geben 66,8 Prozent aller Langzeitarbeitslosen an, dass sie beruflich nicht mehr auf dem neuesten Stand sind, und 70,4 Prozent erklaren, dass sie nur geringe Chancen sehen, in den nachsten sechs Monaten wieder in Beschaftigung zu kommen. Vgl. Brixy und Christensen (2002: 5). Von alien in der Arbeitslosenbefragung 2000 (lAB/Infas) erfassten Arbeitslosen gaben 38,2 Prozent der Befragten, die in einem Vorstellungsgesprach eine Stelle angeboten bekamen, an, dass sie dieses aufgrund der zu geringen Bezahlung abgelehnt haben. (Eigene Berechnungen auf Basis der Arbeitslosenbefragung 2000 (lABylnfas). Die Berechnungen konnen beim Autor angefordert werden.) ^^ Vgl. fur Einzelheiten des zugrunde liegenden Datensatzes Brixy et al. (2002).

41

42

Kapitel 4

Die Eigenschaften und Determinanten des Reservationslohnes

Untersuchung gewertet werden. Dariiber hinaus weisen die Ergebnisse von Brixy und Christensen (2002: 5) allerdings im Gegensatz zu den Ergebnissen in Tabelle 2 auf eine geringe Abnahme der Reservationslohne mit der Zeit bin - von 51 Prozent Bereitschaft zu Lohnabschlagen bei einer Arbeitslosigkeitsdauer bis zu einem halben Jahr steigt diese fiir Langzeitarbeitslose auf 59 Prozent an. Der Aspekt der Stationaritat soil aus diesem Grunde in den folgenden Kapiteln tiefergehend analysiert werden. Die Bedeutung der Lohnabschlagsbereitschaft vor dem Problem des zum Teil fehlenden Lohnabstands zwischen Einkommen aus Erwerbsarbeit und Transfereinkommen bei Arbeitslosigkeit speziell fUr Geringqualifizierte wurde bereits in Abschnitt 2.2.2.5 diskutiert. Prasad (2001: 49) untersucht diesbezuglich auf Basis der GSOEP-Daten bis 1997, inwieweit erfragte Reservationslohne vom zu erzielenden Einkommen abhangen. Dazu prognostiziert er fur jeden Arbeitslosen mit Reservationslohnangabe einen potenziell zu erzielenden Lohnsatz und stellt anschlieBend die Differenz von Reservationslohn zu erzielbarem Lohn dem erzielbaren Lohn gegeniiber. Es zeigt sich, dass bei niedrigem erzielbarem Lohn der Abstand von Reservationslohn zu erzielbarem Lohn besonders groB ist. Tabelle 3 zeigt das Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis fiir verschiedene Einkommenshohen aus dem letzten Erwerbsverhaltnis fUr den in dieser Untersuchung vorliegenden Datensatz. Sehr hohe Reservationslohn-Lohn-Verhaltnisse (bis 155 Prozent) treten besonders ausgepragt bei sehr niedrigem Einkommen aus Erwerbstatigkeit vor Arbeitslosigkeit auf, wobei das Reservationslohn-LohnVerhaltnis stetig mit der Einkommenshohe vor Arbeitslosigkeit sinkt. Somit lasst sich das Problem des Lohnabstandsgebots auch in den vorliegenden Daten beobachten, und die Ergebnisse von Prasad (2001) werden bestatigt. Tabelle 3: Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (RWR) und letztes Einkommen aus Erwerbstatigkeit vor Arbeitslosigkeit (in der Gesamtstichprobe) Letztes Einkommen vor Arbeitslosigkeit^

RWR

Zahl der Beobachtungen

Alle Einkommen 800 DM bis 1 500 DM 1501 DM bis 2 000 DM 2 001 DM bis 2 500 DM 2 501 DM bis 3 000 DM 3 001 DM bis 3 500 DM 3 501 DM bis 4 000 DM Uber4 000DM

1,10 1,55 1,19 1,02 0,98 0,95 0,82 0,83

595 72 149 199 100 49 11 15

^Nettolohn in Preisen von 1995.

Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

4.2 Das Verhdltnis des Reservationslohnes zum Lohn vor Arbeitslosigkeit Tabelle 4: Reservationslohn-Lohn-Verhaltnisse (RWRs) in der Literatur Autor (Jahr) Land / Jahr des Datensatzes RWR Kasper(1967) USA, 1961 0,98 Feldstein/Poterba(1984) USA, 1976 1,07 Maani(1989) Neuseeland, 1986 0,79^ Jones (1989a) GroBbritannien, 1982 1,05 Jones (1989b) GroBbritannien, 1982 1,03 Jones (1989c) GroBbritannien, 1978-79 0,90 SchmidtAVinkelmann(1993) Deutschland, 1978 1,05 Hogan (1999) GroBbritannien, 1991-97 1,20^* Jones (2002) Kanada, 1995-96 0,94 Christensen (2001a) Deutschland, 1984-1998 1,20 Eigene Untersuchung Deutschland, 1984-2000 1,10^ ^Es liegen in dieser Untersuchung nur 65 Beobachtungen vor. — ^Eigene Nachberechnungen auf Basis des gleichen Datensatzes fur die Jahre 1991-99 haben ein ReservaUonslohn-Lohn-Verhaltnis von 0,89 ergeben. Die Diskrepanz in den Ergebnissen konnte auch nach Rucksprache mit dem Autor nicht aus dem Weg geraumt werden. — ^Die Unterschiede in den hier prasentierten Ergebnissen und denen von Christensen (2001a) basieren auf der Beschrankung in dieser Arbeit auf Arbeitslose, die Vollzeit gearbeitet haben und einen Vollzeit-Arbeitsplatz suchen. Diese Restriktionen wurden in Christensen (2001a) nicht vorgenommen. Quelle: Eigene Zusammenstellung. Um die Hohe des Reservationslohnes im Vergleich zu Ergebnissen aus anderen intemationalen Untersuchungen bewerten zu konnen, fmdet sich in Tabelle 4 ein Uberblick Uber empirisch ermittelte Reservationslohn-Lohn-Verhaltnisse in der Literatur.^^ Insgesamt lasst sich erkennen, dass die Reservationslohne in Deutschland vergleichsweise hoch angesetzt werden: Wahrend die Reservationslohn-Lohn-Verhaltnisse in den Vergleichsuntersuchungen zwischen 0,79 und 1,07 liegen, ubertrifft der Wert fUr Deutschland diese Relationen. Ein ahnlich hoher Wert wurde nur fUr GroBbritannien Anfang und Mitte der 90er Jahre gefunden (Hogan 1999), wobei die Validitat dieser Berechnungen zweifelhaft ist7^ Der Zusammenhang von Arbeitslosenquote und Hohe des ReservationslohnLohn-Verhaltnisses in einer Volkswirtschaft kanndabei aus theoretischer Sicht ^^ Vgl. Abschnitt 4.3.1 fur einen ausfUhrlichen Literaturuberblick. ^^ Eigene Nachberechnungen auf Basis des gleichen Datensatzes fiir die Jahre 1991-99 haben ein Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis von 0,89 ergeben. Die Diskrepanz in den Ergebnissen konnte auch nach Rucksprache mit dem Autor nicht aus dem Weg geraumt werden.

43

44

Kapitel 4

Die Eigenschaften and Determinanten des Reservationslohnes

Abbildung 13: Arbeitslosenquote und Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis aus gesamtwirtschaftlicher Sicht Arbeitslosenquote

Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (RWR) als bivariat beschrieben werden (Abbildung 13): Zum einen sollten die Reservationslohne bei hoher Arbeitslosigkeit relativ niedrig sein, weil die Wahrscheinlichkeit, ein Jobangebot zu erhalten, und die Hohe der offerierten Lohne gering sind (linker Pfeil in Abbildung 13). Zum anderen weist ein hohes Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis auf eine hohe, quasi freiwillige Arbeitslosigkeit hin, die durch das Suchverhalten der Arbeitslosen verursacht wird (rechter Pfeil in Abbildung 13). Der Gesamteffekt ist aus theoretischer Sicht unklar, so dass ein klarer Wirkungszusammenhang nicht gegeben ist. In Abbildung 14 sind die empirischen Reservationslohn-Lohn-Verhaltnisse aus Tabelle 4 gegen die mittleren standardisierten Arbeitslosenquoten der OECD abgetragen. Die StichprobengroBe ist mit neun Beobachtungen natiirlich in keiner Weise reprasentativ und auch weitere lander- und zeitraumspezifische Kontrollvariable sind in der Abbildung nicht beriicksichtigt. Dennoch ist in der Abbildung ein positiver, allerdings nichtsignifikanter Zusammenhang zu beobachten^^ d.h., der in Abbildung 13 dargestellte rechte Pfeil scheint den Zusammenhang von Reservationslohnen und Arbeitslosigkeit zu dominieren. Somit kann zusammenfassend geschlossen werden, dass hohe relative Reservationslohne auf eine erhohte Sucharbeitslosigkeit aufgrund hoher Lohnforderungen hindeuten, wobei letztere vermutlich durch geringe fmanzielle Zwange, schnell eine neue Beschaftigung aufzunehmen, verursacht werden.

78 Der r-Wert betragt 1,60.

4.2 Das Verhdltnis des Reservationslohnes zum Lohn vor Arbeitslosigkeit Abbildung 14: Reservationslohn-Lohn-Verhaltnisse^ und Arbeitslosenquoten^ Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis 1,2 1,1 1,0 0,9 y = 0,0219x +0,8323 R2 = 0,2687

0,8 ^ 0,7 0,6

2

4

6

8

10 12 Arbeitslosenquote^ (%)

^Reservationslohn-Lohn-Verhaltnisse nach Tabelle 4 ohne Hogan (1999) und Christensen (2001a). — ^'Mitdere standardisierte Arbeitslosenquote nach OECD (Ifd. Jgg.). Exkurs: Das Reservationslohn-Lohn-Verhdltnis in Ostdeutschland Im vorangegangenen Abschnitt wurde bereits darauf hingewiesen, dass die Datengrundlage fur umfangreiche Auswertungen der erfragten Reservationslohne im GSOEP (2000) fUr Ostdeutschland keinen ausreichenden Umfang aufweist. Generiert man die Reservationslohne und die Lohne vor Arbeitslosigkeit fUr Ostdeutschland seit 1993'^^ nach den gleichen Kriterien wie fur Westdeutschland, so umfasst der Datensatz lediglich 106 Beobachtungen.^^ Um wenigstens einen deskriptiven Vergleich der Reservationslohnhohe in Ost- und Westdeutschland vomehmen zu konnen, werden in Tabelle 5 die Reservationslohn-Lohn-Verhaltnisse fUr die Gesamtstichprobe und fUr unterschiedliche Niveaus des letzten Lohnsatzes in Ostdeutschland wiedergegeben. 79

Fur die Jahre von 1990 bis 1992 unterlagen die Lohne einem extremen Anpassungsprozess durch die Wiedervereinigung, so dass ein Vergleich des Reservationslohnes mit dem Lohn vor Arbeitslosigkeit nicht sinnvoll ist. Vgl. zur Ausdifferenzierung der Lohne in Ostdeutschland z.B. Christensen (2003c). 80 Dabei finden Kontrollvariable fur regressionsanalytische Auswertungen, die den Stichprobenumfang weiter reduzieren wurden, keine Berucksichtigung in der Stichprobe.

45

46

Kapitel 4 Die Eigenschaften und Determinanten des Reservationslohnes

Tabelle 5: Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (RWR) und letztes Einkommen aus Erwerbstatigkeit vor Arbeitslosigkeit fur Ostdeutschland 1993-2000 Letztes Einkommen vor Arbeitslosigkeit^

RWR

Alle Einkommen 800 DM bis 1 500 DM 1 501 DM bis 2 000 DM 2 001 DM bis 2 500 DM 2 501 DM bis 3 000 DM Uber 3 000 DM

1,14 1,36 1,13 1,02 0,91 0,82

Zahl der Beobachtungen 106 30 45 16 8 7

^Nettolohn in Preisen von 1995. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen. Als erstes fallt im Vergleich zu den Daten fiir Westdeutschland (Tabelle 3) auf, dass das Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis fiir die Gesamtstichprobe im Osten mit 1,14 etwas hoher liegt als im Westen mit 1,10. Dieses Ergebnis erstaunt auf den ersten Blick, da die Arbeitslosenquote in den neuen Bundeslandem im Betrachtungszeitraum erheblich hoher lag als in den alten Bundeslandem. Brixy und Christensen (2002: 3) fmden auf Basis der Arbeitslosenbefragung 2000 (lAB/Infas)^^ ebenfalls eine geringere Lohnkonzessionsbereitschaft im Osten als im Westen Deutschlands.^^ Sie erklaren dies mit dem niedrigeren Lohnniveau vor Arbeitslosigkeit im Osten gegeniiber dem Westen, was auch in dem in dieser Arbeit verwendeten Datensatz vorliegt: In Ostdeutschland hatten 71 Prozent der Arbeitslosen ein letztes Nettoeinkommen bis 2 000 DM (Tabelle 5) gegeniiber lediglich 37 Prozent in Westdeutschland (Tabelle 3). Die Zunahme des Reservationslohn-Lohn-Verhaltnisses mit geringerem letzten Einkommen, wie sie im vorherigen Abschnitt fiir Westdeutschland beschrieben wurde, lasst sich auch fiir Ostdeutschland beobachten (Tabelle 5), wobei fiir korrespondierende Klassen der letzten Einkommen das Reservationslohn-LohnVerhaltnis im Osten niedriger liegt als im Westen. Dieses Phanomen kann als Reaktion auf die deutlich schlechtere Arbeitsmarktlage in den neuen gegeniiber den alten Bundeslandem interpretiert werden. Lediglich durch die unterschiedliche Besetzung der Einkommensklassen ergibt sich somit im Osten insgesamt ^^ Vgl. Brixy et al. (2002) fur einen Uberblick uber die Arbeitslosenbefragung 2000 (lAB/Infas). ^^ In Ostdeutschland geben 30 Prozent der befragten Arbeitslosen an, dass sie auf keinen Fall ein geringeres Einkommen als ihr letztes Einkommen vor Arbeitslosigkeit in Kauf nehmen wurden. Im Westen schlieBen dies nur 22 Prozent der Befragten aus. Vgl. Brixy und Christensen (2002: 3) fur Details.

4.3 Schdtzungen zur Erkldmng des Reservationslohnes

47

eine hohere Relation aus Reservationslohnen und Lohnen vor Arbeitslosigkeit, die sich durch das verletzte Lohnabstandsgebot vor allem im Osten erklaren lasst.

4,3

Schatzungen zur Erklarung des Reservationslohnes

Im Folgenden werden Schatzungen der Reservationslohngleichung durchgefuhrt, wobei das Kapitel mit einem (jberblick iiber die empirische Literatur in Abschnitt 4.3.1 eroffnet wird. In Abschnitt 4.3.2 werden die Gesamtstichprobe als auch nach Geschlecht und nach Arbeitslosigkeitsdauer differenzierte Stichproben mittels einfacher Kleinst-Quadrat-Methode geschatzt. Abschnitt 4.3.3 beriicksichtigt mogliche Verzerrungen in den Schatzungen aufgrund von Endogenitat und Selektionsverzerrung.

4.3.1

Schatzungen zu den Determinanten der Reservationslohne in der Literatur

Die Zahl der Studien, die empirische Reservationslohne verwenden, ist gering, was vor allem daran liegt, dass diesbezugliche Daten kaum vorliegen.^^ Speziell fur Deutschland existieren fur die Zeit vor der Verfugbarkeit der Daten des Sozio-oekonomischen Panels nur zwei Untersuchungen.^^ Insgesamt lassen sich die Studien grob in zwei Kategorien einteilen: Zum einen liegen Arbeiten vor, die entweder auf deskriptiver Ebene die Hohe der Reservationslohne und ihre Entwicklung iiber die Arbeitslosigkeitsdauer analysieren^^ oder aber die Determinanten des Reservationslohns auf Basis von Regressionsanalysen untersuchen. Zum anderen haben die Untersuchungen den Einfluss des Reservationslohnes auf die Arbeitslosigkeitsdauer als Hauptinhalt (vgl. Ab^^ Untersuchungen, die die Reservationslohne nur indirekt, d.h., uber den (akzeptierten) Lohn analysieren - so genannte stochastische Frontier-Ansatze, in denen durch einseitig beschrankte Fehlertermkomponenten Selektivitat im Schatzmodell beriicksichtigt wird (vgl. z.B. Greene 2000: 394-397) - , sollen an dieser Stelle nicht mit aufgenommen werden. Bin ahnlicher Analyseansatz wird allerdings in Kapitel 0 angewandt, indem Prognosen akzeptierter Lohne nach Arbeitslosigkeit auf Basis selektionskorrigierender Heckman-Schatzungen als ReferenzgroBen fur Reservationslohne verwendet werden. Vgl. fur Reservationslohnuntersuchungen mittels des stochastischen Frontier-Ansatzes z.B. Groot (1990), Hofler und Murphy (1994), Warner et al. (1980) und fur Deutschland Comwell und Schneider (2000). ^^ Vgl. Franz (1982) und Schmidt und Winkelmann (1993), wobei letztere vorrangig die Validitat der erfragten Reservationslohne untersuchen. ^^ Vgl. dazu auch die Ubersicht in Tabelle 4 im vorangegangenen Abschnitt.

48

Kapitel 4

Die Eigenschqften und Determinanten des Reservationslohnes

schnitt 6.1). Tabelle 6 zeigt eine Zusammenstellung der empirischen Studien zur deskriptiven Beschreibung bzw. Erklarung der Reservationslohne.^^ Bei den empirischen Studien aus den spaten sechziger und den siebziger Jahren stand vor allem die Frage im Vordergrund, wie hoch der Reservationslohn von den Arbeitslosen angesetzt wird und ob er sich uber die Arbeitslosigkeitsdauer verandert (Stationaritat). Dabei wurden wie in Abschnitt 4.2 einfache deskriptive MaBe verwendet (reservation wage ratio) oder die Determinanten des Reservationslohns wurden mittels Kleinst-Quadrat-Schatzungen ermittelt. Die friihen Untersuchungen dazu (Kasper 1967; Barnes 1975; Sant 1977) basieren alle auf US-Daten aus den 60er und 70er Jahren und fmden zumeist ein Absinken des Reservationslohnes mit der Arbeitslosigkeitsdauer. Dieses Ergebnis wurde in spateren Untersuchungen auch fur chilenische und australische Daten (Maani und Studenmund 1986; Miller und Volker 1987) gefunden, wohingegen mit europaischen und neuseelandischen Daten stationare Reservationslohne Uber die Arbeitslosigkeitsdauer ermittelt wurden (Franz 1982; Ridder und Gorter 1986; Jones 1989a; Maani 1989, 1991). Allen Untersuchungen ist gemeinsam, dass die Verletzung der Stationaritat der Reservationslohne auf die zeitliche Begrenzung oder Degression der Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit zuruckgefuhrt wird. Bezuglich des Einflusses der Transferzahlungen auf die absolute Reservationslohnhohe wurde vor allem in Untersuchungen des nordamerikanischen Arbeitsmarktes ein positiver Einfluss nachgewiesen (Sandell 1980a; Feldstein und Poterba 1984; Cremieux et al. 1995). Fiir Europa ist dieser Zusammenhang nur fiir die Niederlande nachgewiesen worden (Ridder und Gorter 1986; Van den Berg 1990a, 1990b; Gorter und Gorter 1993), wahrend die Untersuchungen fiir GroBbritannien keine klaren Ergebnisse lieferten (Lancaster und Chesher 1983; Jones 1989a, Hogan 1999). Seitens der analytischen Herangehensweise wurden die Studien zunehmend mittels der Verbindung der suchtheoretischen Grundlagen (nichtstationare Suchmodelle) und der okonometrischen Methodik unterlegt. In Bezug auf die Erklarungsfaktoren des Reservationslohnes erschienen die Arbeitslosigkeitsdauer und der letzte Lohnsatz vor Arbeitslosigkeit, die beide die Hohe des Reservationslohnes beeinflussen konnen, als potenziell endogen durch weitere erklarende Variable pradeterminiert. Aus diesem Grunde wurden Schatzungen mit Instrumentvariablen (z.B. Crosslin und Stevens 1977; Sandell 1980a; Jones 1989a) oder Maximum-Likelihood-Schatzungen fiir Gleichungssysteme (Kiefer und Neumann 1979a) vorgenommen. AuBerdem riickte eine mogliche Selektionsverzerrung ^^ Die in diesem Abschnitt dargestellte Zusammenstellung der Literatur ist beschrankt auf Untersuchungen, die Reservationslohnaspekte zum Hauptinhalt haben. AuBerdem wurden Analysen aus Transformationslandem ausgeschlossen; vgl. dazu z.B. fur Polen Winiecki (1997) und fur Sudafrika Kingdon und Knight (2001). Die Zusammenstellung erhebt keinen Anspruch auf Vollstandigkeit.

4.3 Schdtzungen zur Erkldrung des Reservationslohnes Tabelle 6: Empirische Untersuchungen zu den Determinanten der Reservationslohne Autor (Jahr)^

Land / Jahr des Datensatzes / StichprobengroBe

Untersuchungsmethode''

Zentrale Untersuchungsergebnisse''

Kasper(1967)

USA, 1961, 3 000 Beobachtungen

OLS zur Erklarung der re- RW sinkt nach anfanglicher lativen LW-RW-Differenz Konstanz mit der UD

Barnes (1975)

USA, 1962, 2 475 altere Arbeitslose

OLS zur Erklarung der RWR

RWR sinkt mit UD

Crosslin/ Stevens(1977)

USA, 1971-73, 304386 Beobachtungen

OLS und IV (Arbeitslosigkeitsdauer) zur Erklarung des RW

RW sinkt mit UD

Sam (1977)

USA, 1966, ?

OLS zur Erklarung des RW

RW steigt/sinkt mit UD

Kiefer/ Neumann (1979a)

USA, 1969-73, ?

MLE zur Erklarung des RWundderUD

RW sinkt mit UD; Einfluss des letzten Lohnsatzes, personlicher Charakteristika undderUBaufdenRW

Sandell (1980a) USA, 1968-72, 80 arbeitslose Frauen

OLS, IV (letzter Lohnsatz), zweistufige Heckman-Schatzung zur Erklarung des RW

RW sinkt erheblich mit UD; UB und letzter Lohnsatz erhohen den Reservationslohn

Franz(1982)

Deutschland, 1976, 952 Beobachtungen

Zweistufige HeckmanSchatzung zur Erklarung desRW

Individuelle PersOnlichkeitsmerkmale und offerierter Lohn beeinflussen den RW; kaum Einfluss von UB auf RW

Lancaster/ Chesher(1983)

GroBbritannien, 1974, 642 bzw. 653 arbeitslose Manner

Elastizitatsschatzungen

UB erhohen den RW

Lynch(1983)

GroBbritannien, 1980, 52 arbeitslose Jugendliche

Elastizitatsschatzungen

UB erhohen den RW

Feldstein/ Poterba(1984)

USA, 1976, 642-2 228 Beobachtungen

Deskriptive Untersuchung der RWR, OLS zur Erklarung des RW

RWR fallt mit UD; positiver Einfluss der UB auf den RW

Brooks/ Volker (1985)*

Australien, 1984, langzeitarbeitslose Jugendliche

Zweistufige HeckmanSchatzung zur Erklarung desRW

Kaum Einfluss der UD auf den RW, individuelle Personlichkeitsmerkmale beeinflussen den RW

Holzer (1986a)

USA, 1979-80, 477 farbige jugendliche Arbeitslose

OLS zur Erklarung des RW

RW steigt mit Nichtarbeitsentgelt

49

50

Kapitel 4

Die Eigenschaften und Determinanten des

Reservationslohnes

Fortsetzung Tabelle 6 Autor (Jahr)a

Land / Jahr des Datensatzes / Stichprobengr56e

Maani/ Studenmund (1986)

Chile, 1981-82. 1 035 arbeitslose Manner

Ridder/ Gorter (1986)^

Niederlande, 1983, OLS zur Erklarung 205 arbeitslose Manner des RW, Elastizitatsschatzung

UB erhOhen den RW, RW iiber UD konstant

Miller/ Volker (1987)

Australien, 1985, 464 arbeitslose Jugendliche

OLS zur Erklarung des RW

Anfangs starkes Absinken des RW mit UD, dann konstanter RW

Jones(1989c)*

GroBbritannien, 1978-79, 513 Beobachtungen

Deskriptive Untersuchung zum Zusammenhang von AW, LW und RWR

Keine signifikanten Zusammenhange

Jones(1989a)

GroBbritannien, 1982, 572 Beobachtungen

Deskriptive Untersuchung der RWR, OLS und IV (letzter Lohnsatz) zur Erklarung des RW

RWR sinkt kaum mit UD; individuelle Personlichkeitsmerkmale und letzter Lohnsatz beeinflussen den RW; kein einheitliches Ergebnis fur den Einfluss der UB

Maani (1989)*

Neuseeland, 1986, 257 Beobachtungen

OLS und simultanes Gleichungssystem von RW und UD

Positiver Einfluss der UB und des LW auf den RW, UD ohne Einfluss auf RW

Van den Berg (1990a, b)*

Niederlande, 1983, 223 MLE-Elastizitaten arbeitslose Manner

UB erhShen den RW (nichtstationar)

Maani (1991)

Neuseeland, 1986, 65-102 Beobachtungen

OLS zur Erklarung des RW

Positiver Einfluss der UB auf den RW,UD ohne Einfluss auf RW

Gorter/ Gorter (1993)*

Niederlande, 1985-87, 283 Beobachtungen

OLS zur Erklarung des RW

UB erhehen den RW

Cr^mieux et al. (1995)*

Kanada, 1993,3 817 Beobachtungen

OLS und IV (Arbeitslosigkeitsdauer) zur Erklarung des RW

UB erhohen den RW; RW sinkt kaum mit UD

Hogan(1999)

GroBbritannien, 1991-97, 572 Beobachtungen

OLS und PanelSchatzung zur Erklarung desRW

Letzter Lohnsatz und erwartetes Einkommen beeinflussen RW, lokale Arbeitslosigkeit und UB haben kaum Einfluss

Untersuchungsmethode''

OLS und IV (erwarteter Lohn) zur Erklarung des RW

Zentrale Untersuchungsergebnisse^ RW sinkt mit UD und wird durch persOnliche Charakteristika, Suchkosten und den erwarteten Lohn beeinflusst

4.3 Schdtzungen zur Erkldrung des Reservationslohnes

51

Fortsetzung Tabelle 6 Autor (Jahr)^

Land / Jahr des Datensatzes / StichprobengroBe

Untersuchungsmethode^

Zentrale Untersuchungsergebnisse*'

Smith et al. (2000)

GroBbritannien, 199596, 4 673-4 959 Beobachtungen

Deskriptiver RW-Vergleich fur vor/nach Reform der Arbeitslosenversicherung in 1996

Bei kurzer UD ist RW durch verstarktes Fordern und Fordem der Arbeitslosen gesunken

Bloemen/ Scancanelli (2001)*

Niederlande, 1988-89, 1 026 Beobachtungen

OLS und IV (Wohlstand) zur Erklarung des RW; Simultanes Gleichungssystem fUr den RW, Wohlstand und Ubergang in Arbeit

Wohlstand hat positiven EinflussaufRW

Prasad (2001)*

Deutschland, 1984-97, OLS zur Erklarung desRW 547-2 371 Beobachtungen

Alexopoulos/ USA, 1984, Gladden (2002)* 830 Arbeitslose und 3 687 Nichtarbeitssuchende

OLS zur Erklarung des RW; Simultanes Gleichungssystem fUr den RW, Wohlstand und Ubergang in Arbeit

Schwarze/ Raderschall (2002)

Zweistufige HeckmanSchatzung zur Erklarung desRW

Individuelle PersOnlichkeitsmerkmale und UB beeinflussen den RW Wohlstand und UB haben Einfluss auf den RW

FUr Frauen: Sozialhilfebezug senkt den RW, UB erh5hen den RW; fur Manner: kein Einfluss der Sozialhilfe auf den RW, UB erhohen denRW ^Mit einem * gekennzeichnete Untersuchungen analysieren auch den Einfluss des Reservationsiohnes auf die Arbeitslosigkeit, vgl. Abschnitt 6.1. — ^AW: akzeptierter Lohn, IV: InstrumentVariabien-Schatzung (instrumentierte Variable), LW: letzter Lohnsatz, MLE: Maximum-LikelihoodSchatzung, OLS: Kleinst-Quadrat-Schatzung, RW: Reservationslohn, RWR: Relation von Reservationslohn zu Lohn vor Arbeitslosigkeit, UB: Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit, UD: Arbeitslosigkeitsdauer. — ^Zitiert nach Devine und Kiefer (1991: 69-71, 75), da Originalmanuskript nicht mehr erhaltlich. Deutschland, 1997, 687 Sozialhilfeempfanger

Quelle: Eigene Zusammenstellung. aufgrund der Beschrankung der Stichproben auf aktuell Arbeitslose ins Blickfeld des Interesses, und die zweistufige Heckman-Schatzung wurde zur Korrektur dieses Bias verwendet (Sandell 1980a; Franz 1982; Brooks und Volker 1985). Die wenigen deutschen Untersuchungen zeigen insgesamt ein uneinheitliches Bild: Wahrend alle Untersuchungen vor allem einen Einfluss der Personlichkeitsmerkmale auf den Reservationslohn identifizieren, findet Franz (1982) in einer selektionskorrigierten Regressionsschatzung auf Basis von Daten aus den 70er Jahren keine Erhohung des Reservationslohnes mit den Transferzahlungen aus der Arbeitslosenversicherung, wohingegen Prasad (2001) letzteren Effekt in

52

Kapitel 4

Die Eigenschaften und Determinanten des Reservationslohnes

einer Kleinst-Quadrat-Schatzung auf Basis von Daten aus den 80er und 90er Jahren nachweist. Die Untersuchung von Schwarze und Raderschall (2002) ist auf arbeitssuchende Sozialhilfeempfanger im Jahre 1997 beschrankt und weist in einer zweistufigen Heckman-Schatzung zur Selektionskorrektur einen positiven Einfluss der Transferzahlungen auf die Reservationslohne nach, wobei dieses Ergebnis nur gilt, sofem die Transferzahlungen aus der Arbeitslosenversicherung und nicht aus der Sozialhilfe stammen.

4.3.2

Eigene Kleinst-Quadrat-Schatzungen zu den Determinanten der Reservationslohne

4.3.2.1 Potenzielle Einflussfaktoren auf den Reservationslohn In Kapitel 3 wurden Einflussfaktoren auf den Reservationslohn in einem suchtheoretischen Modell herausgearbeitet. In erster Linie beeinflussen nach dem Modell die Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit und die Verteilung der Lohnofferten - inklusive der Wahrscheinlichkeit, uberhaupt ein Angebot zu erhalten den Reservationslohn. Die Transferzahlungen werden in den in dieser Untersuchung verwendeten Daten mittels dreier Dummy-Variablen integriert: Bezug von Arbeitslosengeld, Bezug von Arbeitslosenhilfe und keine Transferzahlungen aus der Arbeitslosenversicherung. Die Hohe der jeweiligen Transferzahlungen wird nicht in die Analyse aufgenommen, da in diesem Fall die Anzahl der Beobachtungen im GSOEP deutlich reduziert werden wurde.^^ Angaben zur Verteilung der Lohnofferten sind im Datensatz des GSOEP nicht enthalten. AUerdings konnen mittels Proxy-Variablen die Wahrscheinlichkeit, ein Lohnangebot zu erhalten, und die Hohe dieses Lohnangebots indirekt in das Modell integriert werden. Dazu dienen in der vorliegenden Untersuchung folgende Variablen:^^ Variable, die nur die Lohnhohe beeinflussen: • Der letzte Lohn vor Arbeitslosigkeit spiegelt die Produktivitat eines Arbeitslosen vor Eintritt in Arbeitslosigkeit wider und lasst einen starken Einfluss auf den Reservationslohn erwarten.^^ °^ AuBerdem sind die Transferzahlungen indirekt in der Variable „Haushaltseinkommen" enthalten; vgl. zur Definition der Variablen „Haushaltseinkonimen" die Beschreibung weiter unten. ^^ Vgl. dazu auch die Ubersicht in Tabelle Al in Abschnitt 8.4 im Anhang. ^^ Prasad (2001) findet fiir deutsche Reservationslohn-Daten aus dem GSOEP in einer einfachen Kleinst-Quadrat-Schatzung, dass der letzte Lohnsatz der starkste Einflussfaktor auf den Reservationslohn ist. Fiir Lohne nach Arbeitslosigkeit, die den Reser-

4,3 Schdtzungen zur Erkldrung des Reservationslohnes

53

• Analoges gilt fiir die personliche Qualifikation des Arbeitslosen. In der Analyse wird dieser Aspekt uber vier Qualifikationsdummys, die sowohl die Schulals auch die Berufsausbildung widerspiegeln, integriert. Makrookonomische und individuelle Merkmale, die die Wahrscheinlichkeit, ein Lohnangebot zu erhalten, beeinflussen: • Als makrookonomische Einflussfaktoren dienen die konjunkturelle Lage, die regionale und die qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote und ein Index fUr den Einfluss des Strukturwandels im spezifischen Sektor. • Als individuelle Merkmale werden drei Dummys aufgenommen, die eine Selbsteinschatzung des Arbeitslosen zur Reintegration in den Arbeitsmarkt beinhalten. Dabei soil die Arbeitslosigkeitsdauer mogliche Stigmatisierungseffekte auffangen. Personlichkeitsmerkmale, die sowohl die Lohnhohe als auch die Wahrscheinlichkeit, ein Lohnangebot zu erhalten, beeinflussen konnen: • Aus zwei Griinden wird das Geschlecht des Arbeitslosen aufgenommen. Zum einen verdienen Manner bei vergleichbaren Merkmalen mehr als Frauen (vgl. z.B. Prey 1990), und zum anderen werden die Reservationslohne im GSOEP als Nettolohne gemessen, die dann uber einen Lohnsteuerklasseneffekt - Manner haben haufig Lohnsteuerklasse III und Frauen V - vom Geschlecht abhangig sind. Letzterer Effekt wird in der Analyse Uber zwei Interaktionsdummys zwischen Geschlecht und Verheirateten-Status beriicksichtigt. • Die Lohnhohe und damit auch der Reservationslohn wird im Sinne der Humankapitaltheorie (vgl. z.B. Becker 1993 und Mincer 1974) und der in Deutschland erheblich ausgepragten Senioritatsentlohnung (vgl. z.B. Franz 2003: 80) positiv vom Alter abhangen. Im Gegensatz dazu wird die Wahrscheinlichkeit, ein Arbeitsangebot zu erhalten, fiir Jugendliche und altere Arbeitslose niedriger ausfallen als fiir Arbeitslose mittleren Alters.^^ Aus diesem Grunde wird zusatzlich ein quadratischer Term des Alters in die Analyse aufgenommen. • Drei Dummys zum Sektor der letzten Beschaftigung, vier Dummys fiir die Dauer im letzten Beschaftigungsverhaltnis vor Arbeitslosigkeit und ein Dummy fiir Auslander sollen sowohl Diskriminierungs- als auch Produktivitatseffekte auffangen.

vationslohn indirekt widerspiegeln, findet Schmidt (1993) fur deutsche Daten aus dem Jahre 1978 Gleiches. ^^ Vgl. fiir altersspezifische Arbeitslosenquoten z.B. Bundesanstalt fur Arbeit, Strukturanalyse (Ifd. Jgg.).

54

Kapitel 4 Die Eigenschaften und Determinanten des Reservationslohnes

• Das Vorhandensein von Kindem im Haushalt kann das generelle Arbeitsangebotsverhalten des Arbeitslosen positiv wie auch negativ beeinflussen. Zum einen kann der Druck, ein Arbeitsangebot anzunehmen, durch ein Kind verstarkt werden, well eine Phase des geringeren Haushaltseinkommens bei Arbeitslosigkeit in diesem Fall ein groBeres ,JLeid" hervorruft. Allerdings nimmt der Lohnabstand zwischen Transfer- und am Arbeitsmarkt zu erzielendem Einkommen mit der HaushaltsgroBe ab (vgl. Tabelle 1 in Abschnitt 2.2.2.5). Zum anderen kann zwecks Kindererziehung ein Eltemteil zwar als arbeitslos registriert sein, in Wirklichkeit aber nicht dem Arbeitsmarkt zur Verfugung stehen. Letzterer Aspekt soil auch durch eine Dummy-Variable, die das Vorhandensein eines Partners widerspiegelt, aufgefangen werden. • Das Haushaltsnettoeinkommen in der Phase der Arbeitslosigkeit soil als Proxy-Variable fur die Suchkosten dienen. 4.3.2.2 Kleinst'Quadrat'SchdtzungenfUr die Gesamtstichprobe^^ Die Ergebnisse der Schatzung fur die Gesamtstichprobe werden in Tabelle 7 zusammengefasst.^2 Der Einflussfaktor mit dem hochsten Anteil an Erklarung im Modell ist der letzte Lohnsatz, der ein partielles BestimmtheitsmaB^-^ von 0,146 aufweist, was etwa einem Drittel der gesamten erklarten Streuung im Modell entspricht. Dieses Ergebnis erstaunt wenig, da der letzte Lohnsatz am ehesten die individuelle Produktivitat eines Arbeitslosen abbildet. AuBerdem wird sich der Arbeitslose zur eigenen Orientierung und aus Konsumgewohnheiten am letzten Lohnsatz orientieren. Bei den weiteren individuellen Merkmalen sind die beiden Alters-Variablen hoch signifikant, die auf einen maximalen Reservationslohn bei 41 Jahren hinweisen. Der Reservationslohn steigt also zu Anfang des Erwerbslebens stetig mit der Akkumulation von Humankapital und sinkt dann ab Mitte des Erwerbslebens wieder ab, so dass der Reservationslohn eines 57-jahrigen Arbeitslosen z.B. gut 7 Prozent niedriger als der eines 41-jahrigen ist. Dieses Ergebnis deutet auf eine ^^ Die Schatzungen in diesem Kapitel wurden in LIMDEP 8.0 vorgenommen. Die entsprechenden Programme konnen beim Autor angefordert werden. ^^ Da in den folgenden Schatzungen lediglich der Einfluss auf den erfragten Reservationslohn geschatzt wird und die Gruppe der erfolgreichen Jobsucher nicht in die Untersuchung einbezogen werden, werden in Abweichung von den Angaben in Abschnitt 4.1 zusatzlich das Haushaltseinkommen und eine Selbsteinschatzung zur Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit verwendet, die nur fur Reservationslohnbeobachtungen zur Verfugung stehen. Das Sample verkleinert sich dadurch von 463 Reservationslohnbeobachtungen um 7 Beobachtungen auf einen Umfang von 456 Beobachtungen in der Schatzung in Tabelle 7. ^^ Vgl. fiir die in dieser Untersuchung verwendete Variante des partiellen BestinmitheitsmaBes Behr (1999: 186).

4.3 Schdtzungen zur Erkldrung des Reservationslohnes

55

Tabelle 7: Schatzungen der Reservationslohngleichung^ mithilfe von OLS^ (Gesamtstichprobe) Variable

Koeffizient (Standardabweichung)

Konstante Mann Alter AlteAlO"^ Partner Kinder Verheirateter Mann Verheiratete Frau Geringe Qualifikation Mittlere Qualifikation Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis I Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Primarer Sektor Sekundarer Sektor Tertiarer Sektor Gute Chancen Schlechte Chancen Keine Chancen Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Haushaltseinkommen^ Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit^ Arbeitslosigkeitsdauer p2 1 p2 ^^ ' *^ adjungiert

N

(0,518) (0,035) (0,008) (0,010) (0,039) (0,027) (0,041) (0,057) (0,100) (0,081) (0,093)

4,831*** 0,025 0,024*** -0,029*** -0,059 0,038 0,149*** 0,003 -0,265*** -0,276*** -0,206** -0,024 0,067* 0,029 0,017

(0,023) (0,040) (0,030) (0,038) --

-0,003 -0,010

(0,075) (0,024) — (0,041) (0,025)

0,067 -0,038 ~ 0,001 0,001 -0,004 -0,006* -0,022 0,016

(0,002) (0,005) (0,004) (0,004) (0,031) (0,037)

~ 0,023 (0,021) (0,044) 0,377*** -0,001 (0,001) 0,460/0,426 456

^Logarithmierte Werte fiir Lohne und Einkommen. — ^Schatzung mit Heteroskedastiekonsistenz. — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fiir das Referenzniveau bei DummyVariablen. Quelle: GSOEP (2(X)0); eigene Berechnungen.

56

Kapitel 4 Die Eigenschaften und Determinanten des Reservationslohnes

Berucksichtigung der deutlich abnehmenden Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit im hohen Erwerbstatigenalter in Deutschland hin.^^ Das Geschlecht eines Arbeitslosen scheint nur insofem eine Rolle in Bezug auf den Reservationslohn zu spielen, als lediglich ein verheirateter Mann einen deutlich hoheren Reservationslohn als ein unverheirateter Mann aufweist, was fiir Frauen nicht zu beobachten ist. Dieser Effekt ist auf den Steuerklasseneffekt zuriickzufUhren, da in einer Ehe der Mann in der Regel die gUnstigere Steuerklasse III mit einem deutlich hoheren Nettolohn innehat. Kinder oder ein Partner wirken sich hingegen nicht auf den Reservationslohn aus. Bei den Qualifikationsdummys sind die Effekte auf den Reservationslohn signifikant, allerdings erweisen sich die Unterschiede zum Teil als erstaunlich gering; so hat z.B. ein Arbeitsloser mit hoher Qualifikation (Ausbildung mit mindestens Fachhochschulreife) nur einen etwa 6 Prozent hoheren Reservationslohn als ein Arbeitsloser mit geringer Qualifikation (kein Berufsabschluss, maximal Realschule). Dieses Ergebnis wird allerdings stark durch die hoch multikollinearen Variablen letzter Lohnsatz und qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote beeinflusst, wobei letztere signifikant negativ auf den Reservationslohn wirkt. Wird die qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote aus der Regression ausgeschlossen, so betragen die Koeffizienten der Dummys geringe/mittlere/hohe Qualifikation gegenuber der sehr hohen Qualifikation -0,365/-0,292/-0,214, was deutlich realistischere Werte sind.^^ Ob ein Arbeitsloser Auslander ist, hat offensichriich keinen Einfluss auf seinen Reservationslohn, genauso wenig wie die Dauer der letzten Beschaftigung.^^ Interessant sind hingegen die Variablen, die die Arbeitsmarktbedingungen erfassen. Bis auf die qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote sind diese alle insignifikant, d.h., weder die Selbsteinschatzung der Wiederbeschaftigungschancen noch die makrookonomischen Indikatoren beeinflussen den Reservationslohn.^^ Ganz offensichtlich orientieren sich die Arbeitslosen bei der Festiegung des Reservationslohnes vor allem an ihrem letzten Lohnsatz und weniger an den okonomischen Rahmenbedingungen. Darauf deutet auch der insignifikante Ko^^ Vgl. zum AusmaB und zur Entwicklung der Arbeitslosigkeit unter alteren Erwerbspersonen z.B. Koller et al. (2003). ^^ Bei Ausschluss der Qualifikationsdummys andert sich im Gegenzug der Koeffizient der Variable qualifikationsspezifische Arbeitslosigkeit kaum, allerdings wird er auf dem 1%-Niveau signifikant. ^^ Der signifikant positive Koeffizient des Dummys bei sehr kurzer Beschaftigung vor Arbeitslosigkeit gegenuber der sehr langen Beschaftigung ist vor allem auf Multikollinearitat mit dem Alterseffekt zuriickzufUhren. ^^ Die mogliche Multikollinearitat der Struktureffekt-Variable und der Sektor-Dummys erweist sich als nicht ursachlich fur die Insignifikanz, denn bei Ausschluss jeweils einer der Variablen bleibt die Insignifikanz der anderen bestehen.

4.3 Schdtzungen zur Erkldrung des Reservationslohnes

57

effizient der Arbeitslosigkeitsdauer hin, der die deskriptiven Ergebnisse aus Abschnitt 4.2 bestatigt. Weiterhin scheint die individuelle Einkommenssituation wahrend der Arbeitslosigkeit auch nur eine untergeordnete Rolle fur den Reservationslohn zu spielen: Weder das Haushaltseinkommen noch der Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe weisen signifikante Koeffizienten auf. Bezuglich des Transfereinkommens muss allerdings kritisch angemerkt werden, dass die Bezugsberechtigung in Deutschland gesetzlich geregelt ist und insofem Arbeitslose mit gleichen individuellen Merkmalen und gleicher Erwerbstatigenhistorie keine Unterschiede in den Transferbezugen aufweisen konnen. Insofem sind die Dummy-Variablen zum Transferbezug als hoch multikollinear mit den anderen erklarenden Variablen einzustufen.^^ Die Gesamtgute der Schatzung kann mit einem BestimmtheitsmaB von deutlich iiber 40 Prozent als hoch eingestuft werden. Gleichzeitig kann dieser Wert in Zusammenhang mit den vielen signifikanten exogenen Variablen als erstes Indiz fur eine hohe Validitat der erfragten Reservationslohne gewertet werden, denn die Reservationslohnhohe wird seitens der Arbeitslosen nach okonomisch plausiblen Kriterien festgelegt. 4.3.2.3 Separate Kleinst-Quadrat-Schatzungen fur Frauen und Manner Die Ergebnisse der gemeinsamen Reservationslohnschatzung fur Frauen und Manner weisen auf keine wesentlichen Unterschiede der Reservationslohne fur beide Geschlechter hin, allerdings kann nur in einer getrennten Schatzung fiir alle exogenen Variablen analysiert werden, ob das Geschlecht einen unterschiedlichen Einfluss auf den Reservationslohn hat. Die separaten Schatzungen des Reservationslohnes fiir Manner und fUr Frauen sind in Tabelle 8 dargestellt. Insgesamt weisen die beiden getrennten Schatzungen keine wesentlichen Unterschiede in den Ergebnissen auf. Erstaunlich ist allerdings der signifikant positive Effekt fiir verheiratete Frauen gegeniiber unverheirateten Frauen bei gleichzeitiger Signifikanz des negativen Koeffizienten fiir eine Partnerschaft. Eine plausible Erklarung kann fiir dieses Phanomen nicht gegeben werden, allerdings wird der Koeffizient des Verheirateten-Dummys bei Eliminierung des PartnerDummys wie erwartet negativ (allerdings insignifikant), so dass Multikollinearitat zumindest als Teilerklarung dienen kann. Die Unterschiede bei den Qualifikationsdummys und der qualifikationsspezifischen Arbeitslosenquote lassen sich analog zur Schatzung der Gesamtstichprobe erklaren: Wird jeweils nur eine der erklarenden Variablen im Modell be-

^^ Dieses Phanomen wird ausfUhrlich in Abschnitt 6.3 diskutiert.

58

Kapitel 4

Die Eigenschaften und Determinanten des Reservationslohnes

Tabelle 8: Schatzungen der Reservationslohngleichungen^ mithilfe von OLS^, getrennt fUr Frauen und Manner Variable

Konstante Alter Alter^xiO"^ Verheiratet Partner Kinder Geringe Qualifikation Mittlere Qualifikation Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Primarer Sektor^ Sekundarer Sektoi^ Tertiarer Sektoi^ Gute Chancen Schlechte Chancen Keine Chancen Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Haushaltseinkommen^ Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit^ Arbeitslosigkeitsdauer ij2 1 p 2 ^

N

' *^ adjungiert

Manner

Frauen

Koeffizient (Standardabweichung)

Koeffizient (Standardabweichung)

5,185*** 0,021** -0,027** 0,089** 0,016 0,064 -0,199 -0,249** -0,169**

(0,621) (0,009) (0,011) (0,044) (0,043) (0,031) (0,128) (0,105) (0,121)

4,853*** 0,043** -0,050* 0,134* -0,212*** -0,094 -0,572*** -0,359*** -0,354**

(0,026) (0,042) (0,031) (0,039)

-0,019 -0,073 -0,076 -0,047

-0,040 0,080* 0,053* 0,022

-

--0,025 -0,0003

(0,984) (0,020) (0,025) (0,077) (0,070) (0,068) (0,176) (0,117) (0,128) (0,051) (0,115) (0,074) (0,079)

-

(0,072) (0,027) (0,043) (0,028)

0,012 0,038 -0,067

0,002 -0,0003 -0,005

(0,003) (0,005) (0,004)

0,004 0,009 -0,007

(0,005) (0,010) (0,009)

-0,010** -0,009 0,001

(0,004) (0,037) (0,041)

0,008 -0,124* 0,068

(0,009) (0,062) (0,089)

-0,053 -0,035

--

(0,048) (0,095) (0,060)

-

-0,010 (0,023) 0,361*** (0,047) -0,0002 (0,001) 0,435/0,390 346

0,058 (0,049) 0,342*** (0,105) -0,006 (0,004) 0,428/0,267 110

^Logarithmierte Werte fUr Lohne und Einkommen. — ^Schatzung mit Heteroskedastiekonsistenz. — ^Fiir Frauen zu wenige Beobachtungen fUr den primaren Sektor. — * * * * * * kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fiir das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fiir ausgelassene Variable.

Quelle: GSOEP (2(XX)); eigene Berechnungen.

4.3 Schdtzungen zur Erkldmng des Reservationslohnes

59

lassen, weisen die Koeffizienten fiir Frauen und Manner nahezu identische Ergebnisse auf,^^ wobei lediglich die Signifikanz fiir die Stichprobe der Frauen etwas geringer ist, was sich aufgrund der kleineren StichprobengroBe erklaren lasst. Weiterhin interessant ist der negative Koeffizient des Bezugs von Arbeitslosengeld fUr Frauen, der einen um 12 Prozent niedrigeren Reservationslohn gegeniiber der Situation ohne Transfereinkommen ausweist. Dieses Ergebnis steht im klaren Widerspruch zu den theoretischen Uberlegungen, wonach ein hoheres Transfereinkommen den Reservationslohn erhoht. Fiir dieses Phanomen kann keine Erklarung geliefert werden. AbschlieBend lasst sich noch anmerken, dass die Giite der beiden Schatzungen fiir das einfache BestimmtheitsmaB keine Unterschiede aufweist und somit insgesamt die Unterschiede in der Reservationslohndetermination fiir Frauen und Manner als gering eingestuft werden konnen. 4.3,2.4 Separate Kleinst-Quadrat-Schatzungen nach Arbeitslosigkeitsdauer In den Schatzungen fiir die gesamte Stichprobe zeigen sich keine signifikanten EinflUsse der Arbeitslosigkeitsdauer auf den Reservationslohn, d.h., Stationaritat scheint gegeben zu sein. Allerdings lasst sich nicht ausschlieBen, dass sich die Einflussfaktoren und die Giite der Schatzungen iiber die Arbeitslosigkeitsdauer verandem. Um diese Fragestellung zu untersuchen, wird die Gesamtstichprobe fiir Nichdangzeitarbeitslose (maximal 12 Monate arbeitslos) und Langzeitarbeitslose (mindestens 13 Monate arbeitslos) separat geschatzt (Tabelle 9). Die Ergebnisse fiir die Nichtlangzeitarbeitslosen zeigen keine wesendichen Unterschiede im Vergleich zu der Schatzung der Gesamtstichprobe, im Vergleich zu den Langzeitarbeitslosen zeigen sich jedoch deutliche Differenzen: AuBer einem Dummy fiir eine als schlecht eingestufte Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit, der auch noch ein unerwartetes Vorzeichen aufweist, den Qualifikationsdummys und der Konstanten treten in der Schatzung fiir Langzeitarbeitslose keine signifikanten Effekte auf,^^^ Vor allem der insignifikante Effekt des letzten Lohnsatzes erstaunt aufgrund der hohen Bedeutung fur die Reservationslohnhohe bei Nichtlangzeitarbeitslosen. Dieses Ergebnis deutet darauf hin, dass Langzeitarbeitslose sich nicht mehr in erster Linie am letzten Lohnsatz orientieren, sondem z.B. ihre individuellen finanziellen Bediirfnisse als Basis fiir

Der Koeffizient fur die qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote ist jeweils negativ wie auch die Koeffizienten der Qualifikationsdummys, die dariiber hinaus die erwartete Rangfolge aufweisen. ^^ Beide Stichproben wurden auch inklusive der Arbeitslosigkeitsdauer als exogene Variable geschatzt, welche sich jedoch als insignifikant herausstellte.

60

Kapitel 4

Die Eigenschaften und Determinanten des

Reservationslohnes

Tabelle 9: Schatzungen der Reservationslohngleichungen^ mithilfe von OLS^ fur Nichtlangzeit- und Langzeitarbeitslose Variable

Konstante Mann Alter Alter^lO'^ Partner Kinder Verheirateter Mann Verheiratete Frau Geringe Qualifikation Mittlere Qualifikation Hohe Qualifikation^ Sehr hohe Qualifikation Ausl^der(in) BeschUftigungsdauer bis 1 Jahr Besch^ftigungsdauer 2-5 Jahre BeschUftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer grSBer 10 Jahre Primarer Sektor^ Sekundarer Sektor^ Tertiarer Sektor^ Gute Chancen Schlechte Chancen Keine Chancen Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Haushaltseinkommen^ Letzter Lx)hn vor Arbeitslosigkeit* 1^ ' 1^ adjungiert

N

Nichtlangzeitarbeitslose

Langzeitarbeitslose

Koeffizient (Standardabweichung)

Koeffizient (Standardabweichung)

3,831*** 0,014 0,029*** -0,036*** -0,096** 0,020 0,193*** 0,075 -0,272** -0,234*** -0,195** 0,016 0,085* 0,048 0,073 -0,044 0,010

-

-

0,717 -0.039

(0,631) (0,044) (0,010) (0,012) (0,044) (0,031) (0,047) (0,064) (0,114) (0,077) (0,090)

6,859*** 0,077 0,022 -0,025 0,049 0,067 0,067 -0,153 -0,245** -0,229**

(0,030) (0,050) (0,037) (0,046)

0,030 0,027 -0,028 -0,061

(0,088) (0,032) (0,047) (0,032)

0,040 0,072 -0,091**

(0,003) (0,006) (0,005) (0,005) (0,040) (0,062)

0,00003 0,010 -0,003 -0,0006 0,015 0,056

0,002 -0,004 -0,0004 -0,005 -0,058 0,030

-

0,016 (0,025) 0,468*** (0,052) 0,550/0,504 281

(0,847) (0,051) (0,014) (0,017) (0,063) (0,046) (0,066) (0,096) (0,124) (0,100)

-

-

.,

(0,036) (0,063) (0,047) (0,054)

(0,037) (0,087) (0,037) (0,004) (0,006) (0,006) (0,005) (0,058) (0,051)

-

0,018 (0,032) 0,077 (0,070) 0,387/0,289 175

^Logarithmierte Werte fUr LOhne und Einkommen. — ^'Schatzung mit Heteroskedastiekonsistenz. — *^FUr Langzeitarbeitslose zu wenige Beobachtungen fUr hohe Qualifikation. — ^Fiir Langzeitarbeitslose zu wenige Beobachtungen fUr den primaren Sektor. — * * * * * * kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fiir das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fUr ausgelassene Variable.

Quelle: GSOEP (2(X)0); eigene Berechnungen.

4.3 Schdtzungen zur Erkldrung des Reservationslohnes die Reservationslohnhohe wahlen.^^^ Insgesamt ist die Giite der Schatzung fiir Nichtlangzeitarbeitslose mit einem Anteil der erklarten Streuung an der Gesamtstreuung von 55 Prozent knapp 20 Prozentpunkte hoher als in der Schatzung fiir Langzeitarbeitslose. Der erfragte Reservationslohn kann demnach speziell bei kiirzerer Arbeitslosigkeitsdauer gut durch individuelle Determinanten - speziell den letzten Lohnsatz vor Arbeitslosigkeit - erklart werden, was fiir Langzeitarbeitslose nicht gilt. Inwieweit dies bedeutet, dass der erfragte Reservationslohn bei langerer Arbeitslosigkeitsdauer nicht mehr als plausible Angabe im theoretischen Sinne bewertet werden kann, wird in Kapitel 5 untersucht.

4.3.3

Erweiterungen der Schatzungen zur Erklarung der Determinanten der Reservationslohne: mogliche Ursachen von Verzerrungen

43.3.1 Potenziell endogen erkldrende Variable: die Schatzung mit Instrumentvariablen In der einfachen Kleinst-Quadrat-Schatzung lautet eine der grundlegenden Annahmen, dass die Regressoren unabhangig vom Storterm sind. Wenn diese Annahme verletzt ist, werden die Koeffizienten der Kleinst-Quadrat-Schatzung verzerrt und inkonsistent geschatzt. Die Annahmeverletzung kann z.B. dann eintreten, wenn eine oder mehrere erklarende Variable endogen sind, weil sie durch andere erklarende Variable determiniert werden. Im Falle der Reservationslohngleichung, wie sie in den vorherigen Abschnitten geschatzt wurde, konnen vor allem zwei erklarende Variable als potenziell endogen determiniert in Frage kommen: zum einen der letzte Lohnsatz und zum anderen die Arbeitslosigkeitsdauer. Beide Variablen sind mit groBer Wahrscheinlichkeit durch die anderen Einflussfaktoren des Reservationslohns beeinflusst und konnen die KleinstQuadrat-Schatzungen verzerren.^^^ In diesem Falle miissen Schatzungen mit Instrumentvariablen verwendet werden, um verzerrungsfreie und konsistente Schatzer zu erhalten.^^^ Die Auswahl der Instrumente in der Schatzung muss dabei garantieren, dass das Instrument zwar direkt die potenziell endogen erklarende Variable determiniert, jedoch nur indirekt die endogene Variable. Technisch ausgedriickt bedeutet dies, dass der Instrumentvariablen-Vektor Z mit den erklarenden Variablen im ^^^ Die Hohe der finanziellen Bediirfnisse ist im GSOEP nicht erfasst, wodurch eine Uberpriifung dieser Hypothese nicht moglich ist. ^^^ So ist z.B. zu erwarten, dass die Qualifikation neben dem Reservationslohn auch den letzten Lohnsatz und die Arbeitslosigkeitsdauer beeinflusst. 103 Ygi f^j. gj^g Diskussion des Problems der abhangigen erklarenden Variablen z.B. Johnston und DiNardo (1997: 153-158) oder Wooldridge (2003: 484-513).

61

62

Kapitel 4 Die Eigenschaften und Determinanten des Reservationslohnes

Vektor X korreliert sein muss, jedoch nicht mit dem Storterm der Gleichung. Sofem eine oder einige der erklarenden Variablen als Instrumente benutzt werden, kann der Vektor X als (29)

X=[Xi,X2]

dargestellt werden, wobei X2 der Vektor der durch Instrumente zu ersetzenden erklarenden Variablen und Xx der Vektor derjenigen erklarenden Variablen ist, die sich selbst instrumentieren. Unter diesen Voraussetzungen ist der adaquate Schatzansatz eine zweistufige Schatzung. Auf der ersten Stufe wird jede Variable der Matrix X auf Z regressiert, um einen Vektor prognostizierter Werte zu erhalten: (30)

X=[Xi,X2]

mit

X2=Z(Z'Z)"*Z'X2.

Der Vektor X wird anschlieBend in der zweiten Stufe verwendet, um den verzerrungsfrei geschatzten Einflussvektor $ fur die zu erklarende Variable der Grundgleichung zu erhalten:

(31)

$=

{x'X)~'x'y.

Allerdings sollte nicht in jedem Verdachtsfall von potenziell endogen erklarenden Variablen die Schatzung mit Instrumentvariablen durchgefuhrt werden, da bei fehlender Korrelation der potenziell endogen erklarenden Variablen mit dem Storterm die zweistufige Schatzung gegeniiber der einfachen KleinstQuadrat-Schatzung ineffizient ist. Aus diesem Grunde sollte auf Basis eines Hausman-Tests^^ entschieden werden, ob tatsachlich die InstrumentvariablenSchatzung eingesetzt werden sollte. In Tabelle 10 sind die Schatzergebnisse beider Stufen der Instrumentvariablen-Schatzung mit dem letzten Lohnsatz als einer potenziell endogen beeinflussten erklarenden Variablen zusammengefasst. Als Instrumente fur den letzten Lohnsatz dienen die Dummy-Variablen fUr die Beschaftigungsdauer und die Dummys fur den Sektor der letzten Erwerbstatigkeit vor Arbeitslosigkeit, da sich beide in erster Linie auf den Lohnsatz in der letzten Beschaftigung auswirken. Die Ergebnisse der ersten Stufe weisen keine unerwarteten Effekte auf und sollen an dieser Stelle nicht weiter diskutiert werden. Interessant ist lediglich, dass die als Instrumente verwendeten Variablen wie erwartet einen signifikanten Ein-

^^ Vgl. Hausman (1978) bzw. Wooldridge (2003: 506-507) fur die in dieser Studie verwendete Variante des Hausman-Tests auf Basis der r-Verteilung.

4.3 Schdtzungen zur Erkldrung des Reservationslohnes

63

Tabelle 10: Instrumentvariablen-Schatzung^ des Reservationslohnes mit dem letzten Lohnsatz als potenziell endogen determinierter Variablen (Gesamtstichprobe) Variable

Konstante Mann Alter AlteAlO'^ Partner Kinder Verheirateter Mann Verheiratete Frau Geringe Qualifikation Mittlere Qualifikation Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation Auslancier(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Primarer Sektor Sekundarer Sektor Tertiarer Sektor Gute Chancen Schlechte Chancen Keine Chancen Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Haushaltseinkommen*' Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit^ (instrumentiert) Arbeitslosigkeitsdauer ' ^ ' 1^ adjungiert

N

Erste Stufe: letzter Lohnsatz''

Zweite Stufe: Reservationslohn^

Koeffizient (Standardabiweichung)

Koeffizient (Standardabweichung)

(0,503) (0,034) (0,010) (0,013) (0,043) (0,035) (0,055) (0,057) (0,132) (0,099) (0,112)

6,760*** 0,156*** 0,045*** -0,054*** -0,005 -0,010 0,146*** -0,125** -0,372*** -0,221** -0,159 -0,071*** -0,145*** -0,078** -0,090** 0,066 0,112*** 0,041 0,010 0,0002 -0,003 -0,003 0,007 -0,036 -0,033

-

--

(0,027) (0,050) (0,035) (0,044)

-0,328*** -0,311*** -0,231** 0,013

--

(0,027)

-- •

(0,049) (0,035)

0,073* -0,036

(0,003) (0,006) (0,005) (0,005) (0,032) (0,039)

0,0008 -0,000004 -0,005 -0,005 -0,030 0,014

(0,025)

--

-o!o23

(0,067) (0,031)

0,058**

(1,206) (0,045) (0,011) (0,014) (0,038) (0,028) (0,048) (0,061) (0,116) (0,093) (0,105)

6,142*** 0,060 0,031*** -0,037*** -0,057 0,037 0173***

-0,002** (0,001) 0,360/0,321 456

0,034

-.

..

(0,043) (0,027) (0,002) (0,005) (0,004) (0,004) (0,031) (0,037) (0,023)

0,194 (0,173) -0,001 (0,001) 0,432/0,403 456

^Schatzung mit Heteroskedastiekonsistenz. — ^'Logarithmierte Werte fiir Lohne und Einkommen.— *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fiir das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fUr ausgelassene Variable.

Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

64

Kapitel 4

Die Eigenschaften und Determinanten des Reservationslohnes

fluss auf den Lohn in der letzten Beschaftigung zeigen.^^^ Die Ergebnisse der zweiten Stufe unterscheiden sich nicht wesendich von den Ergebnissen der einfachen Kleinst-Quadrat-Schatzung (Tabelle 7), lediglich der instrumentierte letzte Lohnsatz, der in der einfachen Kleinst-Quadrat-Schatzung einen sehr hohen r-Wert von 8,6 aufweist, wird insignifikant und die Giite der Schatzung sinkt mit drei Prozentpunkten geringfugig. Der Hausman-Test auf die EndogenitSt des letzten Lohnsatzes weist mit einer r-Statistik von 1,097 einen insignifikanten Wert auf^^^, was die Irrelevanz der Berucksichtigung der moglichen Endogenitat des letzten Lohnsatzes anzeigt, so dass die einfache Kleinst-Quadrat-Schatzung angewendet werden sollte. Analog zu der vorherigen Schatzung sind in Tabelle 11 die zwei Stufen der Instrumentvariablen-Schatzung fur den Fall der potenziell endogen erklarenden Variablen der Arbeitslosigkeitsdauer dargestellt. Als Instrument dient die qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote,^^^ die offensichtlich den Sucherfolg beeinflusst und somit indirekt tiber die Arbeitslosigkeitsdauer auf den Reservationslohn wirkt.^^^

^"^ Dariiber hinaus wurde aufgrund der Verwendung mehrerer Instrumente ein Test auf Uberidentifikation zur Uberpriifung der Validitat der Instrumente nach Wooldridge (2003: 507-509) durchgefuhrt. Die Teststatistik weist mit 1,330 einen insignifikanten Wert auf (der kritische Wert liegt bei x^(4)o,io = 7,779), so dass die Validitat der Instrumente gegeben ist. ^^^ Der kritische Wert des zweiseitigen Tests betragt r(433)o,io = 1,645. ^"' Die qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote eignet sich besser als die regionale Arbeitslosenquote oder der Struktureffekt als identifizierende Variable fiir den Sucherfolg bzw. die Arbeitslosigkeitsdauer, weil die regionale Arbeitslosenquote iiber einen moglichen Lohnkurveneffekt auf die (Reservations-)Lohnhohe Einfluss haben kann und der Struktureffekt iiber erhohte Arbeitskraftenachfrage nach neuen Qualifikationen in wachsenden Sektoren, die mit ubertariflicher Bezahlung einhergehen, ebenfalls die (Reservations-)Lohnhohe determinieren kann. Hingegen wurde in bisherigen Untersuchungen eine Lohndifferenzierung aufgrund unterschiedlicher qualifikatorischer Arbeitskraftenachfrage mit groBen Differenzen in den qualifikationsspezifischen Arbeitslosenquoten fiir Deutschland nicht nachgewiesen (vgl. z.B. Christensen und Schinmielpfennig 1998 und Christensen 2003c). ^^° Die Instrumentvariablen-Schatzung wurde zusatzlich auch mit dem Alter^ als Instrument durchgefuhrt. Hintergrund war die Annahme, dass nach der Humankapitaltheorie bei stetiger Beschaftigung der Lohnsatz linear ansteigt, allerdings aufgrund der hohen Arbeitslosigkeit unter jugendlichen und alteren Erwerbspersonen ein indirekter Effekt iiber die Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit auf den Reservationslohn ausgeubt wird. Allerdings wirkt das Alter^ in der ersten Stufe der Instrumentvariablen-Schatzung nicht signifikant auf die Arbeitslosigkeitsdauer, wodurch eine Grundvoraussetzung der Instrumentvariablen-Schatzung - die Korrelation des Instruments mit der endogen erklarenden Variablen - nicht gegeben ist.

4.3 Schdtzungen zur Erkldrung des Reservationslohnes

65

Tabellelh Instrumentvariablen-Schatzung^ des Reservationslohnes mit der Arbeitslosigkeitsdauer als potenziell endogen determinierter Variablen (Gesamtstichprobe) Variable

Konstante Mann Alter Alter^xlO'^ Partner Kinder Verheirateter Mann Verheiratete Frau Geringe Qualifikation Mittlere Qualifikation Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer gr56er 10 Jahre Primarer Sektor Sekundarer Sektor Tertiarer Sektor Gute Chancen Schlechte Chancen Keine Chancen Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Haushaltseinkommen*' Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit*' Arbeitslosigkeitsdauer(instrumentiert) K

N

/ K adjungiert

Erste Stufe: Arbeitslosigkeitsdauer

Zweite Stufe: Reservationslohn^

Koeffizient (Standardabweichung)

Koeffizient (Standardabweichung)

(27,563) (1,553) (0,406) (0,534) (1,796) (1,236) (2,271) (2,318) (4,896) (1,570) (2,629)

3,004 2,656* 0,117 0,233 -0,298 0,618 -2,011 -0,971 -7,484 -1,125 0,079 2,402** -4,477** -0,911 0,760

--

o!o50 0,025*** -0,026** -0,062 0,043 0,131*** -0,006 - 0 334*** -o!286*** -0,205**

(0,981) (2,092) (1,456) (1,626)

0,046 0,026 0,021 0,024

(10,933) (1,110)

0,155 0,002

(1,851) (1,430)

0,012 -0,057

0,073 -0,481** 0,394*

(0,158) (0,210) (0,232)

0,002 -0,004 -0,0005

0,656** -4,448*** 11,542***

(0,282) (1,469) (1,809)

-0,063 0,122

17,262 1,224 -6,060*** -2,032

----

--0,081 -3,946**

--

(1,084) (1,755)

0,458/0,425 456

(0,595) (0,041) (0,008) (0,011) (0,041) (0,030) (0,050) (0,062) (0,080) (0,076) (0,093)

4 859***

--

-

--

(0,031) (0,053) (0,034) (0,041) (0,172) (0,027) (0,059) (0,032) (0,003) (0,005) (0,006)

(0,047) (0,085)

-

0,023 (0,023) 0,341*** (0,050) -0,010 (0,007) 0,355/0,316 456

^Schatzung mit Heteroskedastiekonsistenz. — ^Logarithmierte Werte fUr L5hne und Einkommen. — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fur das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fiir ausgelassene Variable.

Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

66

Kapitel 4 Die Eigenschaften und Determinanten des Reservationslohnes

Die Ergebnisse der zweiten Stufe^^ der Instrument-Variablen-Schatzung offenbaren gegeniiber der einfachen Kleinst-Quadrat-Schatzung (Tabelle 7) kaum Unterschiede. AuBerdem gibt es auch nach dieser Schatzung keine Hinweise auf eine Nichtstationaritat der Reservationslohne, da die Arbeitslosigkeitsdauer erneut insignifikant ist. Der Hausman-Test auf die Endogenitat der Arbeitslosigkeitsdauer zeigt denn auch, dass die Anwendung der Instrument-VariablenSchatzung irrelevant ist (/-Werte von 1,425)^^^ und somit die Kleinst-QuadratSchatzung verwendet werden sollte. Insgesamt zeigt sich fur beide Schatzungen, dass die potenzielle Endogenitat der erklarenden Variablen nicht so relevant ist, dass eine Instrument-VariablenSchatzung angewandt werden sollte und somit die Kleinst-Quadrat-Schatzung (Tabelle 7) valide Ergebnisse erbracht hat. 4.33.2 SelektivUdt in den Daten: die zweistufige HeckmanSchdtzung Die vorgestellten Untersuchungen der Determinanten der erfragten Reservationslohne weisen einen Mangel auf: Die Selektivitat der Befragungsangaben zum Reservationslohn bleibt unberiicksichtigt, wodurch die Schatzungen inkonsistent werden konnen. Das Problem der Selektivitat der erfragten Reservationslohne erlautert Abbildung 15. Nach der Suchtheorie fmden Personen mit niedrigerem Reservationslohn schneller eine Arbeit als andere. Somit sind unter den Arbeitslosen mit einer groBeren Wahrscheinlichkeit Personen mit hoherem Reservationslohn. Bei Befragungen bezuglich des individuellen Reservationslohns wird die Dichte der Reservationslohne somit linkszensiert sein.^^^ Das Problem der Selektivitat der Reservationslohnangaben kann in Schatzungen zur Bestimmung der Determinanten anhand der zweistufigen Schatzmethode nach Heckman (1976, 1979) gelost werden.^^^ ^^^ Die erste Stufe soil an dieser Stelle nicht waiter kommentiert werden, da die Koeffizienten aus zwei Grunden wenig aussagekraftig sind: Erstens weisen viele Variablen definitionsgemaB einen Einfluss auf die Arbeitslosigkeitsdauer auf (z.B. Arbeitslosengeld/-hilfe) und zum anderen handelt es sich bei der Arbeitslosigkeitsdauer um eine Spell-Variable, die eigentlich mittels einer Hazardrate-Analyse (vgl. Abschnitt 6.2.2.1) unter Einbeziehung aller zensierten und unzensierten Beobachtungen geschatzt werden musste. ^ ^^ Der kritische Wert des zweiseitigen Tests betragt f(428)o,io = 1,645. ^^^ Abbildung 15 zeigt die Dichtefunktionen der Reservationslohne nur schematisch nach einer Normalverteilung. In der Kegel weisen Dichtefunktionen von Lohnen allerdings eine Linkszensierung bei zusatzlicher Linksschiefe auf, weil die Lohne aufgrund von Mindesteinkommen etc. nach unten begrenzt sind. ^^^ Die zweistufige Schatzmethode nach Heckman (1976, 1979), die auch als HeckitSchatzer bezeichnet wird, stellt eine direkte Erweiterung des so genannten TobitModells (Tobin 1958) dar, das zensiert abhangige Variable behandelt. Im einfachen

4.3 Schdtzungen zur Erkldrung des Reservationslohnes

67

Abbildung 15: Selektivitat erfragter Reservationslohnangaben Dichtefunktion des Reservationslohns Lohnofferte

Unbeobachtbarer Reservadonslohn

/

/

Beobachtbarer Reservadonslohn

/ ; j

/

I

/

y

- • Reservadonslohn V

Akzeptanz

Ablehnung

Man unterscheidet dabei zwei lineare Gleichungen, die von erklarenden Variablen und unbeobachteten Stortermen abhangen: (32)

y\i = x\i Px + "1/

(33)

y\i

=x'2iP2^U2i,

Dabei bildet die erste Gleichung die Selektivitat ab (arbeitslos/nicht mehr arbeitslos), wahrend die zweite Gleichung das Niveau der interessierenden Variablen (erfragter Reservationslohn) bestimmt. Fiir die beobachtbaren Daten lautet das Modell dann: (34)

y2i =

0

falls yli < 0

yli

falls y r / > 0 '

Tobit-Modell erfolgt die Zensierung an einem festen Wert der eigentlich interessierenden latenten Variablen. Hingegen folgt die Zensierung im Selektionsmodell einem eigenstandigen, okonomisch interpretierbaren Zusammenhang, der so genannten Selektionsbeziehung, die auf einem Probit basiert. Amemiya (1985) folgend wird das einfache Tobit-Modell als Tobit Typ 1 und das Selektionsmodell als Tobit Typ 2 bezeichnet. Vgl. dazu z.B. Engelhardt (1999), Greene (2000: 896-937) oder Wooldridge (2002:517-601).

68

Kapitel 4 Die Eigenschaften und Determinanten des Reservationslohnes

FUr die Storterme wird eine gemeinsame Normalverteilung angenommen: (35)

r\^N, \U2

\o)

CTn M2

(T^ ^2 J

Fiir den bedingten Envartungswert der interessierenden Variablen gilt

(36)

E{yl,\x2,, )-,• >0) = ;cLA + ^

r ""'• i

Cber die Definition der so genannten inversen Mills ratio.

(37)

;i = — ^ — ^

die die Wahrscheinlichkeit der Selektivitat widerspiegelt, kann das SchStzverfahren wie folgt zusammengefasst werden: 1. Stufe: Schatzung eines Probits zur Selektivitat und Berechnung von X, 2. Stufe: Schatzung des selektionskorrigierten linearen Modells nach (36) und (37) als (38)

y^,=x\iP2^^^^^£2-

Die Maximum-Likelihood-Schatzung von (38) ist konsistent,^^^ dabei allerdings nicht effizient, weil €2 heteroskedastisch ist. Ein Verfahren, das zusatzlich asymptotische Effizienz gewahrleistet, ist der Full-Information-MaximumLikelihood-Ansatz, der allerdings in kleineren Stichproben eine groBere Verzerrung als die zweistufige Heckman-Methode aufweist.^^^ Da es sich bei dem Heckman-Schatzer um ein Zwei-Gleichungssystem handelt, miissen die Selektions- und die Niveaugleichung identifiziert werden. Im Grunde ist diese Bedingung schon durch die Nichtlinearitat der inversen Mills ratio gewahrleistet, allerdings weist diese iiber den mittleren Wahrscheinlichkeitsbereich einen nahezu linearen Verlauf auf. Daher werden in der Regel, so^^^ Es wird dabei vorausgesetzt, dass My normalverteilt und £2 unabhangig von A ist. ^^^ Vgl. Z.B. Nelson (1984), Nawata (1994) und Leung und Yu (1996).

4.3 Schdtzungen zur Erkldrung des Reservationslohnes

69

fern sich theoretisch begriindete Ausschlussrestriktionen finden lassen, die Selektionsgleichung oder beide Gleichungen tiber zusatzliche exogene Variable identifiziert. Um die Reservationslohngleichung aus Abschnitt 4.3.2.2 mit Selektionskorrektur schatzen zu konnen, wird dafiir die aus dem vorherigen Abschnitt bekannte identifizierende Variable qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote sowie erganzend das quadrierte Alter^^^ fur die Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit verwendet. Fur die Identifikation der Niveaugleichung (Reservationslohn) werden die Dummys fur den Verheirateten-Status in Kombination mit dem Geschlecht und der letzte Lohnsatz ausgewahlt. Beide sollten ausschlieBlich die Reservationslohnhohe und nur Uber den Reservationslohn die Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit determinieren. In Tabelle 12 sind in der ersten Spalte die Ergebnisse fiir die Probit-Schatzung zur Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit unter Verwendung der Gesamtstichprobe^^^ und in Spalte 2 die selektionskorrigierte Reservationslohngleichung dargestellt.^1'7 Das Probit zur Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit offenbart keine unerwarteten Effekte: Bei den individuellen Einflussfaktoren weisen Auslander einen geringeren Sucherfolg auf und die maximale Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit liegt bei einem Alter von 30 Jahren. Dieser friihe Zeitpunkt des maximalen Sucherfolgs stimmt im Wesentlichen mit den amtlichen Daten der Abgangsstatistik aus Arbeitslosigkeit uberein.^^^ Die Qualifikationsdummys sind zumeist insignifikant, was auf den multikollinearen negativen Effekt mit der qualifikationsspezifischen Arbeitslosenquote zuriickzufUhren ist. Der negative Effekt des Bezugs von Arbeitslosenhilfe lasst sich darauf zurtickfuhren, dass Personen, die diese Transferzahlung erhalten, langer arbeitslos sind und/oder eine kurzere Erwerbstatigkeitsperiode vor Arbeitslosigkeit aufweisen (vgl. z.B. Schimmel^^^ Hintergrund fur die Verwendung des quadrierten Alters als zusatzliche identifizierende Variable fiir die Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit ist die Annahme, dass nach der Humankapitaltheorie bei stetiger Beschaftigung der Lohnsatz linear ansteigt, allerdings aufgrund der hohen Arbeitslosigkeit unter jugendlichen und alteren Erwerbspersonen ein indirekter Effekt tiber die Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit auf den Reservationslohn ausgeiibt wird. ^^" Das heiBt, auch unter Verwendung der Beobachtungen akzeptierter Lohne, allerdings unter Ausschluss der Verwendung des Haushaltseinkommens, was eine unterschiedliche Information fur noch Arbeitslose und Wiederbeschaftigte beinhaltet, und der Dummys zur Selbsteinschatzung der Wiederbeschaftigungschancen, die nur fiir aktuell Arbeitslose vorliegen. ^^' Die Schatzungen werden heteroskedastiekonsistent nach Heckman (1976, 1979) und Greene (1981) vorgenommen. ^^° Vgl. dazu die laufenden Hefte der Amtlichen Nachrichten bzw. der Strukturanalyse (Ifd. Jgg.) der Bundesanstalt fiir Arbeit, wonach fur den Untersuchungszeitraum die Altergruppe der 25- bis 35-jahrigen Arbeitslosen die hochsten Abgangsraten aus Arbeitslosigkeit aufwies.

70

Kapitel 4

Die Eigenschaften und Determinanten des

Reservationslohnes

Tabelle 12: Schatzung des Reservationslohnes^ mit Selektionskorrektur (Gesamtstichprobe) Variable

Probit zur Wiederbeschaf- Selektionskorrigierte Retigungswahrscheinlichkeit servationslohngleichung^ Koeffizient (Standardabweichung)

Konstante Mann Alter Alter^xlO^ Partner Kinder Verheirateter Mann Verheiratete Frau Geringe Qualifikation Mittlere Qualifikation Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer grOBer 10 Jahre Primarer Sektor Sekundarer Sektor Tertiarer Sektor Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit^ Arbeitslosigkeitsdauer

-(0,344) (0,232) (0,287)

0,568* -0,077 -0,297

--

0,450 0,033

N

-0,061 0,060** 0,152*** 0,022 -0,296*** -0,257*** -0,149

--0,016***

(0,039) (0,029) (0,040) (0,052) (0,086) (0,079) (0,098)

(0,087) (0,165) (0,127) (0,148)

0,031 0,049 0,039 0,027

(0,323) (0,091)

-0,069 -0,178

(0,010) (0,017) (0,018) (0,016) (0,120) (0,160)

0,0002 0,006 -0,016**

0,007 -0,028 0,073 -0,061*** 0,107 -0,468***

(0,552) (0,037) (0,002)

5,778*** 0,039 0,005***

-0,118 0,091 -0,117 -0,103

A K / K adjungiert p2 b *^ Veall/Zimmermann

(1,647) (0,096) (0,032) (0,041) (0,097) (0,094)

-5,697*** -0,072 0,071** -0,120*** -0,021 -0,086

Koeffizient (Standardabweichung)

(0,027) (0,050) (0,038) (0,043)

-

(0,113) (0,027) (0,003) (0,006) (0,006)

-0,046 0,078

(0,038) (0,048)

(0,005)

--0,253 1 165

0,388*** (0,039) (0,001) 0,001 -0,254*** (0,092) 0,446/0,417

-

463

^Logarithmieite Werte fUr L5hne und Einkommen. — ^Vgl. Veall und Zimmermann (1992). — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fUr das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fUr ausgelassene Variable.

Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

4.3 Schdtzungen zur Erkldrung des Reservationslohnes

11

pfennig 2000: 186-187). So weist auch die Arbeitslosigkeitsdauer einen signifikant negativen Effekt auf die Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit auf, was den Stigmatisierungseffekt am Arbeitsmarkt abbildet. Einen starken Einfluss auf die Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit zeigen auch die makrookonomischen Variablen: Eine hohere regionale und qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote als auch eine schlechtere konjunkturelle Lage senken die Ubergangsrate aus Arbeitslosigkeit (vgl. z.B. Schimmelpfennig 2000: 186-187). Wird auf dieser Basis die inverse Mills ratio berechnet und in die Reservationslohngleichung integriert (Spalte 2), so lasst sie ein negatives Vorzeichen bei Signifikanz erkennen, d.h., die Storterme der Selektions- und der Niveaugleichung weisen eine negative Korrelation auf. Dies entspricht einem niedrigeren Reservationslohn bei hoherer Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit, was mit den theoretischen Vorstellungen der Suchtheorie konform geht. Alle weiteren Kontrollvariablen weisen keine wesentlichen Unterschiede zur einfachen OLSSchatzung der Reservationslohngleichung auf (Tabelle 7); lediglich der positive Einfluss von Kindem auf den Reservationslohn wird signifikant, was sich aufgrund von Auswirkungen von Kinderfreibetragen u.a. im Nettolohn erklaren lasst. Nur der signifikant negative Einfluss der Konjunktur auf den Reservationslohn erscheint unplausibel und kann an dieser Stelle nicht erklart werden. Die Auswahl der identifizierenden Variablen stellt wie beschrieben ein zentrales Element der selektionskorrigierenden Schatzung nach Heckman (1976, 1979) dar. Um mogliche Verzerrungen aufgrund falsch gewahlter identifizierender Variablen offen zu legen, werden die Schatzungen zum einen ohne identifizierende Restriktionen (Identifikation iiber die Nichtlinearitat der inversen Mills ratio - Alternative 1) und zum anderen mit geanderter Instrumentauswahl (sechs Dummys fUr Kombinationen aus Geschlecht, Partnerschaft und Kindem fiir das Probit zum Sucherfolg und dem letzten Lohnsatz zuzUglich vier Dummys fiir die Beschaftigungsdauer in der letzten Erwerbstatigkeit vor Arbeitslosigkeit fiir die Niveaugleichung - Alternative 2) wiederholt. In Tabelle 13 und 14 sind die geschatzten Koeffizienten des selektionskorrigierten Reservationslohnes fiir die beiden altemativen Modelle dargestellt. Die Unterschiede in den Schatzergebnissen gegeniiber denen in Tabelle 12 beziehen sich vor allem auf zwei Koeffizienten: Zum einen wird der signifikant negative Effekt der Konjunktur in Tabelle 12 in den Schatzungen der Altematividentifikationen insignifikant und relativiert somit dieses unplausible Ergebnis. Zum anderen erweist sich der negative Koeffizient der inversen Mills ratio als insignifikant in Tabelle 13 und 14, d.h., die Verzerrung aufgrund der selektiven Auswahl der erfragten Reservationslohne zeigt sich in diesen Schatzungen weniger schwerwiegend.

72

Kapitel 4

Die Eigenschaften und Determinanten des

Reservationslohnes

Tabelle 13: Schatzung des Reservationslohnes^ mit Selektionskorrektur (Gesamtstichprobe): Identifikation uber Alternative 1 Variable

Probit zur Wiederbeschaf- Selektionskorrigierte Retigungswahrscheinlichkeit servationslohngleichung^ Koeffizient (Standardabweichung)

Konstante Mann Alter Alter^xlO^ Partner Kinder Verheirateter Mann Verheiratete Frau Geringe Qualifikation Mittlere Qualifikation Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation Auslander(in) Besch^ftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer grOBer 10 Jahre Primarer Sektor Sekundarer Sektor Tertiarer Sektor Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit^ Arbeitslosigkeitsdauer

-

-0,121 0,102 -0,108 -0,097

-

0,448 0,028

0,049 -0,016***

N

-

(0,911) (0,044) (0,013) (0,020) (0,046) (0,036) (0,051) (0,067) (0,137) (0,084) (0,112)

6,052*** 0,038 0,006 -0,0006 -0,049 0,064* 0,143*** -0,005 -0,352** -0,257*** -0,139

-

(0,089) (0,165) (0,127) (0,148)

0,035 0,043 0,040 0,029

(0,324) (0,091)

-0,093 -0,169

(0,010) (0,017) (0,018) (0,016) (0,120) (0,161)

-0,0001 0,006 -0,020 0,005 -0,052 0,096

(0,156) (0,005)

0,373*** (0,051) 0,002 (0,002) -0,325 (0,225) 0,448/0,416

.0,007 -0,028 0,074*** -0,061*** 0,104 -0,469

A K / R adjungiert p2 5 *^ Veall/Zimmermann

(2,001) (0,131) (0,033) (0,042) (0,137) (0,102) (0,156) (0,195) (0,350) (0,235) (0,289)

-6,068*** -0,058 0,068** -0,117*** -0,077 -0,101 0,060 0,122 0,593* -0,059 -0,273

Koeffizient (Standardabweichung)

0,253 1 165

•-

(0,032) (0,057) (0,042) (0,048) (0,135) (0,030) (0,003) (0,007) (0,012) (0,010) (0,044) (0,077)

•-

•463

^Logarithmierte Werte fUr L5hne und Einkommen. — ^'Vgl. Veall und Zinimermann (1992). — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fUr das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fur ausgelassene Variable.

Quelle: GSOEP (2(XX)); eigene Berechnungen.

4.3 Schdtzungen zur Erkldrung des Reservationslohnes

73

Tabelle 14: Schatzung des Reservationslohnes^ mit Selektionskorrektur (Gesamtstichprobe): Identifikation iiber Alternative 2 Variable

Probit zur Wiederbeschaf- Selektionskorrigierte Retigungswahrscheinlichkeit servationslohngleichung^ Koeffizient (Standardabweichung)

Koeffizient (Standardabweichung) Konstante Alter Alter^xlO-^ Mann mit Partnerin ohne Kinder Frau mit Partner ohne Kinder Mann mit Partnerin und Kindem Frau mit Partner und Kindem Mann/Frau mit Kindem ohne Partner(in) Mann/Frau ohne Partner(in) und Kinder Verheiratet Geringe Qualifikation Mittlere Qualifikation Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Primarer Sektor SekundSrer Sektor Tertiarer Sektor Stmktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit^ Arbeitslosigkeitsdauer

--

0,095 0,603* -0,062 -0,273

--

-0,124

-----

0,487 0,047 0,007 -0,028 0,071*** -0,061*** 0,107 -0,460

-0,016***

X K. / K adjungtert p2 5 *^ Veall/Zimmermann

N

(1,641) (0,033) (0,043) (0,152) (0,175) (0,171) (0,235) (0,198)

-5,677*** 0,072** -0,119*** -0,121 0,087 -0,195 -0,287 0,030

--

---

4 410***

(0,593) (0,009) (0,013)

o!oi7* -0,022*

(0,146) (0,343) (0,231) (0,287)

0,104 -0,218** -0,270*** -0,207**

(0,088)

0,021 0,093** 0,041 0,026

(0,321) (0,089)

0,053 -0,009

(0,010) (0,017) (0,018) (0,016) (0,120) (0,159)

0,002 0,007 -0,002 -0,009 -0,018 0,016

-------

--

--

(0,024) (0,109) (0,075) (0,093) (0,025) (0,044) (0,032) (0,037) (0,111) (0,024) (0,003) (0,005) (0,008) (0,007) (0,035) (0,053)

-(0,004)

-0,252 1 165

0,457*** -0,001 0,042

(0,036) (0,002) (0,143) 0,414/0,386

-463

^Logarithmierte Werte fUr Lohne und Einkommen. — ''Vgl. Veall und Zimmermann (1992). — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. steht flir das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fUr ausgelassene Variable.

Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

74

Kapitel 4

Die Eigenschaften und Determinanten des Reservationslohnes

AbschlieBend kann auf Basis der Altemativschatzungen geschlossen werden, dass die Validitat der Auswahl an identifizierenden Variablen gegeben ist und das Schatzmodell wenig sensitiv auf die Identifikationsrestriktionen reagiert.

4.4

Zusammenfassung

Eigenschaften und Determinanten des erfragten Reservationslohnes im GSOEP (2000) wurden in diesem Kapitel anhand deskriptiver Auswertungen des Reservationslohn-Lohn-Verhaltnisses und der Kleinst-Quadrat-Schatzungen analysiert. Die Ergebnisse lassen sich folgendermaBen zusammenfassen: • Die Reservationslohne der Arbeitslosen in Deutschland weisen im Vergleich zu ihrem letzten Einkommen vor Arbeitslosigkeit im intemationalen Vergleich ein hohes Niveau auf, wobei es Hinweise darauf gibt, dass hiermit eine wichtige Determinante der hohen Arbeitslosigkeit in Deutschland vorliegt. • Es gibt nur geringe Hinweise darauf, dass der Reservationslohn nichtstationar Uber die Arbeitslosigkeitsdauer ist. Vielmehr scheint zumindest fiir aktuell Arbeitslose zu gelten, dass sich diese mit ihrem Lohnanspruch vor allem am letzten Lohnsatz vor Arbeitslosigkeit orientieren und diesen mit langerer Arbeitslosigkeit kaum absenken. • Die Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit nach Arbeitslosigkeit sinkt dramatisch mit der Dauer der Arbeitslosigkeit, wobei der Anteil der Langzeitarbeitslosen an alien erfolgreichen Jobsuchem nur sehr gering ist. • Arbeitslose mit einem geringen Einkommen vor Arbeitslosigkeit weisen einen deutlich hoheren relativen Reservationslohn auf als Arbeitslose mit einem hohen vormaligen Einkommen. Dieses Phanomen kann fiir diese Gruppe der Arbeitslosen auf den geringen Lohnabstand zu den hohen Transfereinkommen zuruckgefuhrt werden. • Die Reservationslohne der Arbeitslosen werden vor allem durch die individuellen Personlichkeitsmerkmale - besonders den letzten Lohnsatz - determiniert. Die makrookonomischen Einflussfaktoren, die aus theoretischer Sicht besonders die Wiederbeschaftigungschancen der Arbeitslosen beeinflussen, wirken sich hingegen nicht auf die erfragten Reservationslohne aus. • Potenzielle Verzerrungen in den Schatzungen, die aufgrund der Selektivitat der Daten durch die Beschrankung der Stichprobe auf aktuell Arbeitslose und aufgrund moglicher endogen erklarender Variablen latent vorhanden sind, wirken sich nur geringfugig auf die Erklarung der Reservationslohnhohe aus.

Die Validitat der erfragten Reservationslohne im Sozio-oekonomischen Panel

Mit der Aussage „The reservation wage of economists' search models is not observed" leitet Boheim (2002: 1) seine Untersuchung Uber die Validitat erfragter Reservationslohne im theoretischen Sinne ein. Und in der Tat stellt sich seit Kasper (1967) die Frage, ob eine Divergenz zwischen den in Befragungen ermittelten und „wahren"^^^ Reservationslohnen der betroffenen Arbeitslosen existiert. Dabei ist die Beantwortung dieser Frage quasi existentiell fur die Aussagekraft empirischer Untersuchungen iiber die erfragten Reservationslohne. Untersuchungen iiber die Validitat erfragter Reservationslohne sind indes rar: Auf deskriptiver Ebene kommt Dawes (1993: 31-32) in einer Studie Uber britische Arbeitslose zu dem Schluss, dass die Reservationslohne insofem nicht mit den theoretischen Vorstellungen ubereinstimmen, als diese zumindest fUr Langzeitarbeitslose eher den finanziellen Bedarf als einen am Markt orientierten Mindestlohn zur Arbeitsaufnahme widerspiegeln und als zu hoch einzustufen sind. Ebenfalls anhand deskriptiver MaBe findet dagegen Prasad (2001: 4 5 ^ 6 ) fur deutsche Daten auf Basis des Sozio-oekonomischen Panels speziell im Vergleich mit akzeptierten Lohnen nach Arbeitslosigkeit, dass die erfragten Reservationslohne im theoretischen Sinne valide sind. Eine Verbindung von empirisch ermittelten Reservationslohnen und der Suchtheorie stellt die Arbeit von Schmidt und Winkelmann (1993) auf Basis einer Erweiterung des Schatzmodells zur stationaren Suchtheorie von Kiefer und Neumann (1979b) dar. Sie stellen fur deutsche Daten von 1977/78 fest, dass die erfragten Reservationslohne und die auf Basis des theoretischen Modells generierten hypothetischen Reservationslohne ausgesprochen gut ubereinstimmen.^^^ Boheim (2002) greift diese Vorgehensweise auf und untersucht britische Daten fiir 1991-1997. Er findet bei geringer GUte der Endregressionen, dass die erfragten Reservationslohne nur fUr Manner mit den „wahren" im Wesendichen Ubereinstimmen, nicht jedoch fUr Frauen. In der folgenden Untersuchung wird das Modell von Schmidt und Winkelmann aufgegriffen und fUr deutsche Daten des Sozio-oekonomischen Panels ^^^ „Wahre" Reservationslohne in dem Sinne, dass sie mit dem durch die Suchtheorie erklarbaren Verhalten der Arbeitslosen in Bezug auf die Annahme eines Arbeitsplatzangebotes mit einem festgelegten Lohn korrespondieren. ^^^ Eine Regression beider Reservationslohne fiir alle Arbeitslosen weist eine Konstante, die nicht signifikant von null verschieden ist, und einen Steigungskoeffizienten von eins auf; vgl. Schmidt und Winkelmann (1993: 165-166).

76

Kapitel 5

Die Validitdt der erfragten Reservationslohne

(GSOEP 2000) geschatzt. Dabei wird das Modell dahingehend erweitert, dass speziell die Annahme der Stationaritat der Suchtheorie hinterfragt wird, indem fur verschiedene Gruppen der Arbeitslosen differenziert nach Arbeitslosigkeitsdauer Einzelschatzungen durchgefuhrt werden. Das vorliegende Kapitel gliedert sich wie folgt: In Abschnitt5.1 wird auf Basis der stationaren Suchtheorie der okonometrische Schatzansatz nach Kiefer und Neumann (1979b) bzw. Schmidt und Winkelmann (1993) vorgestellt, der zum Vergleich der erfragten und der geschatzten Reservationslohne dienen soil. Abschnitt 5.2 diskutiert deskriptive Auswertungen des Reservations- bzw. akzeptierten Lohnes nach Arbeitslosigkeit. Dabei wird speziell die Entwicklung der Reservationslohne Uber die Monate der individuellen Arbeitslosigkeit untersucht. In Abschnitt 5.3 wird das in Abschnitt 5.1 vorgestellte Modell sowohl ftir die Gesamtstichprobe als auch fUr einzelne Abschnitte der Arbeitslosigkeitsdauer geschatzt, um die Stationaritatsannahme und die Dawes-Hypothese (Dawes 1993) zu Uberprufen. AuBerdem wird in diesem Abschnitt die Auswahl der identifizierenden Variablen anhand einer altemativen Variablenauswahl auf ihre Giite hin untersucht. AbschlieBende Bemerkungen fmden sich in Abschnitt 5.4.

5.1

Das theoretische Suchmodell und der empirische Schatzansatz

Um erfragte Reservationslohne mit theoretisch ermittelten Reservationslohnen zu vergleichen, miissen einige Grundannahmen getroffen werden. In dem hier vorgestellten Modell^^^ wird die Verteilung der Lohnangebote fUr einen Arbeitslosen iiber die Arbeitslosigkeitsperiode als konstant angesehen. AuBerdem erfolgt in jedem Monat ein Beschaftigungsangebot. Wie bereits in Abschnitt 3.1.3 gezeigt, bleibt in diesem stationaren Suchmodell der optimale Reservationslohn des Arbeitslosen iiber die Arbeitslosigkeitsdauer konstant. ^^^ Der Reservationslohn w'' ^^^ wird dabei so gewahlt, dass die marginalen Kosten der Suche mit ^^^ Das grundlegende Modell stammt von Kiefer und Neumann (1979). Schmidt und Winkelmann (1993) haben es aufgegriffen und dahingehend angewandt und erweitert, dass erfragte und aus dem Modell heraus prognostizierte Reservationslohne verglichen werden konnen. Die in dieser Arbeit vorgestellte Darstellung des Schatzansatzes ist eng an Schmidt und Winkelmann (1993) angelehnt. ^^^ Diese restriktive Annahme wird im empirischen Teil in Abschnitt 5.3.3 kritisch diskutiert und gelockert. ^^^ Um Variable, die sich auf den Reservationslohn beziehen, in Analogie zu den offerierten und den akzeptierten Lohnen mit Indizes nach dem Anfangsbuchstaben kennzeichnen zu konnen, wird in diesem Kapitel der Reservationslohn mit einem r anstatt einem Strich, wie in Kapitel 3, gekennzeichnet.

5.1 Das theoretische Suchmodell und der empirische Schdtzansatz dem marginalen Gewinn aus der Annahme eines Beschaftigungsangebots mit der Lohnhohe w^ ubereinstimmt:^^'^ (39)

{w'-c)^r^{E[w''\w''>w']-w')\[-F{w')]

,

wobei c das Nettoeinkommen wahrend der Arbeitslosigkeit und r die Diskontrate ist. In Befragungsdaten liegen die in Gleichung (39) beschriebenen Reservationsund offerierten Lohne in der Regel nicht fur ein und dieselbe Personen vor: Fiir die erfolgreichen Jobsucher lassen sich nur Lohne nach Arbeitslosigkeit beobachten (akzeptierte Lohne), wahrend fiir Arbeitslose Reservationslohnangaben vorhanden sind. Um diesem Sachverhalt Rechnung zu tragen, werden die beiden Lohnarten getrennt betrachtet und (in logarithmierter Form) jeweils als Linearkombination aus der Summe von beobachtbaren Exogenen und einem mit diesen unkorrelierten Storterm dargestellt. Dabei wird Kiefer und Neumann (1979b) folgend angenommen, dass die Lohne log-normal verteilt sind.^^^ Die Lohngleichungen sind dann gegeben als (40)

wf = JC/y5 + ef

mit

ef - N{ 0,or})

fiir die offerierten Lohne und (41)

wr =ZiY + el

mit

< - N{ 0,a})

fiir die Reservationslohne. Nach der Suchtheorie ergibt sich, dass ein Lohnangebot akzeptiert wird, wenn (42)

wf > wf

«

Si = ef - e[ >ZiY- ^iP

mit

e, - N{ 0,cr2), ^2 = ^2 _2a^^ + a? erfiillt ist, d.h., wenn ein individuelles Lohnangebot hoher ist als der individuelle Reservationslohn (Beschaftigungsgleichung). Der beobachtbare akzeptierte Lohn wf weist also eine abgeschnittene Verteilung auf. f, und ef sind dabei gemeinsam normal verteilt. Nach Johnson und Kotz (1972) ergibt sich fiir die Funktion des abgeschnittenen Erwartungswertes

124 Vgl. Gleichung (5'") in Abschnitt 3.1.3. 12^ Als Alternative zur log-normalen Verteilung der L5hne wird in der Literatur haufig auch eine Pareto-Verteilung angenommen, die allerdings vor allem bei stetiger Zeitmessung Anwendung fmdet (Schmidt und Winkelmann 1993: 152).

11

78 (43)

Kapitel 5 Die Validitdt der erfragten Reservationslohne E{ wf) = E{wf\ Ei >ZiY- Xip) = Xip-\- E{ ef |f, >Zir- XiP) =XiP + p^^CTo^

mit (44)

Ai = ^) ^

{,

wobei p^^ die Korrelation zwischen dem Storterm der Gleichung fiir den offerierten Lohn und dem Storterm der Beschaftigungsgleichung darstellt.^^^ Der Erwartungswert der abgeschnittenen Reservationslohnverteilung lasst sich analog zu (43) darstellen. Wie schon in Abschnitt 4.3.3.2 beschrieben, kann eine solche Gleichung nach Heckman (1976, 1979) in zwei Stufen geschatzt werden. Auf der ersten Stufe kann fUr jede Beobachtung die Selektionsvariable Ai Uber ein Probit geschatzt werden. Nach der Beschaftigungsgleichung (42) kann der Sucherfolg als reduziertes Probit geschrieben werden: (45)

P (Sucherfolg| jc,-,z,-) = P f - ^ > ^ i ^ l z M ^ j =

0(MzIiL).

Es wird somit der Nettoeffekt aus der Verteilung der offerierten Lohne und der Reservationslohne auf die Wahrscheinlichkeit, eine angebotene Beschaftigung mit gegebenem Lohn zu akzeptieren, geschatzt. In einem zweiten Schritt kann der prognostizierte Selektionsterm Ai berechnet und in die Gleichung der beobachtbaren akzeptierten Lohne integriert werden i^^^ (46)

wf = Xij3 + p^^GoK + u,.

^^^ Sofem der Koeffizient von k als {a}-(7^)1 a geschrieben wird, ist ersichtlich, dass X nur negativ werden kann, wenn der Storterm in der Gleichung fiir den offerierten Lohn und in der Reservationslohngleichung positiv korreliert sind und wenn die Varianz des Storterms der Reservationslohngleichung die Varianz in der Gleichung fur den offerierten Lohn ubersteigt. Somit fUhren variablere Reservationslohne gegeniiber den offerierten Lohnen dazu, dass Arbeitslose mit einem niedrigeren offerierten Lohn schneller eine neue Beschaftigung finden. In diesem Fall ist der beobachtbare akzeptierte Lohn im Mittel niedriger als der Mittelwert der Verteilung der offerierten Lohne (vgl. Schmidt und Winkelmann 1993: 153). ^27 Durch die Integration des prognostizierten Selektionsterms in die Schatzgleichung der akzeptierten Lohne zeigt sich die Nahe dieses Vorgehens zum stochastischen Frontier-Ansatz (vgl. FuBnote 83 in Abschnitt 4.3.1).

5.1 Das theoretische Suchmodell und der empirische Schdtzansatz Der Vorteil dieser Darstellung liegt darin, dass Gleichung (46) nur fiir die Beobachtungen, fur die akzeptierte Lohne vorliegen, geschatzt werden kann, d.h., die (erfragten) Reservationslohne konnen unberiicksichtigt bleiben.^^^ Analog zu (46) kann naturlich auch eine Gleichung fiir die beobachteten Reservationslohne geschatzt werden. Da es aber das Ziel dieser Untersuchung ist, die erfragten Reservationslohne nicht zu verwenden und stattdessen nur unter Zuhilfenahme der beobachtbaren akzeptierten Lohne Reservationslohnangaben fiir die arbeitslosen Personen in der Stichprobe zu prognostizieren, konnen unter Berucksichtigung der Suchtheorie und von Parameterrestriktionen die Parameter der Reservationslohngleichung (41) identifiziert werden. Um dies durchzufiihren, muss zwischen direkten und indirekten Effekten innerhalb der Reservationslohngleichung unterschieden werden. Die reduzierte Form der Reservationslohngleichung lasst sich wie folgt zerlegen: (47)

wl =Zir + e\ = xl^'Yo.r + ^ / o + ^Yr + < .

Da nach der Suchtheorie alle Einflussfaktoren der Verteilung der offerierten Lohne auch den optimalen Reservationslohn determinieren, muss z alle Variablen enthalten, die den mittleren offerierten Lohn beeinflussen (x aus Gleichung 40). z kann zerlegt werden in Variable, die nur den offerierten Lohn beeinflussen (x^), und in Variable, die sowohl die offerierten Lohne als auch die Suchkosten beeinflussen {x^^^). AuBerdem kann z Variable enthalten, die nur die Suche determinieren {x^^. Die direkten Effekte konnen nun iiber die Suchkosten und die indirekten Effekte uber die Verteilung der offerierten Lohne wie folgt zerlegt werden: (48)

Y

^'^

=^}^

dxo

=^ S

+c

dxp^""

^^^ Schmidt und Winkelmann (1993: 154) weisen darauf bin, dass verallgemeinerte Kleinst-Quadrat-Schatzungen der Gleichung (46) durchgefuhrt werden sollten, da die Varianz des Storterms M, heteroskedastisch ist: V{ui) = V{ef\e,>Zir-Xifi) = a^[l^p^M(^,-A,)] mit ai={ziy-XiP)lcT. AuBerdem sind die geschatzten verallgemeinerten Kleinst-Quadrat-Koeffizienten der Gleichung (46) nur asymptotisch normalverteilt (vgl. Heckman 1976).

79

80

Kapitel 5

Die Validitdt der erfragten Reservationslohne

wobei Cr und Coj. die Parameter der Suchkosten darstellen. Durch diese Unterteilung lasst sich die Gleichung des Sucherfolgs als strukturelles Modell darstellen: (49)

W^ - W'- = {x-^'Po,r + ^ ^ A , ) - k ' ' " M ^ . r + C^,,)+ X ^ m ^ , + x'Cr]

= xo^^[{\ - m)Po,r" CoA + x-{\ -m)Po - x'Cr.

wobei m den Einfluss einer Veranderung im mittleren offerierten Lohn auf den Reservationslohn (dw^'/dx^) darstellt. Durch Umformungen und die Verwendung des prognostizierten Wertes w^ fiir xj3 nach (46) ergibt sich: = W^ w^-

(50)

^-jc^''^—-—x^-^^w^ax --X^^^— X^ -^^W^d\

a mit

aa

a

Jc = [Jc^'^Jc'•] und 02 =\

^xt ^X02

a

a 'G

In dem resultierenden strukturellen Probit wird der Effekt der Variablen x^'^ auf die Wahrscheinlichkeit eines Sucherfolges in einen Effekt durch den mittleren offerierten Lohn und in einen Suchkosteneffekt separi^rt. Sofem a oder m bekannt ist, konnen sowohl die strukturellen Parameter c^,^ und c^ als auch die reduzierten Parameter y aus der Reservationslohngleichung identifiziert werden, womit anschlieBend die prognostizierten Reservationslohne berechnet werden konnen. Um einen geeigneten Schatzer fiir m zu erhalten, konnen suchtheoretische Uberlegungen, die eine Verknupfung der mitderen Suchdauer und der zugrunde liegenden Diskontrate herstellen, verwendet werden. Der Einfluss einer Veranderung // in der mittleren offerierten Lohnverteilung auf den Reservationslohn ist determiniert iiber die optimale Suchbedingung (39). Diese kann in diesem Fall analog zu Gleichung (5') in Abschnitt 3.1.3 als oo

(51)

oo

0 = - ( w ' ' - c ) r + \W'f{w''

^^l)d^^ -w'

J/(w^+//)^w^

geschrieben werden. Der Einfluss der Veranderung // in der mittleren offerierten Lohnverteilung auf den Reservationslohn ergibt sich dann als^^^ (52)

/w = - - — =

3//

7

i

\ \ »

r+ (l~F(w))

12^ Vgl. Abschnitt 8.1 im Anhang fur Details.

5.1 Das theoretische Suchmodell und der empirische Schdtzansatz

81

wobei 1 - F ( W ' ' ) die Wahrscheinlichkeit ist, dass ein offerierter Lohn akzeptieit wird. Da per Annahme pro betrachtete Periode (hier pro Monat) ein Beschaftigungsangebot erfolgt, ist 1 / ( 1 - F ( W ' " ) ) die erwartete Arbeitslosigkeitsdauer in

Abbildung 16: Die Schatzstrategie zur Uberpriifung der Validitat erfragter Reservationsl5hne im Uberblick Reduziertes Probit zum Sucherfolg

Lohngleichung fiir akzeptierte Lohne mit Selektionskorrektur

• Mittlere abgeschloscene Arbeitslosigkeitsdauer Prognose des mittleren offerierten Lohnes

Strukturelles Probit zum Sucherfolg

Selektionskorrigierte Schatzung der erfragten Reservationslohne

• Exogene Diskontrate

Berechnung des Koeffizienten der strukturellen und der reduzierten Reservationslohngleichung

Vergleich der aus dem theoretischen Modell berechneten Reservationslohne mit den selektionskorrigierten erfragten Reservationslohnen

Quelle: Eigene Darstellung in Anlehnung an Boheim (2002: 22).

82

Kapitel 5

Die Validitdt der erfragten Reservationslohne

Monaten.^^^ Die mittlere Suchdauer kann aus den vorhandenen Daten berechnet und die Diskontrate r per Annahme festgelegt werden. Unter Zuhilfenahme von m lassen sich die Parameter G , c^^r und Cr somit identifizieren und konnen mittels 0 aus (50) berechnet werden. Es gilt dabei:

Mit Hilfe des identifizierten Parametervektors y und der Selektionskorrektur lassen sich nun die selektionskorrigierten Reservationslohne w'*'^ aus dem Modellansatz der erfragten akzeptierten Lohne prognostizieren. Der Selektionsterm der (strukturellen) Reservationslohngleichung lasst sich iiber

(54)

-^Ll^ (7

berechnen, wobei a der identifizierte Parameter aus dem strukturellen Probit ist und a} und (7o,r aus der selektionskorrigierten Reservationslohngleichung bestimmt werden konnen. Da das eigendiche Ziel dieses Vorgehens ein Vergleich der auf diesem Wege prognostizierten Reservationslohne mit den erfragten Reservationslohnen ist, muss noch eine selektionskorrigierte Schatzung fUr die erfragten Reservationslohne w'^'^ erfolgen. AbschlieBend werden mittels einfacher OLS die aus dem Modell prognostizierten Reservationslohne W^'P mit den selektionskorrigierten erfragten Reservationslohnen w'"'^ verglichen, um zu untersuchen, inwieweit die erfragten Reservationslohne die theoretisch fundierten erklaren konnen:^^^ ^^^ Somit ist m auf das Intervall [0,1] begrenzt und sinkt stetig mit der mittleren Suchdauer und der Diskontrate r (Schmidt und Winkelmann 1993: 169). ^^^ Die Verwendung der Kleinst-Quadrat-Schatzung zur Uberpriifung der Giite der erfragten Reservationslohne anhand der selektionskorrigierten erfragten Reservationslohne und der aus dem theoretischen Modell prognostizierten Reservationslohne dient im Folgenden zur Erganzung der grafischen Analyse der Abbildungen Al bis A5 in Abschnitt 8.5 im Anhang. Kritisch bleibt zur Kleinst-Quadrat-Schatzung anzumerken, dass die verwendeten Variablen in Gleichung (55) potenziell Fehler aufweisen konnen, da es sich um prognostizierte Werte handelt. Der Fehlereinfluss auf die prognostizierten Werte kann grundsatzlich sowohl systematischer als auch unsystematischer Natur sein. Da wie beschrieben selektionskorrigierende Schatzungen vorgenommen werden, wird aufgrund der dadurch gegebenen Erwartungstreue ein systematischer Fehler ausgeschlossen (vgl. dazu auch Abschnitt 4.3.3.2, speziell Gleichung 36). Fur zufallige Fehler gilt, dass sie zu konsistenten, aber ineffizienten Schatzem fuhren, sofem sie in der endogenen Variablen auftreten. Zufallige Fehler in der exogenen Variablen fuhren zu inkonsistenten Schatzem, die sich bei einem ausgewiesenen R^ von mehr (weniger) als 50 Prozent durch groBere (kleinere) ausgewiesene Schatzfehler auszeichnen. In beiden Fallen sinkt durch den zufalligen Fehler

5.2 Deskriptive Vorauswertungen (55)

w''P

83

=pQ+P^w'''-^u.

Dabei sollten $^=0 und $\=l gelten und eine hohe Giite der Schatzung vorliegen, sofem die erfragten Reservationslohne tatsachlich unverzent die theoretisch plausiblen Reservationslohne widerspiegeln. Abbildung 16 zeigt die gesamte Schatzstrategie des Modells nochmals im Uberblick.

5.2

Deskriptive Vorauswertungen

Um einige Aspekte der erfragten Reservationslohne im Vorfeld der Schatzungen etwas detaillierter diskutieren zu konnen, werden im Folgenden das Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (RWR) und das Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnis (AWR) fur verschiedene Unterstichproben der Untersuchungsgesamtheit berechnet.^^2 \Yjg schon in Abschnitt4.2 beschrieben, ist das Reservationslohn-LohnVerhaltnis das mittlere Verhaltnis von Reservationslohn zum letzten Lohn vor Arbeitslosigkeit. Analog dazu wird das mittiere Verhaltnis von akzeptiertem Lohn nach Arbeitslosigkeit zum letzten Lohn vor Arbeitslosigkeit in einer Kurzform als Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnis bezeichnet. In Tabelle 15 bzw. 16 sind das Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis bzw. Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnis fur verschiedene Arbeitslosigkeitsdauem fur den Gesamt- bzw. den Regressionsdatensatzzusammengestellt. Wie fur das Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis bereits in Abschnitt 4.2 gezeigt, fUhrt auch fur den Datensatz beim Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnis die Eliminierung von Beobachtungen mit fehlenden Werten fur einzelne Auspragungen der exogenen Variablen nicht zu Verzerrungen (Annahme der random missing values), da das mittlere Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnis in beiden Stichproben nahezu identisch ist.

das ausgewiesene R^ (vgl. zu diesen Aspekten die ausfuhrliche Diskussion der Auswirkungen der mit zufalligen Fehlem behafteten Variablen in Abschnitt 8.2 im Anhang). Da im vorliegenden Fall das BestimmtheitsmaB fur die Kleinst-QuadratSchatzung der Gleichung (55) in der Gesamtstichprobe mit uber 85 Prozent sehr hoch ist, die geschatzten Parameter keine unerwarteten GroBenordnungen aufweisen und die geschatzten Koeffizienten sigifikant sind (vgl. Tabellen 22-26 in Abschnitt 5.3), wird im Folgenden davon ausgegangen, dass mogliche zufallige Fehler in den prognostizierten Werten keine relevante Rolle spielen und die Kleinst-Quadrat-Schatzung der Gleichung (55) somit als GutemaB des linearen Zusammenhangs zwischen den selektionskorrigierten erfragten Reservationslohnen und den aus dem theoretischen Modell prognostizierten Reservationslohnen verwendet werden kann. ^^^ Als Datengrundlage dient der in Kapitel 4.1 beschriebene Datensatz.

84

Kapitel 5

Die Validitdt der erfragten Reservationslohne

Tabelle 15: Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (RWR) und Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnis (AWR) fur verschiedene Arbeitslosigkeitsdauem in der Gesamtstichprobe Arbeitslosigkeitsdauer Alle Bis 6 Monate 7-12 Monate 13-18 Monate 19-24 Monate 25-36 Monate Uber 36 Monate

AWR

RWR Mittelwert

Median

1,10 1,12 1,10 1,08 1,07 1,09 1,12

1,03 1,05 1,01 0,99 1,01 1,04 1,07

Anzahl 595 245 138 68 50 52 42

Mittelwert

Median

Anzahl

1,06 1,08 1,06 0,97 0,87 0,98 0,84

1,00 1,01 1,01 0,91 0,86 0,93 0,80

910 599 174 67 28 30 12

Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen. Tabelle 16: Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (RWR) und Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnis (AWR) fur verschiedene Arbeitslosigkeitsdauem in der Schatzstichprobe Arbeitslosigkeitsdauer Alle Bis 6 Monate 7-12 Monate 13-18 Monate 19-24 Monate 25-36 Monate Uber 36 Monate

AWR

RWR Mittelwert

Median

1,10 1,10 1,12 1,07 1,04 1,12 1,14

1,03 1,03 1,01 0,98 1,00 1,06 1,07

Anzahl 463 178 108 57 45 42 33

Mittelwert

Median

Anzahl

1,04 1,06 1,06 0,98 0,84 0,97 0,84

0,99 1,01 1,00 0,92 0,85 0,90 0,80

702 456 135 52 24 25 10

Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen. Bei der Bewertung der Hohe des Reservationslohn-Lohn-Verhaltnisses bzw. des Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnisses fallt zweierlei auf: Zum einen liegt das mittlere Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis durchweg uber dem mittleren Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnis. Dieses Phanomen lasst sich, wie schon in Abschnitt4.1 angesprochen, auf den Selektionseffekt zuriickfUhren, der bei Arbeitslosen mit einem hohen Reservationslohn zu einer geringeren Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit fUhrt. Zum anderen bleibt im Gegensatz zum Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis das mittlere Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnis Uber die Arbeitslosigkeitsdauer in seiner Hohe nicht konstant. Wahrend die Daten beim Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis auf einen stationaren Reservationslohn hindeuten, zeigen die Daten beim Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnis einen nichtstationaren Reservationslohn. Die Erklarung fUr diesen Effekt kann Abbildung 17 entnommen werden.

5.2 Deskriptive Vorauswertungen

85

Abbildung 17: Mittleres Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (RWR) und Dauer der Arbeitslosigkeit /^RWR

Sinkender Reservationslohn (ii) Mittleres RWR

^>v^ I

Abflusse durch Beendigung der Arbeitslosigkeit (i) Arbeitslosigkeitsdauer

Auf das mittlere Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis wirken potenziell zwei Effekte: (i) Personen mit einem niedrigen relativen Reservationslohn werden den Pool der Arbeitslosen schnell verlassen. Dieser Effekt verzerrt die Stichprobe und der mittlere relative Reservationslohn miisste ceteris paribus steigen. (ii) Sofem die Arbeitslosen ihren Reservationslohn bei langerer Arbeitslosigkeit senken, verringert dieser Effekt den mittleren relativen Reservationslohn mit zunehmender Arbeitslosigkeitsdauer. Beide Effekte wirken also gegenlaufig auf das mitdere Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis und der Nettoeffekt bleibt unbestimmt. Somit kann von dem konstanten mittleren Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis iiber die Arbeitslosigkeitsdauer nicht automatisch auf stationare Reservationslohne geschlossen werden. Hingegen kann das mit zunehmender Arbeitslosigkeitsdauer^^^ deutlich sinkende mittlere Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnis

133 Der Anstieg des mittleren Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnisses fiir 25-36 Monate Arbeitslosigkeitsdauer gegeniiber kiirzeren und langeren Arbeitslosigkeitsdauem kann an dieser Stelle nicht plausibel erklart werden, soUte aufgrund der geringen Fallzahlen allerdings auch nicht als Falsifikation fiir ein sinkendes mittleres Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnis interpretiert werden.

86

Kapitel 5

Die Validitdt der erfragten Reservationslohne

als Hinweis fiir nichtstationare Reservationslohne zumindest in der Gruppe der erfolgreichen Jobsucher gewertet werden.^^"* Um die Stationaritat der erfragten Reservationslohne zu untersuchen, konnen das mittlere Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnis bzw. Reservationslohn-LohnVerhaltnis fUr die Gesamtstichprobe also nur wenig aussagen. Aus diesem Grunde wird in Tabelle 17 und 18 der Panelcharakter des GSOEP (2000) ausgenutzt und fiir dieselben Personen die Entwicklung der Reservationslohn-Lohn-Verhaltnisse uber die Arbeitslosigkeitsdauer untersucht. Dabei stellt sich als ein wesentliches Problem dar, dass die Frage nach dem Reservationslohn nicht in jeder Welle seit 1984 erfragt wurde (vgl. FuBnote 55), so dass die Stichprobe fur eine derartige Analyse sehr klein ausfallt. AuBerdem ist aus den Tabellen 15 und 16 ersichtlich, dass etwa 85 Prozent aller Personen, die nach einer Phase der Arbeitslosigkeit wieder einen Arbeitsplatz gefunden haben, dies innerhalb der ersten 12 Monate Arbeitslosigkeit erreicht haben. ^^^ Fiir diese groBe Gruppe liegen nur mit geringer Wahrscheinlichkeit Reservationslohnangaben vor und eine Verlaufsanalyse des Reservationslohns mit zunehmender Arbeitslosigkeitsdauer ist ganzlich ausgeschlossen. Insofem unterliegen die Reservationslohnangaben in Tabelle 17 und 18 einer starken Selektivitat, die vollstandig erst mit der Umsetzung des Schatzmodells aus Abschnitt 5.1 Uberwunden werden kann. In Tabelle 17 ist fur verschiedene Unterstichproben die Entwicklung des Reservationslohn-Lohn-Verhaltnisses und des Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnisses fiir dieselben Personen zusammengefasst, sofem zwischen den Interviews maximal eine Welle liegt.^^^ Durch dieses Vorgehen kann detaillierter untersucht werden, ob der Reservationslohn Stationaritat aufweist und der Annahme der Suchtheorie entspricht, wonach er einen Mindestlohn fiir eine Arbeitsaufnahme darstellt.

^^^ Stark sinkende mittlere Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnisse und deutlich weniger sinkende mittlere Reservationslohn-Lohn-Verhaltnisse finden auch Brixy und Christensen (2002: 5) auf Basis der Arbeitslosenbefragung 2000 (lAB/Infas) fur kategoriale Daten der Lohnkonzessionsbereitschaft. 135 Dieser Wert entspricht ziemlich exakt den Angaben aus der amtlichen Abgangsstatistik fiir den Untersuchungszeitraum (vgl. laufende Hefte der Amtlichen Nachrichten bzw. der Strukturanalyse der Bundesanstalt fur Arbeit). 13^ Es werden fiir diese Darstellung aufgrund der geringen Zeitunterschiede zwischen den Interviews nichtinflationsbereinigte Lohnangaben verwendet. Dies hat zwei Griinde: (i) Anders als bei den gepoolten Schatzungen in Abschnitt 5.3 liegt keine Notwendigkeit zur Vergleichbarkeit der Lohnangaben iiber den Zeitraum 1984-2000 vor, da der letzte eigene Lohnsatz die Basis darstellt. (ii) Schmidt (1993) und die Berechnungen in Kapitel 4 haben gezeigt, dass der letzte Lohnsatz der wichtigste Indikator fur den Reservations- bzw. ^zeptierten Lohn ist. Somit werden sich die betroffenen Personen am eigenen nominalen letzten Lohnsatz orientieren.

5.2 Deskriptive Vorauswertungen

87

Tabelle 17: Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (RWR) und Akzeptierter-Lohn-LohnVerhaltnis (AWR) fur dieselben Personen im Zeitverlauf^ Beobachtung in Welle i+1

Beobachtung in Welle t^ Arbeitslos

Arbeitslos

RWR: 0 : 1,08 Median: 1,00 N: 110 RWR: 0 : 1,15 Median: 1,08 N:51

Erwerbstatig

Arbeitslos

AWR: 0 : 1,07 Median: 1,04 N: 110 RWR: 0 : 1,13 Median: 1,10 N:51

^Nichtdeflationierte Lohnangaben (vgl. FuBnote 136). — *^Das Interview in Welle t muss in den ersten 12 Monaten der Arbeitslosigkeit stattgefunden haben. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen. Tabelle 18: Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis (RWR) und Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnis (AWR) bei maximal drei Monaten zwischen dem letzten Interview in Arbeitslosigkeit (t) und dem Arbeitslosigkeitsende (/+1)^ Beobachtung in Welle t: arbeitslos

Beobachtung in Welle r+1: erwerbstatig

Gesamtarbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate RWR: AWR: 0:1,11 0:1,13 Median: 1,02 Median: 1,08 N:68 N:68 Gesamtarbeitslosigkeitsdauer 13-24 Monate RWR: AWR: 0 : 0,91 0 : 0,92 Median: 0,87 Median: 0,97 N: 10 N:10 Gesamtarbeitslosigkeitsdauer > 25 Monate RWR: AWR: 0 : 1,23 0 : 1,02 Median: 1,25 Median: 1,10 N:6 N:6 ^Nichtdeflationierte Lohnangaben (vgl. FuBnote 136). Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

88

Kapitel 5 Die Validitdt der erfragten Reservationslohne

Aus der zweiten Spalte der Tabelle 17 ist ersichtlich, dass das Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis ftir Personen, die eine Welle spater noch arbeitslos waren (Zeile 2), etwa 6-8 Prozent^^^ tiber dem Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis der Personen liegt, die eine neue Beschaftigung gefunden haben (Zeile 1). Dies kann als Beleg daflir gewertet werden, dass die Annahme aus der Suchtheorie, wonach ein niedriger Reservationslohn zu einer geringeren Arbeitslosigkeitsdauer fiihrt, korrekt ist. Zur Anpassung der Reservationslohne iiber die Arbeitslosigkeitsdauer kann aus der zweiten Zeile entnommen werden, dass fUr Personen, die mindestens in zwei aufeinander folgenden Wellen arbeitslos waren, die Reservationslohne nicht nach unten angepasst werden (Stationaritat der Reservationslohne). Diese Beobachtung kann nattirlich nicht ohne Einschrankungen auf die Gruppe der Personen ubertragen werden, die in der zweiten Welle bereits wieder Arbeit gefunden hatten.^^^ Zeile 1 zeigt den Verlauf des Reservationslohn-LohnVerhaltnisses und des Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnisses fur Personen, die in der ersten Beobachtungswelle arbeitslos und in der zweiten Beobachtungswelle in Arbeit waren. Der neue Lohnsatz ist dabei fur den Mittelwert etwa gleich hoch wie der letzte Reservationslohn, fUr den Median etwa 4 Prozent h5her. Um in der nicht beobachtbaren Periode zwischen zwei Interviews die mogliche Anpassung des Reservationslohns iiber die Arbeitslosigkeitsdauer moglichst gering zu halten und genauer zu untersuchen, ob der neue Lohnsatz fur erfolgreiche Jobsucher tatsachlich hoher liegt als der Reservationslohn (zentrale Annahme der Suchtheorie), sind in Tabelle 18 das Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis und das Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnis nur ftir Personen dargestellt, ftir die zwischen dem Interview in t und dem Ende der Arbeitslosigkeit maximal drei Monate liegen. Eine Differenzierung nach der Gesamtarbeitslosigkeitsdauer gestaltet sich dabei schwierig, weil, wie aus den Tabellen 15 und 16 zu entnehmen ist, die Wiederbeschaftigungschancen ftir Langzeitarbeitslose sehr niedrig und die StichprobengroBen dadurch extrem klein sind. Nichtsdestotrotz wird eine Unterteilung in drei Gesamtarbeitslosigkeitsdauem vorgenommen, um speziell die Hypothese von Dawes (1993: 31-32) beztiglich unrealistisch hoher Reservationslohnangaben bei Langzeitarbeitslosen zu untersuchen.

^•^^ Fur das durchschnittliche Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis in der ersten Beobachtungswelle liegt das Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis der auch in der zweiten Befragungswelle arbeitslosen Personen um 6 Prozent hoher als fiir die erfolgreichen Jobsucher. Auf Basis des Medians fur das Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis ergibt sich ein analoger Wert von 8 Prozent. 138 Diese Personen konnten gerade wegen einer Anpassung des Reservationslohns uber die Arbeitslosigkeitsdauer nach unten eine Beschaftigung mit hoherem Einkommen als dem eigenen Reservationslohn gefunden haben.

5.3 Ergebnisse der Modellschdtzungen

89

Fur Gesamtarbeitslosigkeitsdauem bis 12 Monate ist der neue Lohnsatz deutlich groBer als der letzte Lohnsatz (etwa 1 Prozent fur den Mittelwert und 6 Prozent fur den Median). FUr diese Gruppe der erfolgreichen Jobsucher gibt es also keinen Anlass, einen offenkundigen Widerspruch der erfragten Reservationslohne mit den theoretischen Annahmen der Suchtheorie anzunehmen. Fiir Langzeitarbeitslose, die die Bedingungen des maximalen Zwischenraums zwischen dem letzten Interview in Arbeitslosigkeit und dem Arbeitslosigkeitsende von drei Monaten erfUllen, gibt es in der Stichprobe nur 16 Beobachtungen. Fur eine Gesamtarbeitslosigkeitsdauer von 13 bis 24 Monaten liegen die akzeptierten Lohne deutlich iiber den Reservationslohnen. Bei lingerer Arbeitslosigkeitsdauer liegen die Reservationslohne hingegen bei einem hohen Niveau der absoluten Werte deutlich Uber den akzeptierten Lohnen. Da die Datenbasis fiir die Gruppe der Langzeitarbeitslosen unakzeptabel klein ist, lassen sich von diesen deskriptiven Angaben keine seriosen Ruckschlusse auf die Validitat der Reservationslohne Ziehen. Jedoch geben sie vage Hinweise darauf, dass Dawes' (1993) Hypothese bezuglich unrealistisch hoher Reservationslohne fur Langzeitarbeitslose nicht unbedingt abgelehnt werden kann.

5.3

Ergebnisse der Modellschatzungen

5.3.1

Die Identifikation im Modell

Um die Schatzungen^^^ des in AbschnittS.l beschriebenen Modells vorzunehmen, mtissen als erstes identifizierende Variable bestimmt werden, die ausschlieBlich die Suchkosten (Entscheidung zur Annahme einer offenen Stelle bei gegebenem offerierten Lohn) bzw. ausschlieBlich die offerierte Lohnhohe determinieren. Schmidt und Winkelmann (1993) wahlen hierfUr die Anspruchsberechtigung fiir Arbeitslosigkeitstransferzahlungen und das Vorhandensein von Kindem im Haushalt^"*^ bzw. den letzten Lohnsatz und Dummy-Variable fiir die Beschaftigungsdauer beim letzten Arbeitgeber vor Arbeitslosigkeit. Diese Auswahl der identifizierenden Variablen erscheint jedoch problematisch: Zum einen spiegelt die Anspruchsberechtigung auf Arbeitslosengeld/-hilfe vermutlich eher den

^^^ Die Schatzungen in diesem Kapitel wurden in LIMDEP 8.0 vorgenommen. Die entsprechenden Programme konnen beim Autor angefordert werden. ^^^ In Bezug auf letztere Variable steht die Idee im Vordergrund, dass das Arbeitslosengeld bzw. die -hilfe in Deutschland sieben bzw. vier Prozentpunkte hoher ausfallen, sofem erziehungsberechtigte Kinder im Haushalt leben.

90

Kapitel 5 Die Validitdt der erfragten Reservationslohne

Effekt der Arbeitslosigkeitsdauer wider.^^^ Das Vorhandensein von Kindem im Haushalt fuhrt zwar zu einer Variation in der Hohe der Transferzahlung und kann somit als potentiell identifizierende Variable verwendet werden, jedoch ist nicht auszuschliefien, dass auch der neue Lohnsatz durch Kinder beeinflusst wird.^'*^ Zum anderen ist die Beschaftigungsdauer vor Arbeitslosigkeit hoch mit dem Alter korreliert^^^ und weist somit einen Einfluss auf die Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit auf. Altemativ werden in der vorliegenden Untersuchung die qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote und das quadrierte Alter (Alter^), wie auch schon in Abschnitt 4.3.3.2, als identifizierende Variable fur den Sucherfolg verwendet. Fiir die Identifikation des offerierten Lohnes (bzw. akzeptierten Lohnes nach Arbeitslosigkeit) wird Schmidt und Winkelmann (1993) folgend der letzte Lohnsatz plus zwei Dummy-Variable fiir das Geschlecht in Kombination mit dem Verheirateten-Status gewahlt. Letztere sollen den Effekt auffangen, dass in der Regel ein verheirateter Mann Steuerklasse III mit einem hoheren Nettolohn und eine verheiratete Frau Steuerklasse V mit einem geringeren Nettolohn hat. Alle weiteren exogenen Variablen in den Schatzungen werden als determinierend sowohl fiir den Sucherfolg als auch fiir den offerierten Lohn (bzw. akzeptierten Lohn nach Arbeitslosigkeit) angesehen. Die Auswahl der identifizierenden Variablen stellt nicht nur ein Problem im theoretischen Sinne dar, sondem es treten in den Schatzungen des Modells auch praktische Probleme in der Form auf, dass die nur schwach erfiillten Bedingungen der Probit-Schatzung mit Multikollinearitat gepaart zu inkonsistenten Schatzergebnissen fiihren konnen.^"^"^ In der Probit-Schatzung mussen zwei Bedingungen beziiglich der Daten erfiillt sein, damit die Schatzungen konsistent erfolgen konnen:^^^

^^^ Anfangs erhalt ein Arbeitsloser Arbeitslosengeld; erst bei langerer Arbeitslosigkeitsdauer bezieht er dann die zehn Prozentpunkte niedrigere Arbeitslosenhilfe. AuBerdem kann es bei gleicher Vorgeschichte in der Erwerbsbiographie keine Unterschiede in der Anspruchsberechtigung geben. Vgl. zu einer Diskussion um die Wirkung von exogenen Variablen der Arbeitslosigkeitstransferzahlungen auf die Arbeitslosigkeitsdauer z.B. Schimmelpfennig (2000: 186-187). ^^^ So erhohen Kinder beispielsweise die Bruttolohne im 5ffentlichen Dienst. ^^^ Eine 30-jahrige Erwerbsperson kann zum Beispiel nicht eine Beschaftigungsdauer von 20 Jahren aufweisen. ^^^ Der Autor dankt an dieser Stelle Gerd Ronning und William H. Greene ganz herzlich fur hilfreiche Anmerkungen, die Eingang in diesen Abschnitt der Arbeit gefunden haben. ^^^ Vgl. dazu Greene (2002: Kapitel E15.3.2).

5.3 Ergebnisse der Modellschdtzungen

91

• Fiir die Dummy-Variable sollte ein ausreichender Mix von Nullen und Einsen vorhanden sein. Als ausreichend gilt dabei mindestens die Anzahl der exogenen Variablen fur jede Auspragung. • Fiir jede exogene Variable muss der minimale Wert bei einer 1-Kodierung (0Kodierung) der endogenen Variablen kleiner sein als der maximale Wert der entsprechenden exogenen Variablen fiir eine 0-Kodierung (1-Kodierung) der endogenen Variablen. In separaten Probit-Schatzungen fallen Unzulanglichkeiten beziiglich dieser zwei Bedingungen relativ leicht ins Auge. 1st jedoch eine exogene Einflussvariable stark multikollinear mit den anderen exogenen Variablen und gleichzeitig beziiglich der 2. Bedingung gefahrdet, wie es fur den selektionskorrigierten geschatzten Lohn gilt, dann konnen die Koeffizienten des Probits stark verzerrt geschatzt werden.^"^^ Verstarkt tritt dieses Problem zum einen dann auf, wenn viele Dummy-Variable als Exogene und speziell als identifizierende Variable verwendet werden, und zum anderen, wenn die Datenmenge im Verhaltnis zur Anzahl der erklarenden Variablen klein ist.^^^ Die in diesem Kapitel vorgestellte Kombination der identifizierenden Variablen ermoglicht alle in Abschnitt 5.3.2 und 5.3.3 folgenden Schatzungen. Dies trifft bei anderer Auswahl der identifizierenden Variablen speziell bei der Separierung des Datensatzes fiir verschiedene Arbeitslosigkeitsdauem nicht zu.^^^ In Abschnitt 5.3.4 wird die Auswahl der identifizierenden Variablen nochmals kritisch diskutiert und ein Teildatensatz mit den identifizierenden Variablen von Schmidt und Winkelmann (1993) geschatzt.

5.3.2

Die Schatzergebnisse fiir die Gesamtstichprobe

In Tabelle 19 sind die Schatzergebnisse fiir das Probit des Sucherfolgs fiir die Gesamtstichprobe dargestellt; Spalte 1 zeigt das reduzierte Probit und Spalte 2 das strukturelle Probit.

^^" Praktisch ergeben sich extrem groBe Koeffizienten und Standardfehler bei einer hohen PrognosegUte. 147 Ygj 2u weiteren Problemen der Schatzungen des Modells bei kleinen Stichproben auch FuBnote 167. ^^° Die in Schmidt und Winkelmann (1993) verwendeten identifizierenden Variablen lassen beispielsweise Schatzungen fur Langzeitarbeitslose im vorliegenden Datensatz nicht zu; vgl. dazu auch die Anmerkungen in Abschnitt 5.3.4.

92

Kapitel 5

Die Validitdt der erfragten Reservationslohne

Tabelle 19: Probit-Schatzungen zum Sucherfolg (Gesamtstichprobe) Reduziertes Probit^ Strukturelles Probit^ Konstante Geschatzter Lohn*' Mann Alter Partner Kinder Geringe Qualifikation Mittlere Qualifikation Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation^ Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Alter^xlO"^ Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Verheirateter Mann Verheiratete Frau Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit^ p2 ^

N

Q Veall/Zimmermann

-5,724*** (1,985) ~ (0,129) -0,075 0,0659** (0,325) (0,137) -0,078 (0,137) -0,101 (0,345) 0,643* (0,231) -0,069 (0,288) -0,286 -0,142 (0,088) (0,164) 0,122 (0,125) -0,113 (0,146) -0,128 0,004 (0,010) (0,017) -0,026 0,070*** (0,018) 0,154 (0,118) -0,670*** (0,150) -0,118*** (0,042) -0,069*** (0,015) (0,155) 0,089 (0,195) 0,123 (0,154) 0,057 0,237 1 165

20,190*** (2,811) -3,428*** (0,308) 0,864*** (0,128) 0,132*** (0,034) 0,217** (0,103) (0,100) 0,160 —1 109*** (0,386) -1,371*** (0,266) -1,229*** (0,309) -0,434*** (0,094) 0,019 (0,173) -0,296** (0,132) (0,154) -0,253* (0,011) 0,016 -0,062*** (0,018) 0,078*** (0,019) (0,124) 0,191 -0,927*** (0,159) ~ -0,196*** (0,043) -0,060*** (0,016) ~ — 0,375 1 165

^Standardfehler in Klammem. — ^Logarithmierte Werte fur L6hne. — ^Vgl. Veall und Zimmermann (1992). — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fUr das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fUr ausgelassene Variable. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

5.3 Ergebnisse der Modellschdtzungen

93

Zunachst ist nur Spalte 1 von Interesse. Da diese Schatzung nur mit geringen Abweichungenl49 bereits in Abschnitt 4.3.3.2 (Tabelle 12) diskutiert wurde, sollen die Ergebnisse an dieser Stelle nicht weiter kommentiert werden. Die Koeffizienten des reduzierten Probits werden nun verwendet, um eine selektionskorrigierte Lohngleichung zu schatzen. In Tabelle 20 sind die Ergebnisse der Schatzungen des (akzeptierten) Lohnes sowohl mit Selektionskorrektur (Heckman-Schatzung) (Spalte 2) als auch zu Vergleichszwecken ohne Selektionskorrektur (Spalte 1) dargestellt.^^^ Als erstes Ergebnis lasst sich aus Tabelle 20 entnehmen, dass der Koeffizient des Selektionsterms insignifikant ist, d.h., es liegt keine signifikante Selektivitat vor. Dies fiihrt dazu, dass sich die beiden Schatzungen (mit/ohne Selektionskorrektur) nicht wesentlich voneinander unterscheiden. Auch diese sind in analoger Weise bereits in Abschnitt 4.3.3.2 (Tabelle 12 bis 14) diskutiert worden und sind aus diesem Grunde hier nicht weiter zu kommentieren. Im nachsten Schritt werden die Koeffizienten der selektionskorrigierten Lohngleichung des akzeptierten Lohnes fUr eine Prognose des mittleren offerierten Lohnsatzes verwendet. Diese prognostizierten Lohne dienen in der Probit-Schatzung zum Sucherfolg als exogene Variable, die eine Unterscheidung der Effekte der anderen Einflussvariablen direkt auf den Reservationslohn bzw. Uber den mitderen offerierten Lohn ermoglicht. Die Ergebnisse dieser Schatzung des strukturellen Probits sind in Tabelle 19 Spalte 2 dargestellt. Zur Bewertung des gesamten Schatzmodells spielen die identifizierenden Variablen im Probit eine entscheidende Rolle, da sich die Koeffizienten dieser Variablen in beiden Probits nicht wesendich unterscheiden sollten, wenn sie tatsachlich nur Einfluss auf die Suchkosten haben sollen (vgl. Schmidt und Winkelmann 1993: 163). Dies ist im vorliegenden Fall gegeben.^^^ Der geschatzte Lohnsatz ist im strukturellen Probit hoch signifikant und weist auf einen Uberproportionalen Einfluss des mittleren offerierten Lohnes auf den Reservationslohn hin.^^^ Die Hohe des Effekts ist deutlich groBer als der insignifikante Effekt bei Schmidt und Winkelmann (1993: 160).153

^^^ Der Lohn vor Arbeitslosigkeit wurde in den Schatzungen in Abschnitt 4.3.3.2 nicht mit beriicksichtigt. 150 Djg Schatzungen mit Selektionskorrektur werden heteroskedastiekonsistent nach Heckman (1976, 1979) und Greene (1981) vorgenommen. 151 Bei Schmidt und Winkelmann (1993: 160) liegen die Unterschiede der Koeffizienten im reduzierten bzw. dem strukturellen Probit in etwa in gleicher GroBenordnung vor. 152 Der Koeffizient des geschatzten Lohnes lasst sich nach Gleichung (52) und (53) in Abschnitt 5.1 als ( l - m ) / c r interpretieren. Bei einem 1-zu-l-Einfluss des mittleren offerierten Lohnes auf den Reservationslohn ware der Koeffizient somit null. Bei einem Koeffizienten kleiner null, wie im vorliegenden Fall, ist der Einfluss des mitt-

94

Kapitel 5

Die Validitdt der erfragten Reservationslohne

Tabelle 20: Lohngleichung fur den akzeptierten Lohn^ nach Arbeitslosigkeit (Gesamtstichprobe) OLS ohne Selektionskorrektur^»^ Konstante Mann Alter Partner Kinder Geringe Qualifikation Mitdere Qualifikation Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation Auslander(in) Besch^ftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Besch^ftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer grOBer 10 Jahre Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/hilfe Verheirateter Mann Verheiratete Frau Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit^ A K / K adjungiert

N

(0,440) (0,027) (0,001) (0,029) (0,021) (0,046) (0,043) (0,056)

4,166*** 0,079*** -0,001 0,030 0,026 -0,344*** -0,280*** -0,210*** -0,048** 0,003 -0,034 -0,017

(0,019) (0,035) (0,028) (0,033) -

0,003 -0,007* 0,002 0,011 -0,072*

(0,002) (0,003) (0,004) (0,026) (0,039)

-0,064* (0,033) -0,096** (0,040) 0 474*** (0,033) -0,511/0,498 702

OLSmit Selektionskorrektur*''^ 4,363*** 0,081*** -0,0003 0,032 0,027 -0,327*** -0,270*** -0,197*** -0,041** 0,0005 -0,029 -0,013 0,003 -0,005 -0,00004 0,004 -0,045

(0,491) (0,027) (0,001) (0,029) (0,021) (0,050) (0,045) (0,058) (0,020) (0,035) (0,029) (0,033) (0,002) (0,004) (0,005) (0,027) (0,049)

0,061* (0,033) -0,101** (0,040) 0,472*** (0,033) -0,065 (0,073) 0,512/0,497 702

^Logarithmierte Werte fur Lohne. — ^Standardfehler in Klammem. — ^Schatzung mit Heteroskedastiekonsistenz. — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fur das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fUr ausgelassene Variable. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

leren offerierten Lohnes auf den Reservationslohn uberproportional. Vgl. dazu auch Kiefer und Neumann (1979: 183). 153 Boheim (2002: 28) fmdet einen Effekt im strukturellen Probit fiir die erfolgreiche Suche von 5,5 fUr Manner bzw. 3,8 fiir Frauen. Diese Werte erscheinen eher unrealistisch, weil sie einen Einfluss des mittleren offerierten Lohnes auf den Reservationslohn (m) von ^ , 5 bzw. -2,8 implizieren.

5.3 Ergebnisse der Modellschdtzungen

95

Bei den weiteren Einflussfaktoren auf den Sucherfolg zeigen sich erhebliche Unterschiede zwischen dem reduzierten und dem strukturellen Probit fur Manner, die bei gegebenem offeriertem Lohn eine hohere Ubergangswahrscheinlichkeit als Frauen aufweisen, und fur Auslander, die eine geringe Wahrscheinlichkeit erkennen lassen. Eine Partnerschaft erhoht bei gegebenem Lohn den Sucherfolg, was nicht intuitiv plausibel ist, sich aber vermutlich als Multikollinearitatseffekt erklaren lasst: Manner mit Familie (also auch mit Partnerin) haben als Erstverdiener eine hohere Ubergangsrate aus Arbeitslosigkeit (vgl. Schimmelpfennig 2000: 189). Bei der formalen Qualifikation zeigt sich, dass bei gegebenem offeriertem Lohn Hochschulabsolventen eine hohere Erfolgswahrscheinlichkeit bei der Suche nach einer neuen Beschaftigung aufweisen als andere Arbeitslose, wobei sich die Koeffizienten der anderen Qualifikationsdummys kaum voneinander unterscheiden. Bei den makrookonomischen EinflussgroBen zeigt nur die regionale Arbeitslosenquote einen hoch signifikanten negativen Einfluss auf den Sucherfolg bei gegebenem Lohnsatz, was sich Uber den kompensierten Lohnkurveneffekt im geschatzten Lohnsatz auch plausibel erklaren lasst. Mit Hilfe der geschatzten Koeffizienten aus dem strukturellen Probit konnen nun wie in AbschnittS.l beschrieben bei gegebenen exogenen Informationen iiber die mittlere Arbeitslosigkeitsdauer und die Zeitpraferenzrate die Koeffizienten der Reservationslohngleichung berechnet werden. Schmidt und Winkelmann (1993: 163) folgend wird die mittlere Dauer der abgeschlossenen Arbeitslosigkeitsperioden im Datensatz als Proxy fur die mittlere Arbeitslosigkeitsdauer berechnet. Diese liegt bei 7,13 Monaten.^^"* Fiir die Darstellung in Tabelle21 wird exemplarisch eine Zeitpraferenzrate von 5 Prozent verwendet;^^^ um die Schatzungen auch fur alternative Zeitpraferenzraten bewerten zu konnen, werden die Koeffizienten auch fiir andere Zeitpraferenzraten zwischen 1 Prozent und 10 Prozent berechnet, um anschlieUend die prognostizierten und die erfragten Reservationslohne nach Gleichung (55) in Abschnitt 5.1 zu vergleichen (Tabelle 22). In Tabelle 21 ist in Spalte 2 die strukturelle Form der berechneten Reservationslohngleichung und in Spalte 3 die reduzierte Form dargestellt, d.h., in Spalte 2 wird zwischen den Wirkungen des mitderen offerierten Lohnes und den

^^^ Dieser Wert entspricht ziemlich exakt den Angaben iiber die mitdere Arbeitslosigkeitsdauer aus der amtlichen Abgangsstatistik fiir den Untersuchungszeitraum (vgl. laufende Hefte der Amtlichen Nachrichten bzw. der Strukturanalyse der Bundesanstalt fiir Arbeit). ^^^ Fur diese Parameterkonstellation ergibt sich fiir den Einfluss eines Shifts in der mittleren offerierten Lohnverteilung auf den Reservationslohn nach Gleichung (52) in Abschnitt 5.1: 1 - Fiw') = (7,1/12)"* = 1,69 => m = 1,69/(0,05 +1,69) = 0,97 .

96

Kapitel 5 Die Validitdt der erfragten Reservationslohne

marginalen Effekten der erklarenden Variablen auf die Suchkosten unterschieden, wahrend in Spalte 3 die Gesamteffekte der erklarenden Variablen stehen.^^^ Im Vergleich der geschatzten selektionskorrigierten Reservationslohngleichung (Spalte 1) mit der reduzierten Form der berechneten Reservationslohngleichung (Spalte 3) zeigt sich insgesamt eine hohe Ubereinstimmung in den Koeffizienten. Die verbleibenden Unterschiede in den Koeffizienten ergeben sich vor allem durch die unterschiedlichen Wirkungen der exogenen Variablen in den selektionskorrigierten Gleichungen des Reservationslohnes und des akzeptierten Lohnes bzw. des strukturellen Probits zum Sucherfolg. So liegt fur den Einfluss des Alters beim direkt berechneten Reservationslohn ein Maximum bei etwa 39 Jahren vor, wahrend bei dem aus dem Modell prognostizierten Reservationslohn das Maximum bei etwa 25 Jahren erreicht wird. AuBerdem weisen die Qualifikationsdummys beim prognostizierten Reservationslohn die erwartete Ordnung in den Koeffizienten auf, was beim direkt berechneten selektionskorrigierten Reservationslohn nicht zutrifft. Des Weiteren fallt vor allem der deuflich hohere Einfluss des letzten Lohnsatzes fur den prognostizierten Reservationslohn auf. Um nun die Frage beantworten zu konnen, ob die prognostizierten Reservationslohne der selektionskorrigierten Reservationslohngleichung mit den aus dem Modell berechneten Reservationslohnen Ubereinstimmen - die Grundvoraussetzung fiir die Validitat der erfragten Reservationslohne im theoretischen Sinne -, werden beide Prognosewerte fur beide Gleichungen gegeneinander regressiert. Bei einer Ubereinstimmung beider Prognosen kann sowohl die Richtigkeit des theoretischen Modells als auch die Validitat der erfragten Reservationslohne angenommen werden. Bei mangelhafter Ubereinstimmung konnen sowohl das theoretische Modell als auch die erfragten Reservationslohne als Fehlerursache in Frage kommen. Das Ergebnis der Regression kann wie folgt zusammengefasst werden :^^^ w'-'/'=-0,560+ 1,067 w'•'^ mit (0,158) (0,020)

/?2^^. = 0,856,

wobei w'"'^ die selektionskorrigierten erfragten und W^'P die aus dem Modell berechneten Reservationslohne darstellen.^^^

^^^ Auf die Berechnung der Standardfehler in Spalte 2 und 3, wie in Schmidt und Winkelmann (1993: 164, 169-170) dargestellt, wird an dieser Stelle verzichtet. ^^^ In Abbildung Al in Abschnitt 8.5 ist ein Plot von W'^'P gegen w"-^ dargestellt. Der deutlich erkennbare AusreiBer am rechten oberen Rand beeinflusst die Ergebnisse nicht nennenswert, wie eine Schatzung unter Eliminierung dieser Beobachtung zeigt. ^^^ Standardfehler in Klammem.

5.3 Ergebnisse der Modellschatzungen

97

Tabelle 21: Geschatzte und abgeleitete Reservationslohngleichungen^ (Gesamtstichprobe) OLS mit Selektionskorrektur*''^ Konstante Geschatzter Lohn^ Mann Alter Partner Kinder Geringe Qualifikation Mittlere Qualifikation Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Besch^ftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/hilfe Alter^xlO-^ Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Verheirateter Mann Verheiratete Frau Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit^ ;i p2 / p2 A^- / i^• adjungiert

N

5,645*** (0,798) (0,063) 0,068 (0,012) 0,026** (0,038) -0,052 (0,027) 0,049* -0,276*** (0,102) -0,331*** (0,085) -0,259*** (0,101) -0,004 (0,031) 0,073 (0,045) (0,034) 0,020 0,009 (0,039) 0,002 (0,003) -0,001 (0,006) (0,007) -0,0005 -0,011 (0,035) -0,042 (0,062) -0,033** -0,011*

(0,017) (0,006)

0137*** (0,044) 0,045 (0,061) 0,274** (0,138) 0,114 (0,138) 0,444/0,416 463

Strukturelle Reduzierte Gleichung^ Gleichung 0,170 0,971 0,007 0,001 0,002 0,001 -0,009 -0,012 -0,010 -0,004 0,0002 -0,002 -0,002 0,0001 -0,0005 0,0007 0,002 -0,008

4,407 ~ 0,086 0,0008 0,033 0,027 -0,327 -0,273 -0,201 -0,044 0,0007 -0,031 -0,014 0,003 -0,006 0,0006 0,006 -0,052

— -0,002 -0,0005

~ -0,002 -0,0005

~ -0,004 -

0,060 -0,098 0,459 ~ -

^Logarithmierte Werte fur LGhne. — ^'Standardfehler in Klammem. — ^Schatzung mit Heteroskedastiekonsistenz. — ^Identifikation uber das strukturelle Probit; Parameterannahmen: (l - F(w'' ))~^ = 7,1/12; r = 0,05 . — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fur das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. ftir ausgelassene Variable. Quelle: GSOEP (2(X)0); eigene Berechnungen.

98

Kapitel 5 Die Validitdt der erfragten Reservationslohne

Tabelle 22: Regression der selektionskorrigierten erfragten und aus dem Modell berechneten Reservationslohne fUr verschiedene erwartete Arbeitslosigkeitsdauem und Zinsen Zinssatz (%)

Regressionsergebnis^

Mittlere erwartete Arbeitslosigkeitsdauer: 4,0 Monate 1

H''''A'=-0,633+ 1,077 w''^' (0,156) (0,020)

/?2^^= 0,860

4

w'^.p =-0,605+ 1,073 w''>' (0,157) (0,020)

R^^j =0.S59

7

H"-'P =-0,578+ 1,069 w''^^ (0,157) (0,020)

/?4.= 0,857

10

w'-'P =-0,551+ 1,066 w'-' (0,158) (0,020)

/?i^y= 0,856

Mittlere erwartete Arbeitslosigkeitsdauer: 7,1 Monate^ 1

w'-'A'=-0,626+ 1,076 w'-'^ (0,157) (0,020)

/?2^^. =0,860

4

w'-'P =-0,576+ 1,069 H""'^ (0,157) (0,020)

/?2^^.= 0,857

7

w'-'P =-0,529+ 1,063 w'"-^ (0,159) (0,020)

/?2^^. =0,854

10

w'-.p =-0,482+ 1,057 wr^' (0,160) (0,021)

/?2^^. =0,850

Mittlere erwartete Arbeitslosigkeitsdauer: 12,0 Monate 1

w'-p =-0,615+ 1,074 w'^^ (0,157) (0,020)

/?2^^.= 0,859

4

H"-'/^ =-0,533+ 1,064 w'"-^ (0,158) (0,020)

/?2^^.= 0,854

7

w'-'P =-0,456+ 1,054 w'"'^ (0,161) (0,021)

/?2^^.= 0,848

10

w'-.p =-0,383+ 1,044 w'-.^ (0,164) (0,021)

/?2^^. =0,841

^Standardfehler in Klammern. — ^Mittlere abgeschlossene Arbeitslosigkeitsdauer in der Stichprobe. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

5.3 Ergebnisse der Modellschdtzungen

99

Der geschatzte Steigungskoeffizient ist signifikant groBer als eins^^^ und der Achsenabschnitt weicht ebenfalls signifikant von null ab. Allerdings ist das adjungierte GiitemaB mit 86Prozent sehr hoch.^^ Bei einer Restringierung des Steigungskoeffizienten auf 1 weist der Achsenabschnitt einen Wert von -0,04 und das adjungierte BestimmtheitsmaB 85 Prozent auf. Das heifit, die Schatzungen erfullen die Bedingungen des Modells nicht vollstandig, weichen allerdings auch nicht wesentlich davon ab. Da die Schatzungen auf den identifizierenden Annahmen der exogenen Informationen beruhen, sind in Tabelle 22 die Regressionsergebnisse fiir weitere Parameterkonstellationen zusammengefasst dargestellt.^^^ Aus Tabelle 22 ist ersichtlich, dass die Regressionen wenig sensitiv auf veranderte Parameterkonstellationen reagieren. Gleich ist alien Ergebnissen, dass sich bei zunehmendem Zinssatz zwar die Koeffizienten leicht im Modellsinne verandem, gleichzeitig aber die Gute der Schatzungen geringfUgig abnimmt. Die Hypothese, dass der Steigungskoeffizient gleich eins ist, kann nur fur den Fall der erwarteten Arbeitslosigkeitsdauer von 12 Monaten und der Zeitpraferenzrate von 10 Prozent nicht abgelehnt werden. Bei Restringierung dieses Parameters auf 1 weist der Achsenabschnitt einen Wert von -0,04 bei einem adjungierten BestimmtheitsmaB von 84 Prozent auf, d.h., der mittlere erfragte Reservationslohn liegt etwa 4 Prozent iiber dem mittleren aus dem Modell prognostizierten Reservationslohn. Die Hypothese, dass der Steigungskoeffizient bei eins und der Achsenabschnitt bei null liegt, wird in jedem Fall verworfen. Insgesamt zeigen die Ergebnisse, dass die Schatzungen die Modellanforderungen zwar nicht vollstandig erfUllen, jedoch auch keine Abweichungen offenbaren, die grundsatzlich den Modellansatz oder die Daten als ungeniigend kennzeichnen wUrden. Es liegt demnach auf der Hand, weiter nach den Ursachen der Unzulanglichkeiten des Modells zu suchen. Im Folgenden wird aus diesem Grunde die Stationaritatsannahme des Modells gelockert bzw. das Modell unter weniger strengen Annahmen neu geschatzt.

^^^ Esgilt F[l,461]«ll furdenF-TestaufdieseParameterrestriktion. ^^ Schmidt und Winkelmann (1993: 165-166) erzielen bei ihren Schatzungen BestimmtheitsmaBe unter 50 Prozent und Boheim (2002:30) deutlich unter 20 Prozent. ^^^ Die jeweiligen Outputs der strukturellen bzw. reduzierten Reservationslohngleichungen konnen beim Autor angefordert werden.

100 5.3.3

Kapitel 5 Die Validitat der erfragten Reservationslohne Die Schatzergebnisse bei unterschiedlicher Dauer der Arbeitslosigkeit

Durch die Unterteilung der Stichprobe in unterschiedliche Abschnitte der Arbeitslosigkeitsdauer^^^ und anschlieBende separate Schatzungen des Modells konnen zwei Aspekte untersucht werden: Zum einen kann die Stationaritatsannahme analysiert werden^^^, und zum anderen kann ein Test der Hypothese von Dawes (1993: 31-32) bezuglich der unrealistisch hohen Reservationslohne fur Langzeitarbeitslose erfolgen. Schatzergebnisse fiir eine ArbeUslosigkeitsdauer von bis zu 12 Monaten In den Tabellen A4-A6 in Abschnitt 8.4 sind die Schatzungen bezUghch des Sucherfolgs, des akzeptierten und des Reservationslohnes fiir Personen dargestellt, die entweder aktuell bis zu einer Arbeitslosigkeitsdauer von 12 Monaten arbeitslos waren oder eine neue Beschaftigung im Anschluss an eine Arbeitslosigkeitsphase mit einer Dauer von bis zu 12 Monaten aufgenommen haben.^^ Die Ergebnisse zeigen nur unwesendiche Unterschiede zu den Ergebnissen fiir die Gesamtstichprobe (Tabellen 19-21), was wegen des hohen Anteils der Personen mit einer kurzen Arbeitslosigkeitsdauer an der Gesamtstichprobe auch plausibel ist. Die Ergebnisse sollen aus diesem Grunde hier nicht weiter kommentiert werden. Von groBerer Bedeutung sind in diesem Fall die Regressionsergebnisse der Schatzung des aus dem Modell berechneten und der selektionskorrigierten erfragten Reservationslohne, die fiir verschiedene Parameterkonstellationen in Tabelle 23 dargestellt sind. Es lasst sich unschwer erkennen, dass die Modellgiite fiir diese Unterstichprobe sehr gut ausfallt.^^^ Der Steigungskoeffizient unter-

^"^ Das heiBt fiir wieder Erwerbstatige abgeschlossene und fUr Arbeitslose aktuelle, d.h., rechtszensierte Arbeitslosigkeitsdauem. ^"^ Es wird unterstellt, dass in geniigend kleinen Arbeitslosigkeitsdauerabschnitten die Stationaritatsannahme aufrechterhalten werden kann und somit das Modell aus Abschnitt 5.1 seine Giiltigkeit behalt. ^"^ Als Zeitpraferenzrate wurde 1 Prozent und als mittlere erwartete Arbeitslosigkeitsdauer wurde die mittlere abgeschlossene Arbeitslosigkeitsdauer in der Stichprobe fiir eine Arbeitslosigkeitsdauer bis zu 12 Monaten gewahlt, da in diesem Fall die Modellgute in jeder Beziehung am hochsten ist; vgl. auch Tabelle 23. Die Gesamtdokumentation der Schatzergebnisse fiir alle Parameterkonstellationen kann beim Autor angefordert werden. ^^^ In Abbildung A2 in Abschnitt 8.5 ist ein Plot von W'^P gegen w''*^ dargestellt. Der deutlich erkennbare AusreiBer am rechten oberen Rand beeinflusst die Ergebnisse nicht nennenswert, wie eine Schatzung unter Eliminierung dieser Beobachtungen zeigt.

5.3 Ergebnisse der Modellschdtzungen

101

Tabelle 23: Regression der selektionskorrigierten erfragten und aus dem Modell berechneten Reservationslohne fUr verschiedene erwartete Arbeitslosigkeitsdauem und Zinsen (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate) Zinssatz (%)

Regressionsergebnis^

Mittlere erwartete Arbeitslosigkeitsdauer: 4,2 Monate^ 1

w'-P =0fi5S+ 0,989 H"-'^ (0,174) (0,022)

/?^^.= 0,873

4

w'-'P =0fi94+ 0,985 w'^' (0,174) (0,022)

/?2^^= 0,873

7

H"-'P = 0,128 + 0,980 w'-'^ (0,173) (0,022)

/?2^^. =0,872

10

w'-'P = 0,162 + 0,976 w'-'^ (0,173) (0,022)

/?2^^. =0,871

Mittlere erwartete Arbeitslosigkeitsdauer: 7,1 Monate^ 1

w'-'P= 0,066+ 0,988 w'-' (0,174) (0,022)

/?2^y= 0,873

4

w'-.p= 0,126+ 0,981 w'-'^ (0,173) (0,022)

/?2^y= 0,872

7

w'-.p= 0,183+ 0,973 w'"'^ (0,173) (0,022)

/?2^^.= 0,870

10

w'^./'= 0,239 + 0,966 w'^'^ (0,173) (0,022)

/?2,^.= 0,869

Mittlere erwartete Arbeitslosigkeitsdauer: 12,0 Monate 1

w'^.A'= 0,080 + 0,986 H"-'^ (0,174) (0,022)

/?2^^.= 0,873

4

w'-'/'= 0,178 + 0,974 w'-'(0,173) (0,022)

/?2^^. =0,871

7

w^.p= 0,270+ 0,962 w'"'^ (0,173) (0,022)

/?2^^.= 0,868

10

w'^'P= 0,358+ 0,952 w'^^ (0,174) (0,022)

/?2,^= 0,865

^Standardfehler in Klammern. — ^'Mittlere abgeschlossene Arbeitslosigkeitsdauer fUr die Stichprobe bis zu 12 Monaten Arbeitslosigkeitsdauer. — ^Mittlere abgeschlossene Arbeitslosigkeitsdauer in der Gesamtstichprobe. — Quelle: GSOEP (2(XX)); eigene Berechnungen.

102

Kapitel 5

Die Validitdt der erfragten Reservationslohne

scheidet sich nicht signifikant von eins^^^ und der Achsenabschnitt nicht von null. Dabei ist das BestimmtheitsmaB mit etwa 87 Prozent noch ein wenig hoher als fiir die Gesamtstichprobe. Restringiert man in der Schatzung fiir eine Diskontrate von 1 Prozent und eine mittlere abgeschlossene Arbeitslosigkeitsdauer von 4,2 Monaten den Steigungskoeffizienten auf 1, so weist der Achsenabschnitt einen Wert von -0,027 auf, d.h., der mittlere erfragte Reservationslohn liegt etwa 2,7 Prozent Uber dem mittleren aus dem Modell prognostizierten Reservationslohn. Diese Differenz ist deutlich geringer als fiir die Schatzung des Gesamtdatensatzes mit etwa 4 Prozent, was als Hinweis darauf gedeutet werden kann, dass in der Gesamtstichprobe die Beobachtungen fur Langzeitarbeitslose die hohere Differenz verursachen. Dies soil im folgenden Abschnitt naher untersucht werden, Fiir Nichtlangzeitarbeitslose lasst sich als Zwischenergebnis festhalten, dass - wie schon in Abschnitt 5.2 aufgrund der deskriptiven Analysen vermutet - die erfragten Reservationslohne im GSOEP (2000) unter der Annahme des stationaren Suchmodells valide die theoretisch erwarteten Eigenschaften aufweisen. Schdtzergebnisse fiir Langzeitarbeitslose Wahrend fiir eine Arbeitslosigkeitsdauer bis zu 12 Monaten noch ausreichend Beobachtungen zur Verfiigung stehen, um einen kurzen Zeitkorridor (Stationaritatsannahme) zu schatzen, muss fiir Langzeitarbeitslose ein langerer Korridor der Arbeitslosigkeitsdauer ausgewahlt werden. Als robust im Sinne der einzelnen Schatzungen des Gesamtmodells haben sich dabei zwei Arbeitslosigkeitsdauerspannen erwiesen: 13 bis 27 Monate und 19 bis 54Monate Arbeitslosigkeitsdauer.^^^ Beide Zeitkorridore werden aus diesem Grunde getrennt geschatzt und sind in Tabelle A7 bis A9 bzw. Tabelle AlO bis A12 in Abschnitt 8.4 dargestellt. 166 gg gjij f^i^ 284] < 0,3 fiir den F-Test auf die Parameterrestriktion fur die verschiedenen Zinssatze. Die Korridore der Arbeitslosigkeitsdauem wurden nach dem Kriterium der minimalen moglichen Zeitraume gewahlt, wobei speziell die Anzahl der Beobachtungen der akzeptierten Lohne nach Arbeitslosigkeit fur langere Arbeitslosigkeitsdauem restringierend wirkte (vgl. auch Tabelle 15 und 16). Fiir kiirzere Zeitraume bzw. weniger Uberlappung der Zeitraume treten die in Abschnitt 5.3.1 beschriebenen Probleme auf. Zusatzlich liegt der geschatzte Parameter p in der Heckman-Prozedur fiir kiirzere Zeitraume zum Teil auBerhalb des [-1, 1]-Bereichs (vgl. z.B. Greene 1981 und 2002: Kapitel E23:3). In diesem Fall miisste auf die Maximum-Likelihood-SchStzung (MLE) ausgewichen werden. Diese weist allerdings zwei Nachteile auf: Zum einen zeigen die praktischen Durchfuhrungen der Schatzungen, dass die MLE sensitiver auf die in Abschnitt 5.3.1 beschriebenen Konsistenzprobleme reagieren. Zum anderen gilt die in der Literatur beschriebene Effizienzdominanz der MLE gegeniiber der zweistufigen Heckman-Methode nur asymptotisch; fur kleine Stichproben, wie im vorliegenden Fall, gibt es hingegen Hinweise, dass die Heckman-Schatzung eine groBere Effizienz und kleinere Verzerrungen als die MLE aufweist (vgl. dazu Nelson 1984; Nawata 1994; Leung und Yu 1996).

5.3 Ergebnisse der Modellschdtzungen

103

Dabei muss auf die Qualifikationsdummys aufgrund der hohen Multikollinearitat mit der qualifikationsspezifischen Arbeitslosenquote als identifizierende Variable ftir den Sucherfolg und der geringen Variation innerhalb der Dummys^^^ verzichtet werden.^^^ Als mittlere erwartete Arbeitslosigkeitsdauer werden 6,0 Monate bzw. 8,8 Monate^'^^ und fur den Zinssatz 1 Prozent^'^^ bzw. 10 Prozent^'^^ verwendet. Die Ergebnisse weisen fur das reduzierte und das strukturelle Probit einige Unterschiede zwischen Nichtlangzeitarbeitslosen und Langzeitarbeitslosen auf. Wahrend einige Koeffizienten fur lange Arbeitslosigkeitsdauem offensichtlich nur aufgrund der geringeren Datenmenge an Signifikanz verlieren, tritt beispielsweise ein signifikant positiver Effekt durch eine verstarkte Arbeitskraftenachfrage eines wachsenden Sektors im Zuge des Strukturwandels nur fiir langere Arbeitslosigkeitsdauem auf, d.h., zu Anfang der Arbeitslosigkeitsdauer haben noch alle Arbeitskrafte die gleichen Wiederbeschaftigungschancen, wahrend dies fUr Langzeitarbeitslose offensichtlich nur noch in wachsenden Sektoren gilt. AuBerdem haben Langzeitarbeitslose am ehesten Chancen auf einen neuen Job, wenn sie nur wenige Jahre in der vorherigen Beschaftigung waren. Dies konnte dahingehend interpretiert werden, dass bei langer Berufserfahrung und langer Arbeitslosigkeitsdauer die Untemehmen die Chancen auf die erfolgreiche Aneignung neuen Humankapitals als gering ansehen. Auf der anderen Seite zeigen alle Probits das gleiche Wiederbeschaftigungsalterprofil: Ein maximaler Sucherfolg wird mit etwa 35 Jahren erzielt. Der groBte Unterschied zeigt sich im strukturellen Probit beim Einfluss des geschStzten mittleren offerierten Lohnes. Wahrend fiir eine Arbeitslosigkeitsdauer bis zu 27 Monaten noch ein Uberproportionaler Effekt auf den Reservationslohn und damit auf die Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit zu beobachten ist, tritt dieser Effekt fiir eine Arbeitslosigkeits-

168 Die Qualifikationsgruppen „hohe Qualifikation" und „sehr hohe Qualifikation" sind praktisch nicht besetzt und die beiden anderen Dummy-Auspragungen korrelieren extrem hoch mit der qualifikationsspezifischen Arbeitslosenquote. 1"^ Dies wirkt sich insofem nicht allzu verzerrend aus, weil der Qualifikationseffekt zusatzlich indirekt im letzten Lohnsatz enthalten ist. 1^^ Das heiBt, die mittlere abgeschlossene Arbeitslosigkeitsdauer in der Stichprobe betragt 18,0 (26,8) Monate. 12 (18) Monate lagen aber im Zeitraum vor der Datenerhebung, d.h., es wird die mittlere erwartete Arbeitslosigkeitsdauer bei einer gegebenen abgeschlossenen Arbeitslosigkeit von 12 (18) Monaten berechnet. Die SchStzergebnisse fur die ModellgUte bei altemativer enyarteter Arbeitslosigkeitsdauer sind in Tabelle 24 bzw. 25 dargestellt. Die gesamten Schatzergebnisse des Modells fur diese erwarteten Arbeitslosigkeitsdauem konnen beim Autor angefordert werden. ^'^ Frei gewahlter Zinssatz, da nach dem Koeffizienten- und dem R^-Kriterium kein eindeutig optimaler Zinssatz vorliegt; vgl. Tabelle 24. 1^^ Optimaler Zinssatz nach dem Koeffizienten- und dem R^-Kriterium bei Begrenzung der Zinsen auf 1-10 Prozent; vgl. Tabelle 25.

104

Kapitel 5 Die Validitdt der erfragten Reservationslohne

dauer ab 19 Monaten nicht mehr auf. In diesem Fall liegt der Koeffizient nahe eins, unterscheidet sich allerdings nicht signifikant von null; es kann somit von einer 1-zu-l-Beziehung zwischen dem erwarteten offerierten Lohn und dem Reservationslohn ausgegangen werden (vgl. Schmidt und Winkelmann 1993: 163). Bei den Lohngleichungen ftir den akzeptierten Lohn gilt an sich Gleiches wie beim Probit zum Sucherfolg: Die Unterschiede zwischen den Schatzungen mit unterschiedlichen Arbeitslosigkeitsdauerkorridoren beziehen sich vor allem auf fehlende Signifikanz von Koeffizienten bei Langzeitarbeitslosigkeit, was bei 88 bzw. 56 Beobachtungen auch nicht verwunderlich ist. Ansonsten lassen sich die Schatzergebnisse ftir Nichdangzeitarbeitslose im Wesentiichen auf die langeren Arbeitslosigkeitsdauem Ubertragen. Auffallend ist noch das kaum geringere BestimmtheitsmaB in den Schatzungen fur Langzeitarbeitslose mit etwa 49 Prozent bzw. 51 Prozent gegeniiber 54 Prozent fur Nichtlangzeitarbeitslose. FUr die selektionskorrigierten Schatzungen des Reservationslohnes lasst sich die fehlende Signifikanz der Koeffizienten in den Schatzungen bei Langzeitarbeitslosigkeit ebenfalls feststellen. Allerdings ist in diesem Fall nicht einmal der letzte Lohnsatz als Determinierende des Reservationslohnes signifikant. Insgesamt zeigt sich auch ein Unterschied in der Giite der Schatzungen zwischen der Stichprobe fur Nichdangzeitarbeitslose mit R];^j = 53% und der Stichprobe fUr Langzeitarbeitslose mit /?^. = 37% bzw. RK = 35% fur die Reservationslohngleichung, so dass im Gegensatz zum akzeptierten Lohn der Reservationslohn mit zunehmender Arbeitslosigkeitsdauer weniger gut erklarbar ist. Um die Giite der erfragten Reservationslohne im Vergleich zu den aus dem Modell prognostizierten Reservationslohnen priifen zu konnen, werden beide wiederum gegeneinander regressiert. Die Ergebnisse der Regressionen fiir verschiedene erwartete Arbeitslosigkeitsdauem und verschiedene Zinssatze sind in Tabelle 24 bzw. 25 zusammengefasst dargestellt.^'^^ Fur den Arbeitslosigkeitskorridor von 13 bis zu 27 Monaten zeigt sich, dass die Schatzungen insgesamt eine deudich geringere Giite mit einem adjungierten BesdmmtheitsmaB von knapp 40 Prozent als fiir die Nichdangzeitarbeitslosen aufweisen. Fur die Annahme einer erwarteten Arbeitslosigkeitsdauer mit Korrektur um die vergangene Arbeitslosigkeitsdauer^^^ weist das Modell mit hoheren Diskontraten eine bessere Anpassung an die Modellparameter auf, allerdings sinkt die Giite der Schatzung. In keinem Fall kann die Hypothese eines Steigungskoeffizienten gleich eins verworfen werden.^^^ Im Falle der Restringierung

^^^ Vgl. dazu auch Abbildung A3 und A4 in AbschniU 8.5. ^'^ Dies impliziert quasi einen Beginn des Modells erst mit Eintritt in den 13. Monat Arbeitslosigkeit, d.h., ein Modell „ohne Gedachtnis". ^^^ Es gilt F[l, 113] = 0,02 fur den F-Test auf die Parameterrestriktion fiir die verschiedenen Zinssatze.

5.3 Ergebnisse der Modellschdtzungen

105

Tabelle 24: Regression der selektionskorrigierten erfragten und aus dem Modell berechneten Reservationslohne fur verschiedene erwartete Arbeitslosigkeitsdauem und Zinsen (Arbeitslosigkeitsdauer 13-27 Monate) Zinssatz (%)

Regressionsergebnis^

Mittlere erwartete Arbeitslosigkeitsdauer: 6,0 Monate^ 1

w'-'P =-0,202+ 1,020 w'^' (0,891) (0,116)

/?2,^.= 0,401

4

w'^'P =-0,180+ 1,017 w'-'^ (0,890) (0,116)

Rljj=OAOO

7

w'-'P =-0,158+ 1,014 H"-'^ (0,890) (0,116)

Rlij =0,399

10

w'-p =-0,i3S+ 1,011 w''' (0,891) (0,116)

/?2^y =0,397

Mittlere erwartete Arbeitslosigkeitsdauer: 18,0 Monate^ 1

w'^'P =-0,187+ 1,018 w'-'^ (0,890) (0,116)

Rlfj=0AO0

4

H"^'/> =-0,124+ 1,009 w'''

/?^^.= 0,396

(0,891) (0,116) 7

w'^'P =-0,067+ 1,001 w"'' (0,894) (0,116)

/?2^y= 0,390

10

w'^'P =-0,013+ 0,993 w'-'^ (0,898) (0,117)

/?2^^.= 0,384

Mittlere erwartete Arbeitslosigkeitsdauer: 22,7 Monate^ 1

w'-.P =-0,181+ 1,017 w'-'^ (0,890) (0,116)

/?2^^. =0,400

4

w'^.p =-0,103+ 1,006 w'^' (0,892) (0,116)

R^aj =0,394

7

w'^./'=-0,033+ 0,996 w'^-^ (0,896) (0,117)

/?2^^.= 0,387

10

w'-'P= 0,030+ 0,987 w''' (0,903) (0,118)

/?^,= 0,379

^Standardfehler in Klammem. — ^'Mittlere abgeschlossene Arbeitslosigkeitsdauer fiir die Stichprobe 13-27 Monate Arbeitslosigkeitsdauer (18,0 Monate) abzuglich der 12 Monate der bereits abgeschlossenen Arbeitslosigkeitsdauer. — ^Mittlere abgeschlossene Arbeitslosigkeitsdauer fur die Stichprobe 13-27 Monate Arbeitslosigkeitsdauer. — ^Mittlere abgeschlossene Arbeitslosigkeitsdauer fur die Stichprobe > 13 Monate Arbeitslosigkeitsdauer. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

106

Kapitel 5

Die Validitdt der erfragten Reservationslohne

Tabelle 25: Regression der selektionskorrigierten erfragten und aus dem Modell berechneten Reservationslohne fUr verschiedene erwartete Arbeitslosigkeitsdauem und Zinsen (Arbeitslosigkeitsdauer 19-54 Monate) Zinssatz(%) 1

Regressionsergebnis^

Mittlere erwartete Arbeitslosigkeitsdauer: 8,8 Monate^ vw'^'A'= 0,543 + 0,907 w'-'^ /?2^^. = 0,202 (1,306) (0,170)

4

w'"P= 0,453+ 0,921 w'^^ (1,277) (0,166)

R^^j =0,215

7

w'^p = 0,367 + 0,934 w'^' (1,253) (0,163)

/?^^. =0,227

10

vv'-'P = 0,285 + 0,947 w'^' (1,234) (0,160)

/?^^.= 0,237

Mittlere erwartete Arbeitslosigkeitsdauer: 26,8 Monate^ 1

w'-.p= 0,482+ 0,917 w'-'^ (1,286) (0,167)

/?2^^. =0,211

4

w'-'^ = 0,227+ 0,955 w'^' (1,222) (0,159)

/?2^^.= 0,244

7

w'-P = 0,003 + 0,990 w'^-^ (1.194) (0,155)

/?2^^ =0,267

10

w'P =-0,197+ 1,020 w'-'^ (1,191) (0,155)

/?2^^. =0,281

Mittlere erwartete Arbeitslosigkeitsdauer: 29,7 Monate^ 1

w'-'/'= 0,472 + 0,918 w'^.^ (1,283) (0,167)

Rl^^ =0,212

4

w'-'P= 0,194+ 0,961 w'-'^ (1,216) (0,158)

/?2^^. =0,248

7

w'^'/'=-0,049+ 0,998 H""-^ (1,191) (0,155)

Rl^^ =0,212

10

w'-/'=-0,263+ 1,030 w'-.^ (1.195) (0,155)

/?2^^.= 0,283

^Standardfehler in Klammem. — ^'Mittlere abgeschlossene Arbeitslosigkeitsdauer fur die Stichprobe 19-54 Monate Arbeitslosigkeitsdauer (26,8 Monate) abzUglich der 18 Monate der bereits abgeschlossenen Arbeitslosigkeitsdauer. — ^Mittlere abgeschlossene Arbeitslosigkeitsdauer fiir die Stichprobe 19-54 Monate Arbeitslosigkeitsdauer. — ^Mittlere abgeschlossene Arbeitslosigkeitsdauer fiir die Stichprobe > 19 Monate Arbeitslosigkeitsdauer. Quelle: GSOEP (20(X)); eigene Berechnungen.

5.3 Ergebnisse der Modellschdtzungen

107

des Steigungskoeffizienten auf eins weist der Achsenabschnitt einen Wert von etwa -0,05 auf, d.h., der mittlere erfragte Reservationslohn liegt etwa 5 Prozent iiber dem mittleren aus dem Modell prognostizierten Reservationslohn. Fur langere mittlere erwartete Arbeitslosigkeitsdauem zeigen die Regressionsergebnisse in jedem Fall eine abnehmende Giite mit zunehmendem Zinssatz und eine optimale Anpassung der Modellparameter bei einem Zinssatz zwischen 4 und 7 Prozent. Wiederum lasst sich die Hypothese eines Steigungskoeffizienten von eins in keinem Fall verwerfen. Bei Restringierung des Steigungskoeffizienten auf eins weist der Achsenabschnitt einen Wert von etwa -0,06 auf. Ftir den Arbeitslosigkeitskorridor von 19 bis zu 54 Monaten zeigt sich, dass die Schatzungen nochmals eine geringere Giite mit einem adjungierten BestimmtheitsmaB von 20 bis 28 Prozent aufweisen. Im Gegensatz zum Fall der Arbeitslosigkeitsdauem von 13 bis zu 27 Monaten haben die BestimmtheitsmaBe dabei fUr jede erwartete Arbeitslosigkeitsdauer bei hoheren Zinsen hohere Werte. Das Modell mit einer erwarteten Arbeitslosigkeitsdauer mit Korrektur um die vergangene Arbeitslosigkeitsdauer weist mit hoheren Diskontraten eine bessere Anpassung an die Modellparameter auf, allerdings wird eine optimale Koeffizientenanpassung fur einen Zinssatz bis 10 Prozent nicht erreicht. Trotzdem kann die Hypothese eines Steigungskoeffizienten gleich eins nicht verworfen werden.^^^ Im Falle der Restringierung des Steigungskoeffizienten auf eins weist der Achsenabschnitt einen Wert zwischen 13 Prozent (r = 10 Prozent) und 17 Prozent (r = 1 Prozent) auf. Fur langere mitdere erwartete Arbeitslosigkeitsdauem weisen die Regressionsergebnisse eine optimale Anpassung der Modellparameter bei einem Zinssatz von etwa 7 Prozent auf. Wiederum lasst sich die Hypothese eines Steigungskoeffizienten von eins in keinem Fall verwerfen. Bei Restringiemng des Steigungskoeffizienten auf eins weist der Achsenabschnitt einen Wert zwischen 3 und 16 Prozent auf. Fur beide gewahlte Arbeitslosigkeitsdauerkorridore lasst sich also festhalten, dass die Giite der Schatzungen erheblich mit der Arbeitslosigkeitsdauer abnimmt. Allerdings lassen sich fiir realistische Werte der erwarteten Arbeitslosigkeitsdauer und des Diskontsatzes nahezu optimale Koeffizientenkonstellationen nicht verwerfen. Dabei nimmt bei einer Restringiemng des Steigungskoeffizienten auf eins die Differenz zwischen dem mittieren erfragten Reservationslohn und dem mittleren aus dem Modell prognostizierten Reservationslohn mit zunehmender Arbeitslosigkeitsdauer zu, d.h., die erfragten Reservationslohnangaben unterliegen bei langerer Arbeitslosigkeit verstarkt einer Verzermng nach oben.

^'^^ Es gilt F[l, 109] < 0,03 fur den F-Test auf die Parameterrestriktion fur die verschiedenen Zinssatze.

108 5.3.4

Kapitel 5 Die Validitdt der erfragten Reservationslohne Alternative Identifikation im Modell: die Variablenauswahl von Schmidt und Winkelmann (1993)

Wie bereits in Abschnitt 5.3.1 diskutiert wurde, liegt eine besondere Schwierigkeit bei der Schatzung des Modellansatzes in der Auswahl der identifizierenden Variablen. Urn die bisher vorgestellten Ergebnisse auf ihre Robustheit bin zu untersuchen, sollen in diesem Abschnitt die in Schmidt und Winkelmann (1993) gewahlten identifizierenden Variablen trotz der in Abschnitt 5.3.1 genannten Vorbehalte aus theoretischer Sicht in einer emeuten Schatzung des Modells verwendet werden. Dabei stellt sich allerdings das Problem, dass bereits fUr die Stichprobe der Nichtlangzeitarbeitslosen entweder nur die qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote oder die Qualifikationsdummys als Exogene in das Modell integriert werden konnen, da ansonsten die in Abschnitt 5.3.1 diskutierten Probleme auftreten.^^^ AuBerdem fmdet sich fur die Stichprobe der Langzeitarbeitslosen gar keine Moglichkeit der konsistenten Schatzung.^^^ Somit konnen an dieser Stelle nur die Ergebnisse der Modellschatzungen fiir die Stichprobe der Nichdangzeitarbeitslosen mit den identifizierenden Variablen von Schmidt und Winkelmann (1993) vorgestellt werden (Tabelle A13 bis A15 in Abschnitt 8.4). Dabei unterscheiden sich die Ergebnisse kaum von denen in Abschnitt 5.3.3 und sollen aus diesem Grunde hier nicht weiter diskutiert werden.^^^ Stattdessen wird gleich zu Tabelle 26 ubergegangen, in der die Regressionsergebnisse der selektionskorrigierten erfragten und der aus dem Modell berechneten Reservationslohne fUr verschiedene Parameterrestriktionen dargestellt sind.^^^ Die Ergebnisse zeigen analog zum Fall in Abschnitt 5.3.3, dass die Giite der Schatzungen extrem hoch ist und dabei mit steigendem Diskontsatz leicht abnimmt. Die optimale Koeffizientenkombination liegt bei hoheren Zinsen vor, namlich bei knapp 10 Prozent (4,2 Monate erwartete Arbeitslosigkeitsdauer) ^^^ Allerdings ist es fur die Ergebnisse unerheblich, ob die qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Oder die Qualifikationsdummys ausgewahlt werden; die Ergebnisse sind nahezu identisch. ^^^ Durch die Verwendung der Dummy-Variablen als identifizierende Variable des Sucherfolges treten die in Abschnit 5.3.1 beschriebenen Probleme bei der kleinen Anzahl der Beobachtungen fiir die Langzeitarbeitslosen massiv auf ^'^ Wie auch schon bei den vorherigen Schatzungen des Modells weisen die Koeffizienten der den Sucherfolg identifizierenden Variablen keine auffalligen Unterschiede zwischen dem reduzierten bzw. strukturellen Probit auf (Tabelle A13 in Abschnitt 8.4), d.h., trotz der in Abschnitt 5.3.1 formulierten Vorbehalte gegen die idenUfizierenden Variablen aus theoredscher Sicht scheinen diese als solche geeignet zu sein. ^^^ In Abbildung A5 in Abschnitt 8.5 findet sich eine Grafik, in der die selektionskorrigierten erfragten und die aus dem Modell berechneten Reservationslohne gegeneinander abgetragen sind.

5.3 Ergebnisse der Modellschdtzungen

109

Tabelle 26: Regression der selektionskorrigierten erfragten und aus dem Modell berechneten Reservationslohne fiir verschiedene erwartete Arbeitslosigkeitsdauem und Zinsen (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate) mit den identifizierenden Variablen nach Schmidt und Winkelmann (1993) Zinssatz (%)

Regressionsergebnis^

Mittlere erwartete Arbeitslosigkeitsdauer: 4,2 Monate^ 1

w'^.p =-0,126+ 1,010 wr^' (0,163) (0,021)

/?2^^.= 0,890

4

w'^.p =-0,095+ 1,006 w'-'^ (0,164) (0,021)

/?2^^= 0,889

7

w^p =-0,065+ 1,002 w'^' (0,164) (0,021)

/?2^^.= 0,888

10

w'^.p =-0,035+ 0,999 w^-^ (0,165) (0,021)

/?2^^.= 0,886

Mittlere erwartete Arbeitslosigkeitsdauer: 7,1 Monate^ 1

w'^.p =-0,118+ 1,009 w'^' (0,164) (0,021)

/?2^^.= 0,890

4

w'-.p =-0,067+ 1,002 H"-'^ (0,164) (0,021)

/?2^^.= 0,888

7

w'-'P =-0,017+ 0,996 w'^^ (0,166) (0,021)

/?2^^. =0,885

10

w'^.p = 0,031 + 0,990 vw'-'^ (0,167) (0,021)

/?2^^.= 0,882

Mittlere erwartete Arbeitslosigkeitsdauer: 12,0 Monate 1

w'^.p =-0,106+ 1,007 wr,e (0,167) (0,021)

/?^^.= 0,890

4

w'-.p =-0,021+ 0,997 w'"'^ (0,165) (0,021)

/?2^^.= 0,885

7

w'-.p= 0,059+ 0,987 w'"'^ (0,168) (0,022)

/?2^^.= 0,880

10

w'^.p= 0,135+ 0,978 w'^' (0,172) (0,022)

Rlij=0,S13

^Standardfehler in Klammem. — ^Mittlere abgeschlossene Arbeitslosigkeitsdauer fUr die Stichprobe bis zu 12 Monaten Arbeitslosigkeitsdauer. — ^Mittlere abgeschlossene Arbeitslosigkeitsdauer in der Gesamtstichprobe. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

110

Kapitel 5 Die Validitdt der erfragten ReservationsWhne

bzw. bei knapp 4Prozent (12,0 Monate erwartete Arbeitslosigkeitsdauer). In keinem Fall lasst sich die Hypothese verwerfen, dass der Steigungskoeffizient bei eins liegt.^^^ Bei Restringierung des Steigungskoeffizienten auf eins weist der Achsenabschnitt in alien Fallen einen Wert von etwa -0,04 auf, d.h., der mittlere erfragte Reservationslohn liegt etwa 4 Prozent iiber dem mittleren aus dem Modell prognostizierten Reservationslohn. Auch dieses Ergebnis stimmt gut mit den Ergebnissen aus Abschnitt 5.3.3 uberein. NatUrlich lasst sich aus dieser einen zusatzlichen Schatzung des Modells fur eine der Unterstichproben nicht schlieBen, dass die Modellergebnisse insgesamt als robust bezeichnet werden konnen; allerdings gibt es auch keine Hinweise darauf, dass das Modell nur durch die spezielle Auswahl der identifizierenden Variablen, die zu Recht immer kritisch hinterfragt werden sollte, getrieben wird.

5.4

Zusammenfassung

In dem vorliegenden Kapitel wurden deskriptive Auswertungen zur Validitat erfragter Reservationslohne vorgenommen, die durch einen Vergleich empirisch prognostizierter und auf der Suchtheorie basiercnder Reservationslohne erganzt wurden. Die Ergebnisse konnen wie folgt zusammengefasst werden: • Die deskriptiven Auswertungen auf Basis der Relation aus Reservationslohn und Lohn vor Arbeitslosigkeit (reservation wage ratio) und der Relation aus akzeptiertem Lohn nach und Lohn vor Arbeitslosigkeit (accepted wage ratio) zeigen theoriekonsistente Werte speziell ftir Reservationslohne von Nichtlangzeitarbeitslosen. Die Reservationslohnangaben von Langzeitarbeitslosen sind hingegen unverhaltnismaBig hoch im Vergleich zu den akzeptierten Lohnen erfolgreicher Arbeitssuchender. • Die Schatzungen des Modells zur Uberpriifung der erfragten Reservationslohnangaben im theoretischen Sinne weisen sowohl fiir die Gesamtstichprobe als auch fiir die Teilstichproben eine insgesamt hohe Giite auf.^^^ • Die Koeffizienten der Regression des aus dem Modell geschatzten Reservationslohnes gegen die selektionskorrigierten erfragten Reservationslohne weisen allerdings fiir die Gesamtstichprobe eine signifikante Abweichung gegeniiber einer 1 -zu-1 -Beziehung auf. 1^^ Esgilt F[l, 284] < 0,02 fur den F-Test auf die Parameterrestriktion fur die verschiedenen Zinssatze. ^^^ Die pauschale Kritik an der Verwendung von erfragten Reservationslohnen im GSOEP, wie sie beispielsweise von Brenke (2002) geauBert wird, kann damit als unbegrundet abgewiesen werden.

5.4 Zusammenfassung

111

• Fiir Nichtlangzeitarbeitslose kann fur realistische Diskontraten zwischen 1 und lOProzent^^^ eine nahezu perfekte 1-zu-l-Beziehung zwischen den selektionskorrigierten erfragten und den aus dem Modell berechneten Reservationslohnen gefunden werden. Die Abweichung zwischen beiden mittleren Reservationslohnen liegt dabei unter 4 Prozent. • Fiir Langzeitarbeitslose ist die Giite der Modellschatzungen deutlich niedriger als fiir Nichtlangzeitarbeitslose. Eine 1-zu-l-Beziehung zwischen den selektionskorrigierten erfragten und den aus dem Modell berechneten Reservationslohnen kann aufgrund der erheblichen Streuung im Modell zwar nicht ausgeschlossen werden, allerdings ist der mittlere selektionskorrigierte erfragte Reservationslohn bei Restringierung des Steigungskoeffizienten auf eins etwa 3 bis 17 Prozent groBer als der mittlere aus dem Modell berechnete Reservationslohn. Dawes' (1993: 31-32) Beobachtung fUr britische Daten, wonach Langzeitarbeitslose in Befragungen zu hohe Reservationslohnangaben machen, kann demnach bestatigt werden. Insgesamt kann nach diesen Ergebnissen die Hypothese stationSrer Reservationslohne uneingeschrankt nur fiir kurze Phasen der Arbeitslosigkeitsdauer aufrechterhalten werden. So entsprechen die erfragten Reservationslohne nur fiir Nichtlangzeitarbeitslose vollstandig den theoretischen Anforderungen aus der Suchtheorie, in diesem Fall allerdings mit einer extrem hohen Giite. Das heiBt, dass fiir Arbeitslosigkeitsdauem bis zu 12 Monaten die erfragten Reservationslohne ohne weiteres im theoretischen Sinne fiir empirische Untersuchungen genutzt werden konnen. Besonders wichtig ist dieses Ergebnis vor dem Hintergrund, dass die Wiederbeschaftigungschance zu Beginn der Arbeitslosigkeit am hochsten ist und somit iiber den Reservationslohn in dieser Phase die Gefahr einer langen Arbeitslosigkeitsphase massiv beeinflusst wird. Fiir Langzeitarbeitslose kann die Validitat der erfragten Reservationslohne nicht ganzlich ausgeschlossen werden; allerdings liegen die erfragten Reservationslohnangaben im Mittel zu hoch, was sich mit zunehmender Arbeitslosigkeitsdauer noch verstarkt (Christensen 2002).^^"^ Ob die erfragten Reservationslohne bei langer Arbeitslosigkeitsdauer tatsachlich noch als minimale Lohnforderung zur Aufnahme einer Tatigkeit interpretiert werden konnen ^^^ oder eher einem Wunschdenken entsprechen, kann an dieser Stelle nicht geklart werden. Allerdings wiirden auch ^^^ Schmidt und Winkelmann (1993: 166) finden die beste Anpassung des Modells bei einem Zinssatz von 6 Prozent. ^^^ Christensen (2002) fiihrt in seiner Untersuchung allerdings keine Selektionskorrektur durch. ^^^ Das heiBt, im Modell kann bei langerer Arbeitslosigkeit die Selektivitat der Wiederbeschaftigungschancen nicht mehr befriedigend uber messbare Kontrollvariable erfasst werden.

112

Kapitel 5

Die Validitdt der erfragten Reservationslohne

zu hohe Wunschlohne vermutlich zu einem falschen Suchverhalten der Arbeitslosen fiihren,^^^ was die Wahrscheinlichkeit der erfolgreichen Wiederaufnahme einer Beschaftigung deutlich senken wurde.

186 Hierbei ist vor allem an das prinzipielle AusschlieBen von Beschaftigungen unterhalb der urspriinglich ausgeiibten Qualifikation gedacht.

Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

Wurde in den vorangegangenen Kapiteln festgestellt, dass die Reservationslohnafigaben von Arbeitslosen in Deutschland ein sehr hohes Niveau aufweisen (Kapitel 4) und zumindest fiir Nichtlangzeitarbeitslose valide im Sinne der Suchtheorie sind (Kapitel 5), wird im Folgenden der Einfluss des Reservationslohnes auf die Arbeitslosigkeitsdauer empirisch untersucht (Abschnitt 6.2). AnschlieBend werden anhand einer Simulation des nichtstationaren Suchmodells die Auswirkungen einer Reduktion der Bezugshohe und -dauer von Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit im Zuge der Agenda 2010 auf die Reservationslohne und somit auf die Arbeitslosigkeitsdauer analysiert (Abschnitt 6.3). Den beiden Untersuchungen ist ein Uberblick Uber die empirische Literatur zum Einfluss des Reservationslohnes auf die Arbeitslosigkeitsdauer vorangestellt (Abschnitt 6.1).

6.1

Schatzungen zum Einfluss der Reservationslohne auf die Arbeitslosigkeitsdauer in der Literatur

Wie bereits in Abschnitt 4.3.1 beschrieben, wurde der Einfluss des Reservationslohnes auf die Arbeitslosigkeitsdauer erst relativ spat in empirischen Untersuchungen analysiert. Tabelle 27 zeigt einen Literaturiiberblick zu diesen Untersuchungen.^^^ Die ersten Untersuchungen zum Einfluss des Reservationslohnes auf die Arbeitslosigkeitsdauer zu Beginn der 80er Jahre basierten auf Kleinst-QuadratSchatzungen, zum Teil erweitert zu Instrumentvariablen-Schatzungen mit dem Reservationslohn als pradeterminierte Variable, um Verzerrungen aufgrund von endogenen Einflussen zwischen den erklarenden Variablen zu vermeiden (Sandell 1980b; Lancaster 1984; Lancaster und Chesher 1984). Altemativ wurde in einigen Studien anstatt der Arbeitslosigkeitsdauer die Ubergangswahrscheinlichkeit geschatzt, wie es Barron und Mellow (1981) anhand eines multinomialen Logit-Modells und Brooks und Volker (1985) bzw. Cremieux et al. (1995) mittels eines Hazardrate-Maximum-Likelihood-Ansatzes durchfUhren. Diese Untersuchungsmethodik wurde bis heute beibehalten.

^^^ Die Zusammenstellung erhebt keinen Anspruch auf Vollstandigkeit.

114

Kapitel6 Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

Tabelle 27: Empirische Untersuchungen zum Einfluss der Reservationsl5hne auf die Arbeitslosigkeitsdauer Autor (Jahr)^

Sandell (1980b) Barron/ Mellow (1981)

USA, 1972, 140 arbeitslose Frauen USA, 1976, 777 Beobachtungen

Lancaster (1984),Lancaster/ Chesher(1984) Brooks/Volker (1985)*

GroBbritannien, 1971 bzw. 1973, 627 bzw. 653 arbeitslose Manner Australien, 1984, langzeitarbeitslose Jugendliche

Holzer (1986b)

USA, 1979-80,506 weiBe und farbige Jugendliche GroBbritannien, 1982, 854 Beobachtungen GroBbritannien, 1982, 709 Beobachtungen

Jones(1988) Jones(1989b)

Jones(1989c)* Maani (1989)* Van den Berg (1990a, b)* Gorter/Gorter (1993)* Cremieux et al. (1995)* Heath/Swann (1999) Bloemen und Scancanelli (2001)* Prasad (2001)*

Alexopoulos/ Gladden (2002)*

Untersuchungsmethcxle"

Land / Jahr des Datensatzes / StichprobengroBe

2^ntrale Untersuchungsergebnisse"

OLS zur Erklarung der UD

RW erhdht die UD

Multinomiales Logit zur Erklarung der Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit IV (Reservationslohn) zur Erklarung der UD

RW senkt die Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit Signifikant/insignifikant positiver Effekt des RW auf dieUD RW senkt Ubergangsrate in Arbeit

MLE zur Eiklarung der Ubergangswahrscheinlichkeit in Arbeit mit prognostiziertem RW als Exogene OLS zur Erklarung der UD

IV (Reservationslohn) zur Erklarung der UD Deskriptive Untersuchung zum Zusammenhang von Suchintensitat und RWR GroBbritannien, 1978-79, OLS und IV (Lohne) zur 513 Beobachtungen Erklarung der UD Neuseeland, 1986, OLS und simultanes Gleichungs257 Beobachtungen system von RW und UD Niederlande, 1983, 223 MLE zur Erklarung der UD arbeitslose Manner Niederlande, 1985-87, IV (Reservationslohn) zur 283 Beobachtungen Erklarung der UD Kanada, 1993,3 817 Cox-Hazardrate-Modell zur Beobachtungen Erklarung der UD Australien, 1995, 1 063 IV (Reservationslohn) zur Beobachtungen Erklarung der UD Niederlande, 1988-89, Simultanes Gleichungssystem fur 1 026 Beobachtungen den RW, Wohlstand und Ubergang in Arbeit Deutschland, 1984-97, OLS und IV (Reservationslohn) zur Erklarung der UD durch den 547-2 371 Reservationslohn Beobachtungen USA, 1984, 830 ArSimultanes Gleichungssystem fur beitslose und 3 687 den RW, Wohlstand und UberNichtarbeitsuchende gang in Arbeit

RWerhOhtdieUDfur Farbige, nicht aber fiir WeiBe RWerhohtdieUD Kein erkennbarer Zusammenhang Keine signifikanten Zusammenhange RW erhohen die UD UB erhohen (indirekt Uber den RW) die UD Kein signifikanter Einfluss desRWaufdieUD RW senkt die UD Kein signifikanter Effekt des RWaufdieUD RW hat negativen Einfluss auf Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit Hoherer RW verursacht langere UD Indirekter Effekt von RW Uber UB auf UD

^Mit einem * gekennzeichnete Untersuchungen analysieren auch die Determinanten des Reservationslohnes, vgl, Abschnitt 4.3.1. — "IV: Instrumentvariablen-Schatzung (instrumentierte Variable), MLE: Maximum-LikelihoodSchatzung, OLS: Kleinst-Quadrat-Schatzung, RW: Reservationslohn, RWR: Relation von Reservationslohn zu Lohn vor Arbeitslosigkeit, UB: Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit, UD: Arbeitslosigkeitsdauer.

Quelle: Eigene Zusammenstellung.

6.2 Erfragte Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

115

Inhaltlich zeigen vor allem Untersuchungen aus den USA und GroBbritannien den erwarteten positiven Einfluss des erfragten Reservationslohnes auf die Arbeitslosigkeitsdauer (Sandell 1980b; Barron und Mellow 1981; Lancaster 1984; Lancaster und Chesher 1984; Brooks und Volker 1985; Jones 1988). Fur die mitteleuropaischen Lander ist ein sehr inhomogenes Bild erkennbar (Lancaster 1984; Lancaster und Chesher 1984; Jones 1988, 1989b, 1989c; Gorter und Gorter 1993; Bloemen und Scancanelli 2001), wobei fiir Deutschland nur eine Untersuchung vorliegt, die anhand eines Instrumentvariablen-Ansatzes einen positiven Einfluss des Reservationslohnes auf die Arbeitslosigkeitsdauer findet (Prasad 2001).

6.2

Erfragte Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer: eine empirische Analyse

6.2.1

Das Problem

Der Einfluss des Reservationslohns auf die Arbeitslosigkeitsdauer spielt wirtschaftspolitisch eine wichtige Rolle, weil der Arbeitslose, wie in Kapitel 3 beschrieben, nach den suchtheoretischen Vorstellungen seinen individuellen Suchprozess optimiert und dabei einen minimalen Lohnsatz ansetzt, ab dem er eine offerierte Beschaftigung akzeptiert. Somit spiegelt der individuelle Reservationslohn die Bereitschaft wider, Lohnabschlage zu akzeptieren, um wieder in Beschaftigung zu kommen. Die empirische Literatur hat, wie im vorangegangenen Abschnitt gezeigt, den Einfluss des Reservationslohns auf die Arbeitslosigkeitsdauer intensiv untersucht und es kann zusammenfassend gesagt werden, dass insignifikante oder signifikant positive Effekte des Reservationslohns auf die Arbeitslosigkeitsdauer ermittelt wurden.^^^ Allerdings weisen diese Formen der Analysen einen Mangel auf: Die Selektivitat der Befragungsangaben zum Reservationslohn bleibt zumeist unberiicksichtigt,^^^ wodurch die Schatzungen inkonsistent werden konnen.^^^ 188 Devine und Kiefer (1991) fassen ihre Zusammenstellung empirischer Studien zum Reservationslohn in Bezug auf den Einfluss des Reservationslohns auf die Arbeitslosigkeitsdauer deutlicher zusammen: „Reservation wages affect unemployment duration positively." (Devine und Kiefer 1991: 76). Die einzige dem Autor bekannte Untersuchung, in der selektionskorrigierte erfragte Reservationslohne als erklarende Faktoren fiir den Ubergang in Arbeit beriicksichtigt werden, ist die Analyse uber australische jugendliche Arbeitslose von Brooks und Volker (1985). ^^^ Dieses Problem wurde bereits in Abschnitt 4.3.3.2 diskutiert.

116

Kapitel6

Reservationslohne

und

Arheitslosigkeitsdauer

Tabelle 28: Beobachtungen^ erfragter Reservationslohne und akzeptierter Lohne im GSOEP bei einer Arbeitslosigkeitsdauer bis zu 12 Monaten Reservationslohne Anzahl der Beobachtungen Mittelwert

Akzeptierte Lohne*'

260

379

2 521DMg

2 332 DM^

^AUe Angaben beziehen sich auf den Regressionsdatensatz; vgl. dazu Abschnitt 4.1. — ^Nur Beobachtungen aus Jahren, in denen auch der Reservationslohn erfragt wurde. — ^In Preisen von 1995.

Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen. Dieses Problem wirkt sich in empirischen Untersuchungen fiir kurze Arbeitslosigkeitsdauem (Nichtlangzeitarbeitslose) dann besonders stark aus, wenn eine Datenbasis verwendet wird, in der nur mit groBen zeitlichen Abstanden Interviews durchgefuhrt werden - im GSOEP nur ein Mai im Jahr. Die Wahrscheinlichkeit, von alien arbeitslosen Personen eine Reservationslohnangabe reprasentativ zu erhalten, ist in diesem Fall besonders gering. Tabelle 28 zeigt das AusmaB dieses Effekts. FUr 639 Personen im GSOEP liegen Reservationslohnbeobachtungen bzw. akzeptierte Lohne nach Arbeitslosigkeit vor, sofem sie eine Arbeitslosigkeitsdauer von mindestens einem Monat und hochstens 12 Monaten aufweisen. Diese Einschrankung wird gemacht, da, wie im vorherigen Kapitel 5 gezeigt, speziell fiir diese Gruppe der Arbeitslosen eine hohe Validitat der erfragten Reservationslohne im GSOEP (2000) vorliegt. Lediglich fur etwa 40 Prozent dieser Stichprobe (260 Beobachtungen) liegen Reservationslohnbeobachtungen vor, d.h., bei ausschlieBlicher Verwendung des erfragten Reservationslohns fiir Nichtlangzeitarbeitslose in einer Regressionsanalyse uber den Einfluss des Reservationslohns auf die Arbeitslosigkeitsdauer wiirden mehr als die Halfte aller relevanten Beobachtungen gar nicht in die Untersuchung eingeschlossen, wobei die ausgewahlte Gruppe einer starken Selektivitat unterliegt, wie der um etwa 8 Prozent hohere mittlere Reservationslohn gegeniiber dem mittleren akzeptierten Lohn nach Arbeitslosigkeit zeigt (Tabelle 28). Um diesen Umstand zu beriicksichtigen, wird im Folgenden erst eine Selektionskorrektur fur die Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit durchgefuhrt. AnschlieBend werden fiir die Gesamtstichprobe der Nichtlangzeitarbeitslosen selektionskorrigierte Reservationslohne prognostiziert. Diese werden dann in einer Hazardrate-Analyse verwendet, um ihren Einfluss auf die Arbeitslosigkeitsdauer zuuntersuchen.^^^ ^^^ Nach Kenntnis des Autors wird ein derartiger Ansatz zur Untersuchung des Einflusses erfragter Reservationslohne auf die Arbeitslosigkeitsdauer bisher in der Literatur

6.2 Erfragte Reservationslohne undArbeitslosigkeitsdauer

111

Die Untersuchung in diesem Kapitel gliedert sich wie folgt: In Abschnitt 6.2.2 wird der okonometrische Schatzansatz vorgestellt. Die Ausfuhrungen beschranken sich dabei auf die Hazardrate-Analyse, da die zweistufige Heckman-Schatzung bereits ausfuhrlich in Abschnitt 4.3.3.2 diskutiert wurde. In Abschnitt 6.2.3 wird das vorgestellte Modell genauer spezifiziert und geschatzt. AuBerdem wird in diesem Abschnitt die Auswahl der identifizierenden Variablen anhand einer altemativen Variablenauswahl auf ihre Giite hin untersucht. AbschlieBende Bemerkungen finden sich in Abschnitt 6.2.4.

6.2.2

Die Hazardrate-Analyse als Schatzmethode zur Ermittlung des Reservationslohneffekts auf die Arbeitslosigkeitsdauer

Da die zu untersuchende Variable die Dauer der Arbeitslosigkeit bis zu einem Ubergang in ein Beschaftigungsverhaltnis ist, liegen fur einen Teil der Beobachtungen nur zensierte Zeitperioden vor. Aus diesem Grunde wird die HazardrateAnalyse als valider okonometrischer Ansatz gewahlt.^^^ Als Spezifikationsform dient dabei der parametrische Ansatz fiir stetige Daten.^^^ 6.2.2.1 Die Grundlagen Die nichtnegative und stetige Zufallsvariable T beschreibe die Zeitdauer bis zum Auftreten eines Ereignisses und habe eine Dichte- bzw. Verteilungsfunktion, fUr die gilt:

(56)

F(t) =

P(T
nicht verwendet. Lediglich Brooks und Volker (1985) verwenden selektionskorrigierte Reservationslohne in einem multinomialen Logit-Modell zur Erklarung der Wahrscheinlichkeit des Ubergangs in Arbeit fiir jugendliche australische Arbeitslose. 192 Ygj f^j. gjj^g Einfuhrung in die Hazardrate-Analyse z.B. Kalbfleisch und Prentice (1980), Blossfeld et al. (1986) oder Kiefer (1988). Die Darstellung in diesem Kapitel ist im Wesentlichen an Blossfeld et al. (1986) angelehnt. ^^^ Da die Angaben im GSOEP lediglich auf Monatsbasis vorliegen, miisste eigentlich ein diskretes Modell, wie z.B. von Hamerle und Tutz (1989) vorgeschlagen, formuliert werden. Allison (1984: 22) hingegen argumentiert, dass in einem Datensatz ohne zeitvariierende Kovariable die Ergebnisse bei Verwendung zeitkontinuierlicher Modelle kaum Verzerrungen gegeniiber den Ergebnissen bei Verwendung eines zeitdiskreten Modells aufweisen. Diese Aussage wird auch von Galler (1986) bestatigt. Dieser zeigt anhand von Monte-Carlo-Simulationen, dass die Verzerrung bei der Verwendung zeitkontinuierlicher Hazardrate-Modelle trotz Annahmeverletzung dann vemachlassigbar ist, wenn die Intervallbreite ein Viertel oder weniger der mittleren Episodenlange betragt. Diese Bedingung ist im vorliegenden Fall erfullt, da die durchschnittliche Lange der Zeitperioden knapp 8 Monate betragt.

118

Kapitel6 Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

Die Verteilungsfunktion gibt die Wahrscheinlichkeit an, mit der bis zum Zeitpunkt t das Ereignis „Beschaftigung nach Arbeitslosigkeit" eingetreten ist. An alien Stellen, an denen F{t) differenzierbar ist, gilt (57)

/(r)=lim^(^^^<'-^^>=^^. ^^0 At dt

^>0.

Die Dichtefunktion f{t) gibt die Wahrscheinlichkeit an, dass das Ereignis in einem marginal kleinen Zeitintervall eintritt. Unter diesen Annahmen ist die Hazardrate definiert als der Grenzwert der bedingten Wahrscheinlichkeit,^^"^ dass eine Episode im Intervall [tyt-\- At) unter der Voraussetzung zu Ende geht, dass sie bis zum Beginn des Intervalls andauert: (58)

1/X v P{tt) /l(0 = hm —^ ^ ^-^0

-,

^ ^ At > 0.

At

Die Wahrscheinlichkeit, dass bis zum Zeitpunkt t kein Ereignis stattfmdet, ist durch die korrespondierende Uberlebensfunktion gegeben: f

(59)

S(t) = P(T>t)

t

= Qx^ - jA( u )du V 0

Fur die Benicksichtigung parametrischer KovariableneinflUsse (Regression) wird die Hazardrate allgemein wie folgt defmiert: (60)

A{t\x) =

Ut)8ix;P),

wobei /?o die so genannte Basisubergangsrate (Baseline-Hazardrate) darstellt,^^^ die fur die einzelnen Individuen konstant ist. x kennzeichnet einen Vektor von individuenspezifischen Kovariablen und J3 ist der zu schatzende Kovariablenvektor. Die Funktion g{x; J3) modelliert den Einfluss der Kovariablen auf die Hazardrate. Fur diese wird unterstellt, dass (61)

g{x;j3) = g{x'j3)

^^^ Arminger (1988) merkt an, dass es sich bei der Hazardrate selbst nicht um eine bedingte Wahrscheinlichkeit, sondem vielmehr um eine bedingte Dichte handelt. Sie kann unter der Annahme der Stetigkeit Werte groBer als eins annehmen. Die Hazardrate kann nur fiir kleine At als Approximation der Ubergangswahrscheinlichkeit interpretiert warden (vgl. auch Blossfeld et al. 1986: 32). ^^^ Die Basisubergangsrate ist die Hazardrate fiir g{x; fi) = l.

6.2 Erfragte Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer 119 gilt, d.h., man geht davon aus, dass die Kovariablen Uber eine Funktion der Linearkombination x' P multiplikativ auf die Hazardrate A{t) wirken.^^^ AuBerdem wird fur die Funktion g aufgrund der Nichtnegativitat der Hazardrate zumeist eine Funktion gewahlt, die nur positive Werte annehmen kann, namlich (62)

g(;cW = exp(/y5).

Die Likelihood-Funktion der Gleichungen (56)-(62) ergibt sich dann als:^^^ (63)

L = f{Ai{t\xifs,{u\xi)

mit

1=1

falls Zeitperiode / nicht rechtszensiert ist sonst

/ = l,...,n.

Eine Rechtszensierung einer Arbeitslosigkeitsepisode tritt in der vorliegenden Untersuchung dann auf, wenn ein Arbeitsloser bis zum Ende des Beobachtungszeitraums entweder keine Beschaftigung gefunden hat oder in einen nicht betrachteten Endzustand (Mutterschutz u.a.) gewechselt ist. 6.2.2.2 Mogliche parametrische Verteilungen der Verweildauer und ihre Auswahl Zur Parametrisierung des Effekts der Verweildauer auf die Hazardrate konnen verschiedene funktionale Formen unterstellt werden.^^^ In Anlehnung an die gangigen Verteilungen werden in dieser Analyse folgende Parametrisierungen fUr die Verweildauer verwendet (Tabelle 29).^^^

^^^ Das Modell besteht somit aus zwei Teilen: Zum einen aus einem Teil, der die zugrundeliegende Verteilung spezifiziert, zum anderen aus dem Teil, der den Einfluss der Kovariablen widerspiegelt. ^^^ Es wird dabei angenommen, dass der Zensierungsmechanismus nicht informativ ist (random censoring), d.h., dass die Verteilung der zensierten Zeiten nicht von den die Verteilung der abgeschlossenen Dauer bestimmenden Parametem abhangt (vgl. Hamerle und Tutz 1989: 43-44). ^^^ Als altemativer Ansatz hatte auch der semiparametrische Schatzansatz des Proportional-Hazards nach Cox (1972, 1975) gewahlt werden kOnnen, der eine Verteilungsannahme uberflussig macht. Da sich fur diesen Ansatz in der okonometrischen Standard-Software keine unbeobachtete HeterogenitSt mit semiparametrischer Mischkomponente (vgl. Abschnitt 6.2.2.3) berucksichtigen lasst, wird hier nicht welter auf diese Modellklasse eingegangen. ^^^ Auf die Darstellung der Exponential-Verteilung als Spezialfall der Weibull-Verteilung (p = 1) wird an dieser Stelle verzichtet, da diese Verteilung nur eine konstante Hazardrate zulasst.

120

Kapitel6

Reservationslohne and Arbeitslosigkeitsdauer

Tahelle 29: Mogliche Parametrisierungen der Verweildauer Verteilung

Dichtefunktion

Weibull

/ ( w ) = exp(w-exp(w))

Lognormal Loglogistisch Gamma

/(>v) = 0(w) / (w) = exp( w)[l + exp( w)]~^ / f w j = e x p [ ^ - exp(w) - log(^)]

wobei w = (log(0-y^)/o-; i = exp(-y^); p = l/cr Quelle: Eigene Darstellung in Anlehnung an Greene (2002: Kapitel E27.2). Fiir die Dichte der verallgemeinerten F-Verteilung, die alle anderen dargestellten Verteilungen als Spezialfalle enthalt, gilt unter z = {^tY als F-Verteilung mit 2M1 und 2Af2 Freiheitsgraden^^:

(64)

/(0 =

wobei

K = {M\lM2){MY'.

^Si^^ yg(Ml,M2)= ^ ^ f ^ ^ ^ ^ ^ ^ .

r{Ml + M2) Um die Parametrisierung der Dichtefunktion moglichst sparsam vorzunehmen, kann anhand von Likelihood-Ratio-Tests (L/?-Tests) untersucht werden, ob einzelne Parameter der verallgemeinerten F-Verteilung, die vier strukturelle Parameter aufweist,^^^ restringiert werden konnen^^^ und ob damit auf eine einfachere Dichte zuriickgegriffen werden kann. Die Parameter-Restringierungen fUr den L/?-Test sind in Tabelle 30 zusammengefasst.^^^ Da die verallgemeinerte F-Verteilung eine sehr flexible Kurvenform zulasst,^^^ konnen verzerrte Schatzer aufgrund einer fehlspezifizierten Verteilungs-

200 r(M)

steht fur die Ganmia-Funktion F ( M ) = J^ ;c^ -^exp(- x)dx .

201 Die vier strukturellen Parameter sind A,p = l/<7, Ml und Ml. 202 Die Anzahl der Parameterrestriktionen gibt dabei im L/?-Test die Anzahl der Freiheitsgrade der x^-Verteilung an. Vgl. fur das L/?-Test-Prinzip z.B. Johnston und DiNardo(1997: 147-148). 203 Aus Tabelle 30 ist auch ersichtlich, dass die Ganmia-Verteilung die lognormale und die Weibull-Verteilung als Spezialfalle enthalt. 204 Die Hazardrate der verallgemeinerten F-Verteilung existiert nicht in geschlossener Form und muss approximiert werden (vgl. Greene 2002: E27-3).

6.2 Erfragte Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

121

Tabelle 30: Die Spezialfalle der verallgemeinerten F-Verteilung Verteilung

Mogliche Verlaufe der Hazardrate iiber die Verweildauer

Weibull

Konstant; stetig ansteigend; stetig fallend Loglogistische Stetig ansteigend, dann fallend; stetig fallend Lognormale Stetig ansteigend, dann fallend Gamma Konstant; stetig ansteigend. dann fallend; stetig fallend; stetig steigend

Parameter-RestringieAnzahl der rungen der verallgemei- restringierten nerten F-Verteilung^ Parameter Ml = l

M2^oo

2

Ml = l

M2 = l

2

A/1 -^ «>

M2->oo

2

Ml frei

A/2->oo

1

^ p = l/o" wird fur alle Verteilungen frei geschatzt. Quelle: Eigene Darstellung in Anlehnung an Greene (2002: E27-3). annahme zwar nahezu ausgeschlossen werden, allerdings kann erganzend zu dem oben vorgestellten Test auch die so genannte integrierte Hazardrate

(65)

A{t)J\-^^du^AnS{t) F{u)

berechnet werden, die in grafischer Darstellung bei einer korrekten Verteilungsannahme einen linearen Verlauf mit einem Schnittpunkt im Koordinatenursprung aufweisen muss.^^^ 6.2.2,3 Das Problem der unbeobachteten Heterogenitat Ein Aspekt, der in der Literatur viel Aufmerksamkeit gefunden hat, ist die Beriicksichtigung unbeobachteter Heterogenitat. Sofem die Unterschiede der individuellen Hazardraten nicht vollstandig durch die Kovariablen absorbiert werden und es somit Untergruppen gibt, die sich systematisch voneinander unterscheiden, entsteht das Problem der unbeobachteten Heterogenitat. Diese kann u.a. bewirken, dass bei einer konstanten Basisubergangsrate in den Untergruppen die geschatzte Gesamtiibergangsrate nach unten verzerrt geschatzt wird (vgl. z.B. Blossfeld et al. 1986: 93-101). In diesem Fall kann eine echte Zeitabhangigkeit

205 Vgl. dazu z.B. Kiefer (1988: 661-663).

122

Kapitel6

Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

Abbildung 18: Verlauf der Hazardraten in den Teilpopulationen und in der Gesamtpopulation bei Pi = P2 = 0,5 mit A{t\pi) = 2,0 und A{t\p2) = 0,5

2,0

Mt/P2)=2,0 1.5

1,0

0,5

/Kr/p,)=0,5 1

—

I

—

I

—

I

—

I

—

I

—

I

—

I

—

I

—

I

0

—

I

—

1

I

—

I

—

I

—

I

—

I

—

I

—

I

—

I

—

I

—

I

—

I

—

I

—

I

—

2

Quelle: Eigene Darstellung in Anlehnung an Blossfeld et al. (1986: 94). der Basisubergangsrate von einer scheinbaren nicht unterschieden werden.^^^ In Abbildung 18 ist solch ein Sachverhalt schematisch dargestellt. Um die unbeobachtete Heterogenitat im Hazardrate-Modell zu beriicksichtigen, wird in der Regel eine Erganzung um eine multiplikative Heterogenitatskomponente vorgenommen: (66)

A{t\x,e) = A{t\x)€,

wobei € eine Zufallsvariable darstellt, die wegen der Nichtnegativitat der Hazardrate auf positive Werte beschrankt ist. AuBerdem geht man zumeist von der Annahme aus, dass die Heterogenitatskomponente einen Erwartungswert von eins besitzt, so dass im Mittel A{t\x) gilt.^^^ Zur Beriicksichtigung der Heterogenitatskomponente s in der Schatzung des Modells konnen zwei unterschiedliche Wege beschritten werden: Zum einen kann fur die Verteilung des Fehlerterms G{e) eine parametrische Verteilungsannahme getroffen werden, so dass die Koeffizienten der Kovariablen simultan mit

206 Ygi fQj. jjg Auswirkungen verschiedener Modelle mit unbeobachteter Heterogenitat Wangler (1997: 43-64). ^^^ Es wird dabei die Annahme getroffen, dass die beobachteten Kovariablen und die Heterogenitatskomponente unabhangig sind. Vgl. fur eine kritische Diskussion dieser Annahme Wangler (1997: 84-85).

6.2 Erfragte Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

123

den Parametem der mischenden Verteilung geschatzt werden konnen.^^^ Die Vorteile dieser Vorgehensweise bestehen vor allem in der konsistenten Schatzung der strukturellen Parameter des Regressionsmodells bei korrekter Verteilungsannahme und in der Verfugbarkeit der Schatzmethode in okonometrischer Software.^^^ Der Hauptnachteil dieses Verfahrens liegt in der ex ante unbekannten Verteilung der mischenden Verteilung.^^^ AuBerdem kann, sofem die unbeobachtete Heterogenitat durch eine unberucksichtigte Kovariable verursacht sein sollte, diese nicht durch einen stochastischen Storterm aufgefangen werden (vgl. Blossfeld et al. 1986: 100). Die Nichtberucksichtigung der unbeobachteten Heterogenitat kann in diesem Fall eine iiberlegene Strategic darstellen (vgl. Thoursie 1997:33-34).2ii Zum anderen kann die Heterogenitatskomponente aber auch unspezifiziert bleiben. In diesem Fall werden die strukturellen Modellparameter und die endogene Anzahl der so genannten diskreten Stutzstellen m der semiparametrischen Mischverteilung simultan geschatzt, wobei M

(67)

M

E{e)=J,p{e^)e„=0; m=l

Vm

mit

Ip(f„) = l /w=l

m = l, 2,...,M

gelten soll.^^^ Der Hauptvorteil dieser Vorgehensweise liegt in der UnabhSngigkeit der Ergebnisse von der Verteilungsannahme iiber die Heterogenitatskomponente. Als Nachteile bleiben die unbekannte Anzahl an Stiitzstellen der semiparametrischen Verteilung und die relativ schwierige Berechnung der Modellergebnisse.2^3 Ersterer Nachteil kann allerdings dadurch ausgeraumt werden,

^^^ Solch ein Schatzansatz wurde mit der Fragestellung der Arbeitslosigkeitsdauer in Deutschland u.a. von Hujer und Schneider (1996) und Hujer et al. (1999) durchgefuhrt. 209 Ygj Wangler (1997: 67-85) fur eine ausfuhrliche Darstellung und Diskussion der parametrischen Modellierung der Heterogenitatskomponente im Hazardrate-Modell. 2^^ So zeigen beispielsweise Heckman und Singer (1982a, 1982b, 1984) anhand eines einzelnen Datensatzes, dass die Schatzergebnisse je nach getroffener Verteilungsannahme wesentlich voneinander abweichen konnen. Allerdings gibt es auch Untersuchungen, die zu robusten strukturellen Modellergebnissen bei unterschiedlicher Verteilungsannahme kommen; vgl. z.B. Manton et al. (1986). ^^^ Lechner (1996: 4) argumentiert speziell in Bezug auf das GSOEP, dass eine Berucksichtigung der unbeobachteten Heterogenitat im Allgemeinen unnotig sei, da der Datensatz eine hohe Anzahl an Kontrollvariablen zur Verfugung stellt. ^^^ Solch ein Schatzansatz wurde mit der Fragestellung der Arbeitslosigkeitsdauer in Deutschland u.a. von Galler und PGtter (1987), Hujer und Schneider (1989) und Steiner (1994) durchgefuhrt. ^^^ Vgl. Wangler (1997: 85-93) fur eine ausfuhrHche Darstellung und Diskussion der semiparametrischen Modellierung der Heterogenitatskomponente im Hazardrate-Modell.

124

Kapitel6

Reservationsldhne und Arbeitslosigkeitsdauer

dass die Anzahl der Stutzstellen iiber einen iterativen L/?-Test bestimmt werden kann, indem ein Modell mit einer hohen Anzahl Stutzstellen geschatzt und auf mogliche Parameterrestriktionen (weniger Stutzstellen) untersucht wird.^^^ Bei einer Ablehnung des L/?-Tests auf Verwendung eines Modells mit zwei Stutzstellen gegeniiber einem Modell ohne Beriicksichtigung der unbeobachteten Heterogenitat kann dies zugleich als Test auf unbeobachtete Heterogenitat interpretiert werden. Altemativ zu diesem Vorgehen kann als weitere Entscheidungshilfe ein Score-Test auf individuelle Heterogenitat (Blossfeld und Hamerle 1987, 1990) durchgefUhrt werden.^^^ Aufgrund der starker wiegenden Nachteile der parametrischen Beriicksichtigung der unbeobachteten Heterogenitat und der Verfugbarkeit von Schatzem zum Stutzstellenverfahren in LIMDEP 8.0^^^ wird in dieser Arbeit das semiparametrische Verfahren angewandt.

6.2.3

Ergebnisse der Modellschatzungen^^^

6.2.3.1 Die Selektionskorrektur der erfragten Reservationslohne In Tabelle 31 sind die Schatzergebnisse fur die selektionskorrigierten Schatzungen des Reservationslohns dargestellt; Spalte 1 zeigt das Probit fur die Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit in den ersten 12 Monaten der Arbeitslosigkeit und Spalte 2 (Spalte 3) die Reservationslohngleichung mit (ohne) Selektionskorrektur durch die inverse Mills ratio. Als identifizierende Variable werden dabei die qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote und das quadrierte Alter (Alter^) verwendet. Fur die Identifikation des Reservationslohns wird der letzte Lohnsatz plus zwei Dummy-Variable fiir das Geschlecht in Kombination mit dem Verheirateten-Status gewahlt. Alle weiteren exogenen Variablen in den Schatzungen werden als determinierend sowohl fUr den Sucherfolg als auch fiir den Lohnsatz angesehen. Spalte 1 offenbart keine unerwarteten Effekte und unterscheidet sich nur unwesentlich von den Ergebnissen in Abschnitt 4.1. Wird der Selektionseffekt, der sich aus der Probitschatzung zum Sucherfolg ergibt, in Form der inversen Mills ratio in der Reservationslohngleichung mit beriicksichtigt (Spalte 2), so weist er ^^^ Steiner (1994) beginnt beispielsweise mit vier Stutzstellen. ^^^ Vgl. Abschnitt 8.3 im Anhang fur Details des Score-Tests. ^^^ Der Autor dankt an dieser Stelle William H. Greene ganz herzlich fiir hilfreiche Anmerkungen zur Umsetzung der Schatzungen in LIMDEP 8.0. ^^^ Die Schatzungen werden auf Basis des in Abschnitt 4.1 vorgestellten Datensatzes durchgefuhrt. Vgl. fur eine Diskussion des auf 12 Monate Arbeitslosigkeitsdauer restringierten Datensatzes Christensen (2(X)3a: 20-22).

6.2 Erfragte Reservationslohne

und A rbeitslosigkeitsdauer

125

Tabelle 31: SelektionskorrigierteReservationslohne^'^ ReservationsProbit zur Wieder- SelektionskorrigierteJ beschaftigungswahrReservationslohngleichung ohne lohngleichung Selektionskorrektur scheinlichkeit Konstante Mann Alter Partner Kinder Geringe Qualifikation Mittlere Qualifikation Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer gr56er 10 Jahre Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Alter^xlO"^ Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Verheirateter Mann Verheiratete Frau Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit*'

A p2 / p2 *^ ' '^ adjungiert p2 c *^ Veall/Zimmermann

N

-4,659** -0.043 0,049 -0,098 -0,097 0,832** 0,027 -0,198

(1,882) (0,108) (0,037) (0,112) (0,109) (0,389) (0,237) (0,300)

4,564*** 0,025 0,0036* -0,085* 0,054* -0,328*** -0,246*** -0,180*

--0,177* -0,084 -0,265* -0,196

4,366*** 0,022 0,001 -0,090* 0,048 -0,377*** -0,270*** -0,216**

(0,033) (0,057) (0,045) (0,052)

0,006 0,097* 0,056 0,070

0,024 0,102* 0,076* 0,087*

(0,101) (0,192) (0,149) (0,177)

-

-

(0,048)

-0,073*** (0,019)

-• -

• -

• -

(0.003) (0.006) (0,006) (0,041) (0,056)

0,001 -0,004 -0,002 -0,056 0,027

-

0,182*** 0,088 0,486*** -0,158

(0.030) (0.055) (0.042) (0.050)

(0,003) (0,007) (0,007) (0,042) (0,073)

--

(0,605) (0.044) (0.001) (0,045) (0.032) (0.075) (0.072) (0.091)

-

-

-0,003 (0,012) 0,002 -0,039* (0,021) 0,002 0,070***•• (0,021) -0,008 0,067 (0,138) -0,064 -0,781** (0,237) 0,093

-0,096**

(0,629) (0,043) (0,002) (0,045) (0,033) (0,082) (0,074) (0,095)

(0,048) (0,063) (0,044) (0,100)

0,179*** (0,050) (0,066) 0,095 0,490*** (0,046)

0,523/0,489

• -

0,528/0,492

0,175 877

-

-

286

286

^Standardfehler in Klammem. — ^Logarithmierte Werte fUr LOhne. — ^Vgl. Veall und Zimmeraiann (1992) — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. dem 1%Niveau von null unterscheiden. steht fUr das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. ftir ausgelassene Variable.

Quelle: GSOEP (2(X)0); eigene Berechnungen.

126

Kapitel6 Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

ein insignifikant negatives Vorzeichen auf.^^^ Alle weiteren Kontrollvariablen entsprechen den Vorstellungen der Reservationslohntheorie und sind bereits in Abschnitt 4.3 diskutiert worden. Die Unterschiede zwischen der selektionskorrigierten und der nichtselektionskorrigierten Reservationslohngleichung (Spalte 3) sind kaum von Bedeutung, was auf den insignifikanten Selektionseffekt zuriickzufuhren ist. Auf Basis der selektionskorrigierten Reservationslohngleichung lassen sich nun auch fur die erfolgreichen Jobsucher Reservationslohne prognostizieren. Diese werden im folgenden Abschnitt verwendet, um ihren Einfluss in der Hazardrate-Analyse fUr die Arbeitslosigkeitsdauer zu untersuchen. 6.2.3.2 Der Einfluss des selektionskorrigierten Reservationslohns auf die Arbeitslosigkeitsdauer Die Auswahl der parametrischen Verteilung der Verweildauer Als erstes soil ermittelt werden, welche Verteilungsannahme fur die Verweildauer angenommen werden kann. In Tabelle 32 sind die Log-Likelihood-Werte der verschiedenen Schatzungen des Modells unter altemativer Verteilungsannahme dargestellt. Anhand des L/?-Tests zeigt sich, dass nur unter der Annahme einer lognormalen Verteilung keine signifikanten Unterschiede zu der F-Verteilung vorhanden sind. Tabelle 32: Log-Likelihood-Werte fur die verschiedenen Verteilungsannahmen Verteilung Weibull Loglogistische Lognormale Gamma F

Log-Likelihood-Werte der Schatzung -1 -1 -1 -1 -1

174,395 134,656 123,133 125,096 122,162

L/?-Werta 52,233 (2)*** 24,988 (2)*** 1,942 (2) 5,868 (1)** ~

^L/? = 2[lnL(F)-lnL(fi?)]~2'^(r) mit F als F-Verteilung und d fur die altemativen Verteilungen und r als Anzahl der Parameterrestriktionen nach Tabelle 30. — *, **, *** kennzeichnen signifikante Unterschiede auf dem 10%-, 5%- bzw. dem 1%-Niveau. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen. ^^^ Das negative Vorzeichen des Selektionseffekts entspricht der Interpretation aus Abschnitt 4.3 (Tabelle 12), wonach die Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit mit hoherem Reservationslohn sinkt.

6.2 Erfragte Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer 127 Um die Verteilungsannahme zusatzlich auch ohne die Ex-ante-Annahme der Gultigkeit der F-Verteilung zu testen, ist in Abbildung A6 in Abschnitt 8.5 die integrierte Hazardrate fiir die Schatzung des lognormalen Modells abgebildet. Es zeigen sich darin keine augenfalligen Abweichungen von einer Geraden durch den Koordinatenursprung. Auch inhaltlich kann das lognormale Modell als plausibel bewertet werden, da der signifikante Wert von a (0,926) auf eine anfanglich steigende und spater wieder fallende Hazardrate hinweist (vgl. Abbildung A7 in Abschnitt 8.5). Dies entspricht der Vorstellung der Suchtheorie, wonach jeder Arbeitslose zu Anfang der Arbeitslosigkeit seine Suche optimiert und eine steigende Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit aufweist. Bei langerer Arbeitslosigkeit iiberwiegen dann die negativen Wirkungen von Humankapitalverlusten und Stigmatisierungseffekten, so dass die Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit sinkt. Das Maximum der Ubergangsrate in Arbeit liegt zudem bei etwa 4,5 Monaten, was mit den amtlichen Daten der Abgange aus Arbeitslosigkeit ubereinstimmt.^^^ Auf Basis der Ergebnisse beider Testverfahren und der inhaltlichen Interpretation wird im Folgenden die Lognormal-Verteilung als Parametrisierung des Verweildauereffekts angenommen. Schdtzungen unter Beriicksichtigung mbglicher unbeobachteter Heterogenitdt Um das AusmaB moglicher unbeobachteter Heterogenitat im Modell zu untersuchen, wird fUr das lognormale Modell der in Abschnitt 8.3 beschriebene Test auf unbeobachtete Heterogenitat nach Blossfeld und Hamerle (1987, 1990) durchgefuhrt. Die Teststatistik H weist dabei einen Wert von 0,421 auf, was offensichtlich keine signifikante Abweichung von null darstellt. Eine Beriicksichtigung unbeobachteter Heterogenitat im Modell ist somit nach diesem Test nicht notwendig. Altemativ zu diesem Vorgehen kann, wie in Abschnitt 6.2.2.3 beschrieben, auch der L/?-Test auf Parameterrestriktionen bei der Beriicksichtigung einer unterschiedlichen Zahl von Stiitzstellen als Test auf unbeobachtete Heterogenitat dienen. Tabelle 33 zeigt die Log-Likelihood-Werte bei einer Beriicksichtigung von bis zu drei Stiitzstellen.^^^ Fiir zwei Stutzstellen weist der L/?-Test gegenuber dem Modell ohne Beriicksichtigung einer moglicherweise unbeobachteten Heterogenitat einen knapp nicht signifikanten Wert auf, so dass auch nach diesem Test von keiner wesentlichen

^^^ Die Daten der Bundesanstalt fiir Arbeit weisen fiir den Beobachtungszeitraum eine maximale Abgangsrate aus Arbeitslosigkeit zwischen zwei und sechs Monate aus (vgl. laufende Hefte der Amtlichen Nachrichten bzw. der Strukturanalyse). 220 Y\XT vier und fiinf Stutzstellen konvergiert das Modell nicht mehr.

128

Kapitel6 Reservationsldhne und Arbeitslosigkeitsdauer

Tabelle 33: Log-Likelihood-Werte fUr eine unterschiedliche Zahl von Stutzstellen^ Zahl der Stutzstellen Log-Likelihood-Werte L/?-Wert^ der Schatzung ic -1 123,133 2,192(1) 2 -1122,037 0,000(1) 3 -1 122,037 -^Lognormales Modell. — ^ LR = 2[\nL{M -\-\)-\rd.{M)]- z^iX) mit M als Zahl der Stutzstellen. — ^Modell ohne Beriicksichtigung der unbeobachteten Heterogenitat. — *,**,*** kennzeichnen signifikante Unterschiede auf dem 10%-, 5%- bzw. dem 1%Niveau. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen. unbeobachteten Heterogenitat im Modell mehr ausgegangen werden kann.^^^ Um die Wirkungen der im Modell mit zwei Stutzstellen berucksichtigten unbeobachteten Heterogenitat in der Hazardrate-Regression wegen der nur knappen Insignifikanz trotzdem zu analysieren, sind in Tabelle 34 sowohl die Ergebnisse fiir das Modell ohne als auch mit unbeobachteter Heterogenitat dargestellt.^^^ Wie nicht anders zu erwarten war, unterscheiden sich die beiden Modelle kaum voneinander. Insofem scheint es tatsachlich irrelevant zu sein, ob eine mogliche unbeobachtete Heterogenitat im Modell beriicksichtigt wird oder nicht. Da sich die einzelnen Koeffizienten im Vorzeichen und in der Signifikanz nur unwesentlich von den Ergebnissen des Probits zur Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit in Tabelle 31 unterscheiden, sollen diese hier nicht weiter diskutiert werden. Interessant ist deshalb vor allem der Effekt des selektionskorrigierten Reservationslohns im ersten Jahr der Arbeitslosigkeit auf die Ubergangsrate in Arbeit: Dieser Koeffizient weist einen Wert von etwa -2 auf, was eine Erhohung der Ubergangsrate von 2 Prozent bei einem 1 Prozent niedrigeren Reservationslohn bedeutet. Dieser Wert entspricht der GroBenordnung, wie sie in den in Abschnitt 6.1 beschriebenen Untersuchungen ohne Selektionskorrektur gefunden wurde, sofem diese signifikante Effekte aufzeigen. Interessant ist dabei aber vor ^^^ Die identischen Log-Likelihood-Werte der Modelle mit zwei bzw. drei Stutzstellen ergeben sich aufgrund der geringen Besetzung der dritten geschatzten Klasse, die lediglich eine Wahrscheinlichkeit von 0,18 Prozent aufweist, also quasi nicht besetzt ist. 222 Das Stutzstellenverfahren wird mit der Latent Class Mot/^Z-Methode in Limdep 8.0 berechnet. Dabei wird keine klasseniibergreifende Konstante ausgegeben, so dass diese nach Sachs (2002: 137-138) gebildet wird. Die Stutzwerte der einzelnen Klassen werden hinterher um den Wert der klasseniibergreifenden Konstanten korrigiert. Die Koeffizienten des Hazardrate-Modells werden im Folgenden zur besseren Interpretation mit -1 multipliziert.

6.2 Erfragte Reservationslohne

und A rbeitslosigkeitsdauer

129

Tabelle34: Hazardrate-Schatzung des lognormalen Modells mit und ohne unbeobachtete Heterogenitat^ Modell ohne unbeobachtete Heterogenitat Konstante Mann Alter Alter^xlO-2 Verheiratet Kinder Geringe Qualifikation Mittlere Qualifikation Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation Ausiander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Konjunktur SelektionskorrigierterReservationslohn^

a

Modell mit unbeobachteter Heterogenitat*'

13,725*** 0,450*** 0,051* -0,081** 0,367*** 0,146* -0,790*** -0,770*** -0,556**

(1,9093) (0,084) (0,027) (0,034) (0,086) (0,088) (0,277) (0,170) (0,221)

12,923*** 0,420*** 0,040 -0,066* 0,372*** 0,133 -0,758*** -0,754*** -0,559***

(2,644) (0,085) (0,027) (0.034) (0,086) (0,086) (0,270) (0,169) (0,216)

-0,210*** 0,141 -0,028 -0,012

(0,073) (0,140) (0,105) (0,118)

-0,210*** 0,127 -0,027 -0,014

(0,072) (0,137) (0,106) (0,118)

-0,059 -0,646***

(0,104) (0,183)

-0,044 -0,665***

(0,102) (0,179)

0,010 -0,040***

(0,009) (0,014)

0,009 -0,039***

(0,009) (0,014)

-0,041*** 0,005 -2,028*** 0,926***

(0,013) (0,014) (0,172) (0,026)

-0,041*** (0,013) 0,007 (0,014) -1,923*** (0,177) 0,900*** (0,035) 0,051 -4,163

£2

0,988 0,012

P(^2) Rcox/Snell^

Anteil zensierter Spells N

0,258 0,124 877

0,260 0,124 877

^Standardfehler in Klanunem. — ^Semiparametrisches Verfahren mit zwei Sttitzstellen. — ^Logarithmierte Werte fUr Lohne. — ^Vgl. Cox und Snell (1989). — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. dem 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fUr das Referenzniveau bei Dunmiy-Variablen bzw. fiir ausgelassene Variable.

Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

130

Kapitel6

Reservationslohne

und

Arbeitslosigkeitsdauer

allem, dass in einer Vergleichsschatzung des Modells nur fur die Gruppe der aktuell arbeitslosen Personen der nichtselektionskorrigierte Reservationslohn insignifikant ist. Es spiegelt sich hierin ganz offensichtlich das in Abschnitt 6.1 beschriebene Selektionsproblem wider.^^^ Erst unter Einbeziehung der Selektivitat und Beriicksichtigung der Gesamtstichprobe zeigt sich die groBe Bedeutung des individuellen Reservationslohns fur die Dauer der Arbeitslosigkeit. 6,2.3.3 Kritische Diskussion der identifizierenden Variablen Die Auswahl der identifizierenden Variablen stellt, wie in Abschnitt 4.3.3.2 beschrieben, ein zentrales Element der selektionskorrigierenden Schatzung nach Heckman (1976, 1979) dar. Um mogliche Verzerrungen aufgrund falsch gewahlter identifizierender Variablen offen zu legen, werden die Schatzungen emeut ohne identifizierende Restriktionen (Identifikation Uber die Nichtlinearitat der inversen Mills ratio - Alternative 1) und zum anderen mit geanderter Instrumentauswahl (sechs Dummys fiir Kombinationen aus Geschlecht, Partnerschaft und Kindem fUr das Probit zum Sucherfolg und dem letzten Lohnsatz zuzuglich vier Dummys fUr die Beschaftigungsdauer in der letzten Erwerbstatigkeit vor Arbeitslosigkeit fiir die Niveau-Gleichung - Alternative 2) wiederholt. In Tabelle 35 sind die geschatzten Koeffizienten des selektionskorrigierten Reservationslohns im lognormalen Modell fiir die beiden altemativen Modelle dargestellt.^^"* Tabelle 35: Der Einfluss des selektionskorrigierten Reservationslohnes auf die Ubergangsrate bei altemativer Modellauswahl^ Modell Alternative l'' Alternative 2

Koeffizient (Standardabweichung) fiir den selektionskorrigierten Reservationslohn -2,085*** -2,025***

(0,152) (0,149)

^Vgl. Tabellen A17 bis A20 in Abschnitt 8.4 fur Details. — ^MLE-Methode zur Selektionskorrektur, da bei Anwendung der Heckman-Methode die geschatzte StSrterm-Korrelation auBerhalb des [-1, 1]Bereichs liegt. — *, **, *** kennzeichnen signifikante Unterschiede auf dem 10%-, 5%- bzw. dem 1%-Niveau.

Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen. ^^^ AuBerdem weist das Modell cine deutlich geringere Giite auf, was ebenfalls darauf hinweist, dass tatsachlich die erfasste Gruppe mit erfragten Reservationslohnen eine spezifische Auswahl der Arbeitslosen darstellt. Vgl. Tabelle A16 in Abschnitt 8.4 fur Details der Schatzung. ^^^ In den Tabellen A17-A20 in Abschnitt 8.4 finden sich die gesamten Ergebnisse der Schatzungen.

6.3 Arbeitslosenversicherung, Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer 131 Es zeigt sich, dass die Ergebnisse aus Abschnitt 6.2.3.2 gegeniiber der Auswahl der identifizierenden Variablen auBerst robust sind, d.h., der starke Einfluss des Reservationslohns auf die Arbeitslosigkeitsdauer erweist sich als valides Ergebnis der Schatzungen.

6.2.4

Zusammenfassung

Die empirischen Schatzungen zum Einfluss des Reservationslohnes auf die Arbeitslosigkeitsdauer zu Beginn der Arbeitslosigkeit in diesem Abschnitt wurden mittels einer parametrischen Hazardrate-Analyse mit semiparametrischer Beriicksichtigung potenzieller unbeobachteter Heterogenitat durchgefUhrt, wobei selektionskorrigierte Reservationslohne als erklarende Variable einbezogen wurden. Die Ergebnisse der empirischen Untersuchungen zeigen, dass erst bei einer Berucksichtigung der Selektivitat, die durch fehlende Reservationslohnangaben erfolgreicher Jobsucher verursacht wird, der nach der Theorie erwartete positive Effekt des Reservationslohns auf die Arbeitslosigkeitsdauer zu beobachten ist. Dann liegt er mit einer Elastizitat von etwa zwei allerdings auch in erheblicher Hohe vor. Dieses Ergebnis impliziert, dass die Bedeutung des Reservationslohns zu Beginn der Arbeitslosigkeit fur die Gesamtdauer der Arbeitslosigkeit erheblich ist und insofem eine Absenkung des individuellen Reservationslohns durch wirtschaftspolitische MaBnahmen (z.B. Begrenzung der Hohe und/oder der Dauer des Bezugs von Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit, vgl. Abschnitt 6.3) die Sucharbeitslosigkeitsdauer merklich senken konnte.

6.3

Arbeitslosenversicherung, Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer: eine Simulation

Im Zuge der Agenda 2010 hat die Bundesregierung das System der Arbeitslosenversicherung grundsatzlich reformiert: Die Bezugsdauer von Arbeitslosengeld ist fiir viele Gruppen von Arbeitslosen deutlich gekUrzt und die Arbeitslosenhilfe in die Sozialhilfe integriert worden. Mit diesen MaBnahmen soil die Suchintensitat der Arbeitslosen erhoht und die Arbeitslosigkeitsdauer verringert werden. Es gibt zahlreiche empirische Untersuchungen zu den Auswirkungen der relativ hohen und zeitlich insgesamt unbefristeten Bezugsdauer der Arbeitslosigkeitstransferzahlungen auf die Arbeitslosigkeitsdauer in Deutschland.^^^ Aller225 Vgl. Z.B. Hunt (1995), Steiner (1997) und Hujer und Schneider (1996).

132

Kapitel6 Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

dings ist es kaum moglich, die wahren Effekte der Hohe und der Bezugsdauer auf die Arbeitslosigkeitsdauer zu ermitteln, da das Arbeitslosenversicherungssystem in Deutschland gesetzlich fiir alle Pflichtversicherten einheitlich geregelt ist. Somit haben Personen mit gleichen Personlichkeitsmerkmalen und gleicher Erwerbsbiographie im Falle der Arbeitslosigkeit identische Anspriiche auf die Transferzahlungen. In Regressionen gemessene Effekte der Transferzahlungen etwa auf die Arbeitslosigkeitsdauer oder auf die individuellen Reservationslohne spiegeln somit immer eine Mischung aus den „wahren" Effekten und den mit diesen Effekten multikollinear verbundenen Variablen (Alter, Qualifikation, Beschaftigungsdauer vor Arbeitslosigkeit etc.) wider. Eine Isolierung des Einflusses des Transfersystems auf die Arbeitslosigkeitsdauer ist somit kaum moglich.^^^ Aus diesem Grunde wird im Folgenden anhand von Simulationen auf Basis eines nichtstationaren Suchmodells, das an die spezifischen Eigenschaften des deutschen Arbeitsmarkts angepasst wird, untersucht, in welchem AusmaB die Reformen der Arbeitslosenversicherung im Zuge der Agenda 2010^^^ fUr einzelne Gruppen von Arbeitslosen zu Absenkungen der individuellen Reservationslohne fuhren konnten. Diese Ergebnisse werden anschlieBend verwendet, um auf Basis der Ergebnisse aus Abschnitt 6.2 eine mittlere Verkurzung der Arbeitslosigkeitsdauer infolge der geplanten Reformen zu prognostizieren. Die Untersuchungen in diesem Kapitel gliedem sich wie folgt: In Abschnitt 6.3.1 wird das nichtstationare Modell zur Arbeitssuche aus Kapitel 3 erweitert und die Parameter des Modells werden anhand von empirischen Ergebnissen quantifiziert. In Abschnitt 6.3.2 erfolgen Simulationen des Modells, wobei fur hoch und niedrig qualifizierte Arbeitslose Reservationslohne iiber die Dauer der Arbeitslosigkeit berechnet werden. Die Ergebnisse der Simulationen werden in Abschnitt 6.3.3 auf Veranderungen der tJbergangsrate in Arbeit angewendet und kritisch diskutiert. Abschnitt 6.3.4 fasst die Ergebnisse des Kapitels zusammen.

^^^ Zeitlich befristete Anderungen in den gesetzlichen Regelungen zur Arbeitslosenversicherung, wie sie beispielsweise in Osterreich mit einer Erhohung der Bezugsdauer des Arbeitslosengeldes fur altere Arbeitslose von 30 auf maximal 209 Wochen von 1989 bis 1992 in extremer Weise stattgefunden haben, hat es in Deutschland nicht gegeben, so dass sprunghafte Anderungen in der Arbeitslosenquote oder dem Anteil an Langzeitarbeitslosen iiber die Zeit nicht auf seiche zuruckgefuhrt werden konnen. Vgl. fur eine Studie mit einem derartigen Ansatz fur Osterreich Lalive und Zweimuller (2002). ^^^ Die in diesem Kapitel vorgestellten Reformschritte sind mit dem „Vierten Gesetz fur modeme Dienstleistungen am Arbeitsmarkt" („Hartz IV") vom 24. Dezember 2003 umgesetzt worden.

6.3 Arbeitslosenversicherung, Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

6.3.1

133

Erweiteningen des nichtstationaren Suchmodells

In Kapitel 3 wurde bereits ein einfaches stationares Suchmodell mit positiver Wahrscheinlichkeit, in einer Periode kein Arbeitsangebot zu erhalten, vorgestellt, was bei veranderlichen Einflussfaktoren zu einem nichtstationaren Suchmodell erweitert werden kann. Im Folgenden wird das Modell aus Abschnitt 3.2.1 um veranderliche Wahrscheinlichkeiten, ein Lohnangebot zu erhalten, und zeitverSnderliche Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit erweitert (Abschnitt 6.3.1.1). AnschlieBend werden die Variablen im Modell konkret parametrisiert (Abschnitt 6.3.1.2). Ziel ist es dabei, das Modell mSglichst realistisch an die Gegebenheiten auf dem deutschen Arbeitsmarkt anzupassen, um anschlieBend Simulationen fur den Reservationslohn bei einer Neugestaltung der Arbeitslosenversicherung durchzufuhren.^^^ 6.3,1.1 Die theoretischen Annahmen des Modells Ausgegangen wird von folgender Bellman-Gleichung: (68)

V{w,) = m a x j - j ^ ; c, + 0,^,pV,^m

a

J

Im Unterschied zu Gleichung (17) in Abschnitt 3.2.1 konnen sich sowohl die Transferzahlungen als auch die Wahrscheinlichkeit, kein Lohnangebot zu erhalten, Uber die Arbeitslosigkeitsdauer verandem.^^^

^^^ Ebenfalls auf Basis eines nichtstationaren Suchmodells simulieren Schneider und Fuchs (2000) die Wirkungen einer ersatzlosen Abschaffung der Arbeitslosenhilfe auf die Reservationslohne und den Ubergang in Arbeit. AUerdings sind in dieser Untersuchung zum einen einige Annahmen des Modells relativ unrealistisch (vgl. auch FuBnoten 229, 244, 249), zum anderen werden weder verschiedene Gruppen am Arbeitsmarkt unterschieden noch Reformschritte - wie sie etwa in der Agenda 2010 dargelegt werden - in das Modell integriert. Die Darstellung der Reservationslohnentscheidung in Schneider und Fuchs (2000: 315) enthalt darUber hinaus Fehler, wie dem Autor von Olaf Fuchs bestatigt wurde. ^^^ Der letzten Annahme liegt die Vorstellung zugrunde, dass eine zunehmende Stigmatisierung mit langerer Arbeitslosigkeitsdauer stattfinden kann, d.h., die Wahrscheinlichkeit, ein Lohnangebot zu erhalten, kann sinken. Diese Annahme stellt den wesentlichsten Unterschied zu dem von Schneider und Fuchs (2000) verwendeten Modell dar.

134

Kapitel6

Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

Es gilt in diesem Fall: (69)

V,^,(0) = c,^i + Ot^iPVtA^) + (1 - 0t^2)P\y{^^t^2) dF{w,^2) a

V,^2(0) = C,^2 + 0,^3fiV,^3iO) + (1 -

0,^3)^lV{w,^i)dFiw,^^) a

V,^3(0) = ... , SO dass sich Gleichung (68) auch als (70)

V{w,) = m a x j - ^ ; c, + 0,„^c,„ + 0,^i0,^2pc,^2

a b a b

+ (1 - 0t^^)P^0t^x0t^2 j^(w,+3) dF{w,^^) +. a

schreiben lasst, was vereinfacht (71)

V(w,) = max - ^ ;

c, + I C,^kP''Y{0,^\

+ yff(l-0,+i)JV(w,^,)rfF(w,^,)

yff' (1 - 0t.k) \y{^t.k) dF{w,,, ) n 0,./-i it=2

/=2

ergibt. Da der Reservationslohn w, die Untergrenze fiir die Annahme eines Lohnangebots darstellt, ergibt sich als Losung des Maximierungsproblems:

(72)

w,=il-fih+{l-fi)j: Ct^kP'U0tH k=l\

/=1

6.3 Arbeitslosenversichemng, Reservationsldhne und Arbeitslosigkeitsdauer

135

+ (1 - P)p{\ - 0,^1) Jy (w,^, )dF{w,^{)

+ (l-y8)Z P'{^-0t^k)\y{^t^k)

dF{w,^,)Y{0,V+i-l 1=2

k=2

Durch die Unterteilung des Ausdrucks J V{wt^k)dF{wt^k) in einen Abschnitt bis zum Reservationslohn w^+j^ und in einen Abschnitt daruber hinaus, , lasst sich (72) als operationalisierbaren Ausdruck darstellen:^^^ (73)

»v, = (l-A)c, + (l-yff)I Ct^kP''Y{0t. /:=lL

+ ^(l-0m)

J

1=1

w,+it/F(w,+i)+

J w,+iJF(w,+i) Wr+1

M^Z+it

+z

y9*(i-0,.t)

J w,+^JF(w,+J

^=2

+ J w,+^^F(W,+J 110..//=2

230 YiXx die Vereinfachung des Modells durch konstante Transferzahlungen und eine konstante Wahrscheinlichkeit, ein Arbeitsangebot zu erhalten ( 0 , = 0,+jt = 0 V^ ; <^/ = C/+it = c VA:), ergibt sich das stationare Modell nach Gleichung (20) in Abschnitt 3.2.1:

k=l fi(l-fi){i-0)+

Zy5^(l-y5)(l-0)0^-1 jV(w')dF{w') k=2

I-P 'C + p{\-p)-^—^ 1-0

fV(w')dF{w').

136

Kapitel6

Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

+ Z P'i\-0t.k) k=2 b

+

j

y^t^kdF{wt^k)

Y{0t.i-i 1=2

6.3.1.2 Die Parameterannahmen im Modell Um empirisch relevante Reservationslohne aus dem theoretischen Modell berechnen zu konnen, miissen vorher Annahmen uber die enthaltenen Parameter getroffen werden. Bezuglich der Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit, c„ wird das deutsche Arbeitslosenversicherungssystem bzw. die Neuerungen nach der Agenda 2010 unterstellt. Fur die Simulationen wird beim Arbeitslosengeld nach dem alten System ein Leistungssatz von 60Prozent angenommen, was dem Leistungsbezug eines Arbeitslosen ohne Kinder entspricht. Als Basis dient dabei der letzte Nettolohn.^^^ Fur die Arbeitslosenhilfe wird ein Leistungssatz von 53 Prozent unterstellt,^^^ wobei angenommen wird, dass Bediirftigkeit vorliegt und dieser Betrag vollstandig und ohne Bezugsdauerbegrenzung ausgezahlt wird. FUr die Bezugsdauer von Arbeitslosengeld werden die Regelungen nach dem alten System unterstellt (vgl. Tabelle 36). FUr die reformierte Bezugsdauer nach der Agenda 2010 wird bis zu einem Alter von 55 Jahren eine Arbeitslosengeldbezugsdauer von 12 Monaten bei einer Hohe von 60 Prozent angenommen. Fiir altere Arbeitslose liegt die Bezugsdauer bei 18 Monaten. Nach dieser Periode wird eine Transferzahlung in Hohe der Sozialhilfe^^^ einschlieBlich einmaliger Leistungen ftir einen Ein-Personen-Haushalt angenommen.^^'* Fur die Lohnverteilung werden akzeptierte Nettolohne nach Arbeitslosigkeit fiir verschiedene Qualifikationsgruppen auf Basis des Datensatzes in Abschnitt4.1 berechnet. Anhand der obersten Qualifikationsgruppe (Personen mit einem Hochschulabschluss) und der niedrigsten Qualifikation (Personen ohne ^^^ Der Leistungssatz bemisst sich korrekt am letzten pauschalierten Nettoentgelt, was hier allerdings nicht waiter von Bedeutung ist. Vgl. fiir die konkreten Bedingungen der ArbeitslosengeldZ-hilfezahlungen Arbeitsamt online (2003). ^^^ Die Arbeitslosenhilfe wird dabei nach unten durch die Sozialhilfe begrenzt. ^^^ Die Hohe der so genannten Arbeitslosenhilfe II kann im Einzelfall durch veranderte Pauschalbetrage und z.T. gezahlte Zuschlage von der Sozialhilfe abweichen, was in der vorliegenden Untersuchung allerdings aus Vereinfachungsgrunden vemachlassigt wird. Vgl. fur Details z.B. Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung (2003: 144). ^^^ FUr den Wert der Sozialhilfe einschlieBlich einmaliger Leistungen wird dabei nach Boss (2002: 39) ein Betrag von 1 215 DM bzw. 620 € (in Preisen von 2001) ange-

6.3 Arbeitslosenversicherung, Reservationslohne und Arheitslosigkeitsdauer 137 Tabelle 36: Die Anspruchsdauer auf Arbeitslosengeld nach dem alten System Alter Maximale Bezugsdauer^ Unter 45 Jahren 12 Monate 45 bis 46 Jahre 18 Monate 47 bis 51 Jahre 22 Monate 52 bis 56 Jahre 26 Monate Ab 57 Jahre 32 Monate ^Die Anspruchsdauer bemisst sich auch nach der Dauer der Versicherungspflicht bei der Bundesanstalt fur Arbeit, vgl. Arbeitsamt online (2003). Quelle: Arbeitsamt online (2003); eigene Darstellung. Ausbildungsabschluss und mit maximal einem Realschulabschluss) werden fur diese zwei Extremgruppen auf dem Arbeitsmarkt die mittleren Lohne berechnet.^^^ Fur die hohe Qualifikation betragt der mittlere Lohn 1 878 € in Preisen von 2001 bei einer Standardabweichung von etwas mehr als 35 Prozent. FUr die niedrige Qualifikation ist der analoge Mittelwert 1 168 €, wobei die Standardabweichung 30 Prozent betragt. Die Mittelwerte der akzeptierten Lohne entsprechen dabei ziemlich genau dem mittleren letzten Nettolohn vor Arbeitslosigkeit, der als Basis der Lohnersatzleistung dient. Fur die Verteilung der offerierten Lohne werden die jeweiligen Mittelwerte der akzeptierten Lohne um 5 Prozent reduziert, da die Verteilung der beobachtbaren akzeptierten Lohne linkszensiert ist.^^^ Aufgrund der erheblichen interindividuellen Variation innerhalb der jeweiligen Qualifikationsgruppen (Alter, Region, Familienstand etc.) wird fiir die Verteilungsannahme der Lohnofferten im Modell eine reduzierte Standardabweichung von 10 Prozent angenommen. Die Verteilungen werden auBerdem auf die doppelte Standardabweichung gestutzt.^^^ Die Wahrscheinlichkeit, in einer Periode ein Arbeitsangebot zu erhalten, kann nur grob im Mittel fiir alle Arbeitslosen abgeschStzt werden. Dabei werden Daten der Arbeitslosenbefragung 20(X) (lAB/Infas)^^^ ausgewertet. Auf Basis aller vollzeiterwerbstatigen Wiederbeschaftigten (erste Teilstichprobe) sowie aller eine Vollzeitbeschaftigung anstrebenden Arbeitslosen (zweite Teilstichprobe) wird

^^^ Beide Gruppen werden in den Simulationen getrennt betrachtet. ^"^" Ein Lohnangebot wird nur dann angenommen, wenn es hoher als der individuelle Reservationslohn liegt; vgl. Abbildung 10 in Abschnitt 3.1.1. Dabei wird die gestutzte Normalverteilung derart normiert, dass emeut eine Dichte entsteht. 2^^ Vgl. Brixy et al. (2002) fur einen Uberblick uber die Arbeitslosenbefragung 2000, durch Infas im Auftrag des lAB (Numberg) erhoben.

138

Kapitel6 Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

Abbildung 19: Mittlere kumulierte Zahl der Vorstellungsgesprache fiir aktuell Arbeitslose^ Zahl der Vorstellungsgesprache 25 y = 2,0634Ln(x) +0,7125 R2 = 0,2798

•

Monate der Arbeitslosigkeit ^Die Datenpunkte kennzeichnen die monatliche mitdere Zahl der Vorstellungsgesprache. Die Anzahl der Beobachtungen pro Monat Arbeitslosigkeit liegt zwischen 15 Beobachtungen (43. Monat Arbeitslosigkeit) und 371 Beobachtungen (3. Monat Arbeitslosigkeit). Die mittlere Anzahl betragt 92 Beobachtungen. Die durchgezogene Linie kennzeichnet die Trendlinie einer logarithmischen Regression. Quelle: Arbeitslosenbefragung 2000, durch Infas im Auftrag des lAB (Niirnberg) erhoben; eigene Berechnungen. bis zu einer Arbeitslosigkeitsdauer von vier Jahren^^^ die mittlere Zahl von Vorstellungsgesprachen pro Monat Arbeitslosigkeit berechnet. Diese sind monatsweise in Abbildung 19 und 20 abgetragen. AnschlieBend wird fiir beide Stichproben getrennt (aktuell Arbeitslose bzw. Wiederbeschaftigte) eine semilogarithmische Regression durchgefuhrt, deren Ergebnisse formal und durch die eingezeichneten Trendlinien in den Abbildungen 19 und 20 dargestellt werden. Auf Basis der Regressionsergebnisse wird fiir beide Stichproben fiir jeden Monat Arbeitslosigkeit eine mittlere Zahl von Vorstellungsgesprachen prognostiziert. Die Zuwachsraten an Vorstellungsgesprachen pro zusatzlichen Monat Arbeitslosigkeit werden dann fiir aktuell Arbeits^^^ Fiir langere Arbeitslosigkeitsdauem liegt eine zu geringe Zahl von Beobachtungen im Datensatz vor.

6.3 Arbeitslosenversicherung, Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer 139 Abbildung 20: Mittlere kumulierte Zahl der Vorstellungsgesprache fiir Wiederbeschaftigte^ Zahl der Vorstellungsgesprache 35 30 \

•

25 -j

y = 2,0165Ln(x)+1,749 R2 = 0,1103

20 •

15 Ji

••.._

10 5

• ^

0

—1

0

T

10

1

1

1

1

1

1

1

1

1

15

20

25

30

35

40

45

50

Monate der Arbeitslosigkeit ^Die Datenpunkte kennzeichnen die monatliche mittlere Zahl der Vorstellungsgesprache. Die Anzahl der Beobachtungen pro Monat Arbeitslosigkeit liegt zwischen 2 Beobachtungen (45. Monat Arbeitslosigkeit) und 600 Beobachtungen (1. Monat Arbeitslosigkeit). Die mittlere Anzahl betragt 90 Beobachtungen. Die durchgezogene Linie kennzeichnet die Trendlinie einer logarithmischen Regression. Quelle: Arbeitslosenbefragung 2000, durch Infas im Auftrag des JAB (NUmberg) erhoben; eigene Berechnungen. lose mit der empirisch ermittelten Erfolgswahrscheinlichkeit multipliziert,^^^ um die Zahl der Arbeitsangebote zu ermitteln. Da die mittlere Erfolgswahrscheinlichkeit fiir die aktuell Arbeitslosen nahe 50 Prozent liegt,^"*^ wird fUr die Wiederbeschaftigten, fiir die solch eine Frage im Fragenkatalog nicht vorkommt, eine Erfolgswahrscheinlichkeit von 75 Prozent angenommen.^^^ AnschlieBend flieBen die Ergebnisse aus beiden Stichproben, gewichtet mit der jeweiligen An^^^ Bei einem erfolgreichen Vorstellungsgesprach erfolgt ein Arbeitsangebot. ^^^ Eigene Berechnungen auf Basis der Arbeitslosenbefragung; die Berechnungen konnen beim Autor angefordert werden. ^^^ Die hohere angenommene Erfolgswahrscheinlich erklart sich daraus, dass zumindest im letzten Vorstellungsgesprach ein Arbeitsangebot erfolgt sein muss.

140

Kapitel6 Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

zahl der an der Befragung teilnehmenden Personen, insgesamt in eine mittlere Anzahl von Arbeitsangeboten pro Monat Arbeitslosigkeit ein. Die auf diese Weise ermittelte Wahrscheinlichkeit, kein Arbeitsangebot zu erhalten ( 0 - ) , ist fur die ersten vier Jahre Arbeitslosigkeit in Tabelle 37 dargestellt. Fiir das erste Jahr Arbeitslosigkeit ergibt sich somit eine mittlere Anzahl von Arbeitsangeboten von etwa 4, fiir das zweite Jahr von 0,8 und fiir das dritte und vierte Jahr von knapp 0,5.^"^^ Die Implementierung dieser empirisch ermittelten Abnahme in der Wahrscheinlichkeit, ein Arbeitsangebot zu erhalten, in das Modell aus Abschnitt 6.3.1.1 ermoglicht es, die in vielen Untersuchungen unterstellte Annahme, dass in jeder Periode ein Arbeitsangebot erfolgt, zu lockem und die Simulationen somit realistischer zu gestalten.^"^^ Der Zinssatz als weiterer frei wahlbarer Parameter zur Abdiskontierung zukiinftiger Einkommen wird in Abschnitt 6.3.2.1 bestimmt. Tabelle 37: Wahrscheinlichkeit, in einem Monat der Arbeitslosigkeit kein Arbeitsangebot zu erhalten Monat der Arbeitslosigkeit l.a-2. 3. 4. 5. 6. 7. 8. 9. 10. 11.

0, 0,06 0,47 0,63 0,71 0,77 0,81 0,83 0,86 0,87 0,88

Monat der Arbeitslosigkeit 12. 13. 14. 15.-16. 17.-18. 19.-21. 22.-26. 27.-33. 34.-44. 45.-48.l>

0, 0,89 0,90 0,91 0,92 0,93 0,94 0,95 0,96 0,97 0,98

^Fiir den ersten Monat wird der Wert des zweiten Monats angenommen. — ''Ftir langere Arbeitslosigkeitsdauem wird der Wert des 48. Monats angenommen. Quelle: Arbeitslosenbefragung 2000, durch Infas im Auftrag des TAB (Niirnberg) erhoben; eigene Berechnungen.

^^^ Die Anzahl von Angeboten pro Jahr ergibt sich aus der Summe der monatlichen Wahrscheinlichkeiten, ein Arbeitsangebot zu erhalten (vgl. Tabelle 37). ^^^ Schneider und Fuchs (2000) unterstellen ein Arbeitsangebot fiir einen Abschnitt von zwei Wochen, d.h., unabhangig von der Arbeitslosigkeitsdauer 26 Arbeitsangebote pro Jahr, was als unrealistisch hohe Zahl angesehen werden kann.

6.3 Arbeitslosenversicherung, Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer 141 6.3.2

Die Simulationen

Im Folgenden werden jeweils fiir die Gruppen der Hoch- und der Niedrigqualifizierten Simulationen der Reservationslohne liber die Arbeitslosigkeitsdauer durchgefUhrt, wobei die Berechnungen iterativ ruckwarts von der maximalen bis zur aktuellen Periode vorgenommen werden.^"^^ Dabei wird von einem Zeithorizont von maximal 500 Monaten ausgegangen und der Reservationslohn fiir die 500. Periode in Hohe der Arbeitslosenhilfe festgelegt.^"^^ 6.3.2.1 (Jberpriifung der Validitdt des Simulationsmodells Aufgrund der in Abschnitt 6.3.1.2 beschriebenen Auswahl der Parameter sollte das Modell eine moglichst hohe Anpassung an empirisch ermittelte Reservationslohne zeigen. Tabelle 38 zeigt die empirisch ermittelte mittlere Relation aus Reservationslohn bzw. akzeptiertem Lohn und letztem Lohn vor Arbeitslosigkeit iiber die Arbeitslosigkeitsdauer nach Tabelle 15 in Abschnitt 5.2. Tabelle 38: Mittlere Relation aus Reservations- bzw. akzeptiertem Lohn und letztem Lohn vor Arbeitslosigkeit Arbeitslosigkeitsdauer RWR^ AWR*' Mittelwert Anzahl Mittelwert Anzahl Bis 6 Monate 7-12 Monate 13-18 Monate 19-24 Monate 25-36 Monate Uber 36 Monate

1,12 1,10 1,08 1,07 1,09 1,12

245 138 68 50 52 42

1,08 1,06 0,97 0,87 0,98 0,84

599 174 67 28 30 12

^RWR steht fur die mittlere Relation aus Reservations- zu letztem Lohnsatz. — ^AWR stehtfur die mittlere Relation aus akzeptiertem zu letztem Lohnsatz vor Arbeitslosigkeit. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

^^^ Die Berechnungen wurden in Mathematica 3.0 vorgenommen. ^^^ Der Reservationslohn kann nur bei einem Wert von 0, = 1 der Transferzahlung c, entsprechen. Da der Reservationslohn nach Formel (73) bei einem Wert von 0, < 1 allerdings auch von w,+i bestimmt wird, kann er fiir den maximalen Zeithorizont nicht explizit festgelegt werden. Allerdings wird aufgrund der Konstanz von 0, und Ci ab dem 48. Monat Arbeitslosigkeit durch den extrem lang gewShlten Zeithorizont gewahrleistet, dass eine Konvergenz gegen den „wahren" Reservationslohn stattfindet.

142

Kapitel6

Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

Da die Reservationslohne nur von aktuell Arbeitslosen erhoben werden konnen, handelt es sich dabei um eine selektive Gruppe, die bei gegebener Verteilung der offerierten Lohne Uberdurchschnittlich hohe Reservationslohne aufweist (vgl. Abschnitt 4.3.3.2). Die akzeptierten Lohne von Wiederbeschaftigten stellen auf der einen Seite eine selektive Gruppe mit unterdurchschnittlichen Reservationslohnen dar. Auf der anderen Seite handelt es sich dabei allerdings nicht um Reservationslohne, sondem um einzelne Lohnangaben, die mindestens die individuelle Reservationslohnhohe widerspiegeln, da ansonsten keine Annahme der offerierten Beschaftigung erfolgt ware. Die tatsachlichen Reservationslohne der Arbeitslosen stellen somit eine unbekannte Mischung aus beiden Gruppen dar. Hinzu kommt, dass nach Kapitel 5 nur fur Nichtlangzeitarbeitslose uneingeschrankt die Validitat der erfragten Reservationslohne im theoretischen Sinne bestatigt wird. Fiir Langzeitarbeitslose hingegen weisen die erfragten Reservationslohne ein zu hohes Niveau auf. Um grob ein Referenzniveau fiir die Bewertung der Validitat der Simulationsergebnisse festzulegen, kann nach diesen Voriiberlegungen davon ausgegangen werden, dass fiir die ersten Monate der Arbeitslosigkeit ein Reservationslohn bis 10 Prozent oberhalb des letzten Lohnsatzes zu erwarten ware (Orientierung an Reservations- und akzeptierten Lohnen aus Tabelle 38). Bei Langzeitarbeitslosen kann der Reservationslohn bis etwa 15 Prozent unterhalb des letzten Lohnsatzes liegen (starkere Orientierung an akzeptierten Lohnen aus Tabelle 38). Abbildung 21 zeigt die simulierten Reservationslohne fiir die ersten vier Jahre der Arbeitslosigkeit fiir einen 40-jahrigen Arbeitslosen mit hoher Qualifikation^^^ und dem alien System der Arbeitslosenversicherung. Fiir den Diskontierungsfaktor werden dabei individuelle Zinssatze von 1 Prozent, 5 Prozent und 10 Prozent zugrunde gelegt. Aus der Abbildung ist zu entnehmen, dass mit einem niedrigeren Zinssatz der Reservationslohn insgesamt ein hoheres Niveau aufweist, was aufgrund der niedrigeren relativen Bewertung aktueller Einkommen gegeniiber zukiinftigen Einkommen auch intuitiv plausibel ist, denn eine langere Phase der Suche nach einem hohen Einkommen wird einer schnellen Annahme eines niedrigeren Einkommens vorgezogen.^"*^ Ein Zinssatz von 1 Prozent erscheint nach diesen Ergebnissen als unrealistisch niedrig, denn der simulierte Reservationslohn liegt fiir die ersten drei Jahre Arbeitslosigkeit oberhalb des alien Lohnes. Auf der anderen Seite fiihrt ein Zinssatz von 10 Prozent zu einem sehr niedrigen simulierten Re-

^^^ Bei niedriger Qualifikation unterscheiden sich die Ergebnisse nur hinsichtlich des Niveaus, nicht aber hinsichtlich der Relationen der simulierten Reservationslohne zum letzten Lohn. 248 Ygj jj^ diesem Zusammenhang auch Gleichung (8) in Abschnitt 3.1.3, in der diese Eigenschaft anhand des theoretischen Modells gezeigt wird.

6.3 Arbeitslosenversicherung, Reservationsldhne und Arbeitslosigkeitsdauer 143 Abbildung 21: Simulierte Reservationslohne fur einen hoch qualifizierten 40-jahrigen Arbeitslosen (letztes Einkommen: 1 878 €) nach dem alten System der Arbeitslosenversicherung Euro 2600 H \ 2 400

Letztes Einkommen N ^x^r = 1 %

2 200 H 2000 1800

r=lO% 1600 1400 H 1200

I

1

I

I

I

I

I

6

I

I

I

I

I

11

I

I

I

I

I

16

I

I

I

I

I

21

I

I

I

I

I

26

I

I

I

I

I

31

I

I

I

I

I

36

I

I

I

I

I

41

I

I

I

I

I

I

46

servationslohn, der nur fur die ersten drei Monate der Arbeitslosigkeit den alten Lohnsatz ubersteigt. Flir einen Zinssatz von 5 Prozent stimmt der simulierte Reservationslohn hingegen sehr gut mit den empirisch ermittelten Werten aus Tabelle 38 uberein: In den ersten 12 Monaten Arbeitslosigkeit Ubersteigt der Reservationslohn den letzten Lohn im Mittel um etwas mehr als 4 Prozent und langfristig liegt der simulierte Reservationslohn 11 Prozent unterhalb des Niveaus des letzten Lohnsatzes. Ein Zinssatz von 5 Prozent erscheint auch nach den Ergebnissen von Schmidt und Winkelmann (1993) und den eigenen Ergebnissen aus Kapitel 5 als realistischer Wert gelten zu k5nnen.^^^ 6.3.2.2 Simulationsergebnisse Die Simulationen werden fur drei Altersgruppen durchgefuhrt, um verschiedene Konstellationen der Veranderungen in Transferhohe und -dauer durch die Agenda 2010 darzustellen: (i) ein 40-jahriger Arbeitsloser (nach altem und neuem System 12 Monate Arbeitslosengeld), (ii) ein 54-jahriger Arbeitsloser (nach altem System ^^^ Schneider und Fuchs (2000) unterstellen Zinssatze zwischen 12 Prozent und 22 Prozent, was aus Sicht des Autors unrealistisch hohe Werte sind.

144

Kapitel6 Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

Abbildung 22: Simulierte relative Reduktion des Reservationslohnes von Arbeitslosen verschiedenen Alters mit einem letzten Einkommen von 1 878 € und einem Zinssatz von 5 Prozent Prozent 5,0

40-jahriger Arbeitsloser

,^^

1,5+^

57-jahriger Arbeitsloser

I I I I I I I

11

I I I I I I I I I I I I I I I I

16

21

26

31 36 41 46 Monate der Arbeitslosigkeit

26 Monate und nach neuem System 12 Monate Arbeitslosengeld) und (iii) ein 57-jahriger Arbeitsloser (nach altem System 32 Monate und nach neuem System 18 Monate Arbeitslosengeld). AuBerdem wird zwischen einer vollstandigen Auszahlung der Sozialhilfe nach Erhalt des Arbeitslosengeldes gemaB dem neuen System und dem Extremfall einer Auszahlung von null, d.h., einem sehr hohen Einkommen des Ehepartners oder hohem Vermogen, unterschieden. Es wird des Weiteren unterstellt, dass die Arbeitslosenhilfe nach dem alten System vollstandig ausgezahlt wird. Simulationsergebnisse fiir Arbeitslose mit hoher Qualifikation Abbildung 22 stellt das AusmaB der relativen Reduktion der Reservationslohne durch das neue System der Arbeitslosenversicherung fiir die drei Referenzgruppen im Falle der vollstandigen Auszahlung der Sozialhilfe dar.^^^ Allen drei Simulationen ist gemeinsam, dass zu Anfang der Arbeitslosigkeit der Reser^^^ In den Abbildungen A8-A10 in Abschnitt 8.5 sind die simulierten Reservationslohne nach dem alten und dem neuen System der Arbeitslosenversicherung fiir die drei Referenzgruppen inklusive relativer Reduktion der Reservationslohne dargestellt. Die

6.3 Arheitslosenversicherung, Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer 145 Abbildung 23: Simulierte relative Reduktion des Reservationslohnes von Arbeitslosen verschiedenen Alters mit einem letzten Einkommen von 1 878 € und einem Zinssatz von 5 Prozent und keinem Sozialhilfeanspruch

40-jahriger Arbeitsloser 57-jahriger Arbeitsloser

I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I

1

6

11

16

21

26

31 36 41 46 Monate der Arbeitslosigkeit

vationslohn im neuen System zwischen 2 und 3 Prozent niedriger als im alten System liegt. Langfristig weitet sich dieser Unterschied auf 4,5 Prozent aus, wobei das Absinken des Reservationslohnes im neuen System fiir alle drei Referenzgruppen trotz unterschiedlich langer Bezugsdauer der Transferzahlungen beinahe identisch verlauft. Lediglich die unterschiedlich lange Bezugsdauer des Arbeitslosengeldes im neuen System fiir unter 56-Jahrige (12 Monate) bzw. 56Jahrige und Altere (18 Monate) fuhrt bei den jUngeren Arbeitslosen zu einem verstarkten Absinken der Reservationslohne innerhalb von 12 Monaten, wahrend sich diese Phase fiir altere Arbeitslose Uber 18 Monate erstreckt. Abbildung 23 zeigt das AusmaB der relativen Reduktion der Reservationslohne fiir die drei Referenzgruppen, wenn im neuen System nach Auslaufen des Arbeitslosengeldes eine Sozialhilfe von null ausgezahlt wird.^^^ Die Unterschiede zwischen den Reservationslohnen im alten und im neuen Arbeitslosenversichelinke Skala zeigt dabei jeweils das Niveau des Reservationslohnes, wahrend die rechte Skala die Niveauunterschiede beziffert. 251 In den Abbildungen A11-A13 in Abschnitt 8.5 sind die simulierten Reservationslohne inklusive relativer Reduktion der Reservationslohne fiir den Fall ohne Sozialhilfe dargestellt. Auch hier zeigt die linke Skala jeweils das Niveau des Reservationslohnes, wahrend die rechte Skala die Niveauunterschiede beziffert.

146

Kapitel6 Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

Abbildung 24: Simulierte relative Reduktion des Reservationslohnes von Arbeitslosen verschiedenen Alters mit einem letzten Einkommen von 1 168 € und einem Zinssatz von 5 Prozent

57-jahriger Arbeitsloser

I

I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I i I

26

31 36 41 46 Monate der Arbeitslosigkeit

rungssystem liegen in diesem Fall zu Beginn der Arbeitslosigkeit bei knapp 5 Prozent und steigen langfristig bis auf etwas mehr als 11 Prozent an. Analog zum vorherigen Fall fiihrt die Begrenzung der Bezugsdauer des Arbeitslosengeldes bei Arbeitslosen unter 56 Jahren zu einem schnelleren Absinken der Reservationslohne als bei alteren Arbeitslosen mit einer Bezugsdauer von 18 Monaten. Simulationsergehnisse fiir Arbeitslose mit niedriger Qualifikation Die Simulationsergebnisse fur Arbeitslose mit einem letzten Lohn von 1 168 € bei einer vollstandigen Auszahlung der Sozialhilfe sind in Abbildung 24 dargestellt.2^^ Dass in diesem Fall nur fiir altere Arbeitslose uberhaupt ein Unterschied zwischen beiden Regimen festzustellen ist, liegt an der Verringerung der Bezugsdauer von Arbeitslosengeld fiir diese Gruppe nach dem neuen System der Arbeitslosenversicherung. Die Arbeitslosenhilfe entspricht aufgrund des geringen Nettolohnes vor Arbeitslosigkeit in beiden Systemen ziemlich exakt der So^^^ In den Abbildungen A14-A16 in Abschnitt 8.5 sind die simulierten Reservationslohne inklusive relativer Reduktion der Reservationslohne dargestellt. Die linke Skala zeigt hier ebenfalls jeweils das Niveau des Reservationslohnes, wahrend die rechte Skala die Niveauunterschiede beziffert.

6.3 Arbeitslosenversicherung, Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer Abbildung25: Simulierte relative Reduktion des Reservationslohnes von Arbeitslosen verschiedenen Alters mit einem letzten Einkommen von 1 168 € und einem Zinssatz von 5 Prozent und keinem Sozialhilfeanspruch

I I I I r I I I I I

26

I t I I I I I I

31 36 41 46 Monate der Arbeitslosigkeit

zialhilfe, die diese nach unten begrenzt. Fiir jiingere Arbeitslose mit einem niedrigen Nettoeinkommen vor Arbeitslosigkeit stellt die Integration der Arbeitslosenhilfe in die Sozialhilfe somit keine Verschlechterung dar. Das geringe Absenken des Reservationslohnes fur altere Arbeitslose nach dem neuen System, maximal 0,3 Prozent, liegt in dem geringen Unterschied von Arbeitslosengeld (700 €) und Sozialhilfe (620 €) begrundet. Dieser Unterschied wirkt sich auBerdem nur bis zu einer maximalen Dauer von 32 Monaten Arbeitslosigkeit (dem maximalen Bezugszeitraum des Arbeitslosengeldes nach dem alten System) aus. Abbildung 25 zeigt die Simulationsergebnisse fiir den Fall, dass der Arbeitslose nicht sozialhilfeberechtigt ist.^^^ Aufgrund der Tatsache, dass der einzige Unterschied im Modell gegenuber der Situation eines Hochqualifizierten ein Niveaueffekt in den angenommenen Einkommensparametem ist, erstaunt es nicht, dass die relative Reduktion des Reservationslohnes unter dem neuen System der

^^^ In den Abbildungen A17-A19 in Abschnitt 8.5 sind die simulierten Reservationslohne inklusive relativer Reduktion der Reservationslohne dargestellt. Die linke Skala zeigt dabei jeweils das Niveau des Reservationslohnes, wahrend die rechte Skala die Niveauunterschiede beziffert.

\A1

148

Kapitel6 Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

Abbildung 26: Simulierte relative Reduktion des Reservationslohnes eines 40-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 878 € und einem Zinssatz von 1 Prozent Prozent 10,0 8,0 H

6,0 -{ Keine Sozialhilfeberechtigung 4,0 H

2,0 H

VollstandigeSozialhilfeberechtigung 0,0

• • I I > t I I I I I I I I I I I I I r I I I I I I I I I I I I I I I

11

16

21

26

I I I I I I I I I I I

r

31 36 41 46 Monate der Arbeitslosigkeit

Arbeitslosenversicherung dem der Hochqualifizierten entspricht. Das heiBt, zu Beginn der Arbeitslosigkeit liegt der Reservationslohn im neuen System knapp 5 Prozent unter dem im alten System, und dieser Unterschied erhoht sich langfristig auf etwas mehr als 11 Prozent. Simulationsergebnisse bei aUernativem Zinssatz Zwar wurde in Abschnitt 6.3.2.1 die Wahl des Diskontierungsfaktors mit einem Zinssatz von 5 Prozent anhand von Validitatsuntersuchungen des Simulationsmodells getroffen, dennoch sollen an dieser Stelle die Unterschiede in den simulierten Reservationslohnen nach dem alten und neuen System der Arbeitslosenversicherung fur die altemativen Zinssatze 1 und 10 Prozent dargestellt und diskutiert werden. Abbildung 26 zeigt das AusmaB der relativen Reduktion des Reservationslohnes fur einen 40-jahrigen hoch qualifizierten Arbeitslosen bei vollstandigem Sozialhilfeanspruch und ohne Sozialhilfeberechtigung bei unterstelltem Zinssatz von 1 Prozent. Insgesamt ist der Unterschied in den Reservationslohnen mit knapp 2 Prozent bzw. gut 4 Prozent gegeniiber der Simulation mit einem Zinssatz von 5 Prozent deutlich geringer; auBerdem ist die Ausweitung des Unter-

6.3 Arbeitslosenversicherung, Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

149

Abbildung 27: Simulierte relative Reduktion des Reservationslohnes eines 40-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 878 € und einem Zinssatz von lOProzent Prozent 20,0

VollstandigeSozialhilfeberechtigung

1 I I I I I I I I I I I I I I n

1

6

11

16

21

I I I I I I I I r~i I n

26

i n

i i i i i i i i i r

31 36 41 46 Monate der Arbeitslosigkeit

schieds mit zunehmender Arbeitslosigkeitsdauer sehr viel geringer, was in der starken Abdiskontierung und damit Einbeziehung zukunftiger Einkommen in das Entscheidungskalkul begriindet liegt. In Abbildung 27 ist der analoge Fall bei einem unterstellten Zinssatz von 10 Prozent dargestellt. Die Reduktion des Reservationslohnes unter dem neuen Regime fallt in diesem Fall deutlich groBer aus: Bei vollstandigem Sozialhilfeanspruch liegt der Unterschied in den Reservationslohnen zu Beginn der Arbeitslosigkeit bei knapp 2 Prozent und steigt langfristig auf etwa 7 Prozent an. Ohne Sozialhilfeberechtigung liegt der neue Reservationslohn anfangs knapp 4 Prozent unter dem alten, wobei sich dieser Unterschied langfristig auf etwa 19 Prozent erhoht.

6.3.3

Bewertung und Diskussion der Simulationsergebnisse

In Abschnitt 6.2 wurde gezeigt, dass fUr Nichtlangzeitarbeitslose ein 1-prozentiger Reservationslohnriickgang die Wahrscheinlichkeit eines Ubergangs aus Ar-

150

Kapitel6 Reservationslohne und Arbeitslosigkeitsdauer

beitslosigkeit in Erwerbstatigkeit um gut 2 Prozent erhoht. Ubertragt man dieses Ergebnis auf die simulierten Absenkungen des Reservationslohnes durch die Verkurzung der Bezugsdauer des Arbeitslosengeldes und die Integration der Arbeitslosenhilfe in die Sozialhilfe im Zuge der Agenda 2010, so kann man Folgendes festhalten: • Bei Annahme des Abdiskontierungszinses von 5 Prozent und einer Anspruchsberechtigung auf Sozialhilfe steigt die Ubergangsrate fUr Arbeitslose mit vormals hohem Einkommen zu Beginn der Arbeitslosigkeit um knapp 4,5 Prozent durch die Reduktion des Reservationslohnes. Langfristig liegt dieser Wert bei gut 9 Prozent. • Fur Arbeitslose mit vormals geringem Einkommen wirkt sich die Reform der Arbeitslosenversicherung unter gleichen Bedingungen hingegen fast gar nicht aus. Lediglich in den ersten Monaten der Arbeitslosigkeit wird hochstens eine erhohte Ubergangsrate von 0,5 Prozent zu erwarten sein. • 1st der Arbeitslose aufgrund der Einkommens- oder Vermogenssituation des Haushalts nicht sozialhilfeberechtigt, so steigt die Ubergangsrate unabhangig vom vorherigen Einkommen fur alle Gruppen von Arbeitslosen zu Beginn der Arbeitslosigkeit um gut 9 Prozent und langfristig gar um mehr als 22 Prozent. • Wird ein niedrigerer Zinssatz zur Abdiskontierung unterstellt, steigt die Ubergangsrate in deutlich geringerem Umfang. Bei einem hoheren Zinssatz sind hingegen hohere Steigerungen der Ubergangsrate zu erwarten. • Unterstellt man iiber alle Gruppen von Arbeitslosen hinweg eine mittlere Erhohung der Ubergangsrate in Arbeit um 5 Prozent, so entspricht dies bei etwa 4,5 Millionen Arbeitslosen einer Reduktion der Arbeitslosenzahl um ca. 200 000 bis 250 000 Personen,^^^ oder ausgehend von den Schatzungen in Abschnitt 6.2 einer Verringerung der mittleren Arbeitslosigkeitsdauer um knapp einen halben Monat.^^^ Zu diesen Ergebnissen ist relativierend anzumerken, dass der Arbeitslose in den Simulationen als Einkommensmaximierer dargestellt wird, der keinerlei Budgetrestriktionen unterliegt.^^^ So wird im Extremfall unterstellt, dass nach ^^^ Diese GroBenordnung entspricht in etwa den Simulationsergebnissen von Steiner (2003), der neben der Integration der Arbeitslosenhilfe in die Sozialhilfe auch eine Reduktion der Sozialhilfe und eine Negativsteuer im Niedriglohnbereich untersucht und einen Beschaftigungseffekt von rund 300 000 Personen ermittelt. ^^^ In Abschnitt 6.2.3 wurde ein lognormales Hazardrate-Modell mit einer mittleren Arbeitslosigkeitsdauer von 7,7 Monaten geschatzt. Vgl. fur die Berechnung der mittleren Spelldauer im lognormalen Modell z.B. Greene (2000: 942). ^^" In dem in dieser Arbeit vorgestellten Suchmodell wird des Weiteren vemachlassigt, dass ein Arbeitsloser seine Freizeit auch als Nutzen empfinden kann oder dass es einen Wert an sich darstellen kann, einer Erwerbstatigkeit nachzugehen.

6.3 A rbeitslosenversicherung, Reservationslohne und Arheitslosigkeitsdauer

151

Auslaufen der Transferzahlungen der Arbeitslose nicht gezwungen ist, sofort Arbeit anzunehmen, sondem auf ein Lohnangebot oberhalb des einkommensmaximierenden Reservationslohnes warten kann. Diese Annahme kann fur viele Arbeitslose als unrealistisch angesehen werden, weil eine starke Reduktion des zur Verfugung stehenden laufenden Einkommens in der Kegel zu einer erheblichen Reduktion im Konsum fuhren wird, die mit einer veranderten Lebensfuhrung verbunden ist. Die erhohte Bereitschaft, ein Arbeitsangebot mit einem geringeren Lohnsatz anzunehmen, um diese Situation zu vermeiden, ist im Modell nicht berucksichtigt. Insgesamt kann demnach davon ausgegangen werden, dass die in dieser Untersuchung prasentierten Ergebnisse Untergrenzen fUr die (Jbergangsraten in Arbeit darstellen. 6.3.4

Zusammenfassung

In dem vorliegenden Abschnitt wurden die Auswirkungen der jiingsten Reformen der Arbeitslosenversicherung im Zuge der Agenda 2010 - vor allem im Hinblick auf das „Vierte Gesetz fur modeme Dienstleistungen am Arbeitsmarkt" („Hartz IV") - auf die individuellen Reservationslohne der Arbeitslosen und auf die Ubergangsraten in Arbeit untersucht. Dabei wurde ein nichtstationares Suchmodell entwickelt, das in den Parameterannahmen den Bedingungen auf dem deutschen Arbeitsmarkt moglichst realistisch angepasst wurde. Mittels des Modells wurden Reservationslohne fUr verschiedene Gruppen von Arbeitslosen Uber die Arbeitslosigkeitsdauer simuliert, wobei nach dem alten System der Arbeitslosenversicherung und den Reformen nach der Agenda 2010 unterschieden wurde. Auf Basis der simulierten Reduktion der Reservationslohne durch die Reform wurden anschlieBend Ubergangsraten in Arbeit prognostiziert. Die Ergebnisse der Simulationen im vorliegenden Kapitel zeigen, dass die Integration der Arbeitslosenhilfe in die Sozialhilfe vor allem hoher qualifizierte Arbeitslose mit einem hohen Einkommen vor Arbeitslosigkeit betrifft. Dies liegt daran, dass die Transferzahlungen bei Arbeitslosigkeit durch die Sozialhilfe nach unten begrenzt werden. Bei sozialhilfeberechtigten Arbeitslosen erhoht sich die Ubergangsrate in Arbeit aus diesem Grunde auch nur fUr Personen mit einem vormals hohen Einkommen um knapp 5-9 Prozent. Somit sind gering qualifizierte Arbeitslose, die die Hauptproblemgruppe des Arbeitsmarktes darstellen, von „Hartz IV" kaum betroffen. Eine Absenkung der Arbeitslosenquote fUr diesen Personenkreis ist durch die Reformen nicht zu erwarten. Nur bei Fehlen

152

Kapitel6

Reservationslohne und Arheitslosigkeitsdauer

eines Anspruchs auf Sozialhilfe,^^^ was zu einem vollstandigen Verlust an Transferzahlungen nach Auslaufen des Arbeitslosengeldes fuhrt, werden von alien Arbeitslosen die Ubergangsraten um 9-22 Prozent steigen. Bei angenommener mittlerer Erhohung der Ubergangsrate in Arbeit um 5 Prozent entspricht dies einer Verringerung der mittleren Arbeitslosigkeitsdauer um knapp einen halben Monat bzw. einer Reduktion der Arbeitslosenzahl um ca. 200 000 bis 250 000 Personen. Die Reformen der Arbeitslosenversicherung im Zuge der Agenda 2010 konnen somit einen wichtigen, allerdings auch nur begrenzten Beitrag zur Reduktion der Arbeitslosigkeit in Deutschland darstellen. Um speziell auch fur die Erwerbspersonen mit geringem Einkommen im Falle der Arbeitslosigkeit die Anreize zur Arbeitsaufnahme zu erh5hen, mtisste zusatzlich der Lohnabstand zwischen Sozialhilfe und Erwerbseinkommen deutlich erhoht werden, wie es z.B. der Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung (2002: 252-259) mit seinem Vorschlag zur Absenkung der Transferzahlungen fiir arbeitsfahige Sozialhilfeempfanger um 30 Prozent bei verbesserten Zuverdienstmoglichkeiten vorsieht.

^^^ Das „Vierte Gesetz fiir modeme Dienstleistungen am Arbeitsmarkt" („Hartz IV") sieht des Weiteren vor, dass dem Arbeitslosen die Sozialhilfe nur dann gekiirzt wird, wenn er cine angebotene Stelle ablehnt, die oberhalb des maBgeblichen Tariflohns Oder, wenn keine tarifvertragliche Regelung existiert, oberhalb des ortsublichen Lohns liegt. Diese Regelung fiihrt de facto zu der Einfuhrung eines Mindestlohns, der eine Ausweitung der Nachfrage nach gering entlohnter Arbeit verhindert. Vgl. dazu auch Siebert (2003b) und Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung (2003: 145).

Zusammenfassung und wirtschaftspolitische Schlussfolgerungen

Mag man erfragten Reservationslohnen auch skeptisch gegeniiberstehen, so zeigt die empirische Evidenz in dieser Arbeit, dass zumindest fiir das Soziooekonomische Panel diese Zweifel bei nicht zu langer Arbeitslosigkeitsdauer unberechtigt sind. Die empirischen Reservationslohne erweisen sich als valide im theoretischen Sinne und konnen aus diesem Grunde durchaus fur Untersuchungen der Lohnforderungen seitens der Arbeitslosen verwendet werden. Es zeigt sich, dass die Reservationslohne in Deutschland im intemationalen Vergleich ein hohes Niveau aufweisen, woraus angesichts der Korrelation zwischen Arbeitslosigkeit und hohen Reservationslohnen geschlossen werden kann, dass die Arbeitslosigkeit in Deutschland zumindest teilweise arbeitsangebotsseitig determiniert ist. Gestutzt wird diese Hypothese auch dadurch, dass die in Deutschland durch Arbeitslosigkeit am starksten betroffene Gruppe, die Geringqualifizierten, die hochsten Reservationslohne im Vergleich zu ihrem Einkommen vor Arbeitslosigkeit aufweisen. Das Lohnabstandsgebot zwischen Transfereinkommen bei Arbeitslosigkeit und dem erzielbaren Einkonmien bei Aufnahme einer Tatigkeit scheint fiir diesen Personenkreis offensichdich verletzt zu sein, wodurch quasi eine freiwillige Sucharbeitslosigkeit entsteht, die bei rapide abnehmenden Arbeitsplatzangeboten Uber die Zeit schlieBlich in eine unfreiwillige Dauerarbeitslosigkeit miinden kann. Die Reservationslohne der Arbeitslosen werden vor allem durch individuelle Personlichkeitsmerkmale - insbesondere den letzten Lohnsatz vor Arbeitslosigkeit - determiniert und weniger durch makrookonomische Faktoren beeinflusst, die die Nachfrageseite des Arbeitsmarktes widerspiegeln. Der Reservationslohn sinkt kaum mit der Dauer der Arbeitslosigkeit; die Reservationslohne werden also nur zogerlich den sich verschlechtemden Wiederbeschaftigungschancen angepasst. Der Einfluss des Reservationslohnes zu Beginn der Arbeitslosigkeit - also der Phase mit den groBten Chancen auf eine Wiederbeschaftigung - auf die Arbeitslosigkeitsdauer erweist sich als erheblich: Ein um 1 Prozent geringerer Reservationslohn erhoht die Ubergangsrate in Arbeit um gut 2 Prozent. Den Reservationslohn gleich zu Beginn der Arbeitslosigkeit zu senken, um eine bei langerer Arbeitslosigkeitsdauer eintretende Stigmatisierung zu verhindem, erweist sich somit als sinnvolle Strategie fiir die Arbeitsmarkt- und Sozialpolitik. Simula-

154

Kapitel 7 Zusammenfassung und wirtschaftspolitische Schlussfolgerungen

tionsergebnisse eines dynamischen Suchmodells zeigen denn auch, dass durch eine verringerte Bezugsdauer des Arbeitslosengeldes und eine Integration der Arbeitslosen- in die Sozialhilfe die Reservationslohne der Arbeitslosen durchaus gesenkt und die Ubergangsraten in Arbeit erhoht werden konnten. Allerdings wirken diese MaBnahmen primar bei fehlendem Sozialhilfeanspruch oder bei hohem Einkommen vor Arbeitslosigkeit. Fur die Gruppe der Geringqualifizierten, die besonders von Arbeitslosigkeit betroffen sind, erweisen sich solche Reformen als unzureichend, weil sich ihre Anspriiche auf Arbeitslosenhilfe kaum von ihren Sozialhilfeanspriichen unterscheiden. Die Umsetzungen der Arbeitsmarktreformen im Zuge des „Vierten Gesetzes fur modeme Dienstleistungen am Arbeitsmarkt" („Hartz IV") wirken sich somit kaum auf die Arbeitsanreize der gering qualifizierten Arbeitslosen aus, so dass fur diesen Personenkreis eine Absenkung der Arbeitslosenquote durch die Reform der Arbeitslosenversicherung nicht zu erwarten ist. AuBerdem bleibt kritisch anzumerken, dass erhohte Anreize zur Aufnahme einer Beschaftigung noch nicht sicherstellen, dass die Nachfrageseite des Arbeitsmarktes geniigend offene Stellen fiir die Arbeitssuchenden bereitstellt. Insbesondere institutionelle Griinde verhindem eine Ausweitung der Nachfrage. So stimmen die Gewerkschaften grundsatzlich nur Tariflohnen zu, durch die die Nettoeinkommen bei Vollzeitbeschaftigung deutlich oberhalb der Sozialhilfe liegen. Damit legt die Sozialhilfe den unteren Eckpunkt in den Tarifvertragen fest, ohne dass es rechtlich formal einen Mindestlohn gibt (Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung 2002: 246) (vgl. auch FuBnote 257). Gerade fiir die groBte Problemgruppe am Arbeitsmarkt - die Geringqualifizierten - stellt die geplante Zusammenlegung von Arbeitslosenhilfe und Sozialhilfe somit nicht mehr als einen ersten Schritt dar, der durch flankierende Schritte erganzt werden muss, um die Sucharbeitslosigkeit auch fiir diesen Personenkreis merklich verringem zu konnen. Eine Moglichkeit bietet dabei eine Reduzierung der Sozialhilfe fiir arbeitsfahige Sozialhilfeempfanger, wie sie beispielsweise von Siebert (2002c, 2003a), Sinn et al. (2002), Steiner (2003) und dem Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung (2002: 252-259) diskutiert wird. Dabei entsteht allerdings das Problem, dass solch eine Initiative aus politischen, gesellschaftlichen oder auch verfassungsrechtlichen^^^ Griinden in der Umsetzung erschwert wird. Als zweite flankierende MaBnahme kommen vor allem Lohnsubventionen im Niedriglohnsektor in Betracht. Dabei muss zwischen Subventionen der Angebots- und der Nachfrageseite differenziert werden. Der Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung (2002: 248) stellt dazu 258 Qjg Sozialhilfe muss eine Existenzsicherung ermoglichen.

Kapitel 7 Zusammenfassung und wirtschaftspolitische Schlussfolgerungen 155 fest, dass eine Subventionierung der Arbeitnehmer nur dann die Beschaftigung erhoht, wenn der institutionell defmierte Mindestiohn gesenkt wird. Einen h5heren Erfolg verspricht aus diesem Grunde eine Subventionierung der Arbeitgeberseite. Gegen die Subventionierung des Niedriglohnbereichs sprechen allerdings mehrere grundsatzliche Punkte: Erstens haben die schon praktizierten Modellversuche nur eine geringe Ausweitung der Beschaftigung bewirkt, was vor allem auf die geringe Elastizitat des Arbeitsangebots zurtickzufuhren ist (Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung 2002: 248). AuBerdem konnen Mitnahmeeffekte auftreten, weil die Vergunstigungen auch von Personen in Anspruch genommen werden, fUr die sie gar nicht gedacht sind.259 So belaufen sich Schatzungen zufolge die Kosten fiir eine Subventionierung der Sozialbeitrage im unteren Einkommensbereich auf 73 000 Euro jahrlich pro zusatzlich geschaffenen Arbeitsplatz (Zimmermann et al. 2002: 66). Allerdings ist im Hinblick auf die empirische Bewertung der Lohnsubventionen im Niedriglohnbereich kritisch anzumerken, dass diese nur unter den Rahmenbedingungen des bisherigen Systems durchgefuhrt werden konnen und abweichende Effekte unter veranderten Rahmenbedingungen erst bei einer die praktische Umsetzung begleitenden Evaluierung offengelegt werden konnten. Als letzte flankierende MaBnahme konnen nichtmonetare Sanktionen die Anreize zur Aufnahme einer Tatigkeit erhohen. Dabei kann in erster Linie an einen „Freizeitentzug" gedacht werden. So haben einzelne Kommunen mit der Zuweisung von (gemeinniitziger) Arbeit an Sozialhilfeempfanger die Zahl der Anspruchsberechtigten aufgrund von Sozialhilfeverzicht um bis zu 20Prozent verringert (Siebert 2002d: 200). Eine derartige MaBnahme lieBe sich auch auf Arbeitslosengeld- bzw. -hilfebezieher ausdehnen, wobei in diesem Fall weniger eine Zuweisung von Arbeit als vielmehr eine Uberwachte Arbeitsplatzsuche die Anreize zur Inaktivitat wahrend des Transferbezuges senken konnte. Auch das Problem der Schwarzarbeit wahrend der Arbeitslosigkeit konnte auf diese Weise verringert werden. Dariiber hinaus konnte den Arbeitslosen gleich zu Beginn der Arbeitslosigkeit bzw. mit Eingang der Kundigung deutlich gemacht werden, wie stark ihre Wiederbeschaftigungschancen mit der Arbeitslosigkeitsdauer sinken. Dazu gehort auch eine realistische Einschatzung des potenziell am Arbeitsmarkt zu erzielenden Einkommens. Vor dem Hintergrund eines mitderen Reservationslohns von 110 Prozent des letzten Einkommens stimmen gegenwartig uber 60 Prozent der Arbeitslosen der Aussage zu, man sei beruflich nicht mehr auf dem neuesten

^^^ Weitere Effekte, die bei einer Subventionierung der Niedriglohne positiven Beschaftigungseffekten entgegenstehen, finden sich bei Siebert (2002b).

156

Kapitel 7 Zusammenfassung und wirtschaftspolitische Schlussfolgerungen

Stand (Brixy und Christensen 2002: 5), was die Diskrepanz von Wunsch und Wirklichkeit offenbart. Somit bleibt als wesentliches Ergebnis dieser Studie festzuhalten, dass das hohe AusmaB der Arbeitslosigkeit in Deutschland durch uberhohte Reservationslohne der Arbeitslosen mit verursacht wird und das Absenken der Lohnforderungen der Arbeitslosen ein zentrales Element in der Bekampfung der Arbeitslosigkeit darstellen sollte. Die Reformen im Zuge des „Vieiten Gesetzes fur modeme Dienstleistungen am Arbeitsmarkt" („Hartz IV") gehen dabei speziell im Hinblick auf gering qualifizierte Arbeitslose, die die groBte Problemgruppe am Arbeitsmarkt darstellen, nicht weit genug. Eine Ausweitung des Lohnabstands muss gerade auch fur diese Gruppe realisiert werden. Die politische Umsetzung dieser MaBnahme kann in unterschiedlicher Weise erfolgen, sollte allerdings in eine allgemeine Reform des Arbeitsmarktes eingebunden werden.

8

Anhang

8.1

Der Einfluss des mittleren offerierten Lohnes auf den Reservationslohn^^^

Gleichung (51) in Kapitel 5 kann vereinfacht werden zu: (Al)

H(w^//) = - ( w ' • - c ) r + £ ' , ( w ^ - w ' • ) / ( w ^ + / / > / w ^ = 0 .

Des Weiteren gilt: (A2)

^ ^ M & L 9// dHJdw' '

FUr den Zahler von (A2) ergibt sich: (A3)

|^=£;^(w--wOr(v^+//y>v-.

Durch partielle Integration kann dieses vereinfacht werden zu (A4)

1 ^ = (H^ - wO/( vv"+//) I ~ , - J ~ , / ( w " + / ^ y M / ' = - [ l - F ( w ' - + / / ) ] .

FUr den Nenner von (A2) resultiert: (A5)

0

= -£;^/(M;-+//>/w--r = - [ l - F ( w + / / ) + r ] .

Somit ergibt sich fur (A2): dwr _ [ l ^ F ( w - ^ / / ) ] ^ (l-F(wO) dju [l-F(w''+//)+r]//->Or + ( l - F ( w ' ' ) ) '

^ ^ Die Ausfuhrungen in diesem Abschnitt sind Kiefer und Neumann (1979: 182) entnommen.

158

8.2

KapitelS Anhang

Kleinst-Quadrat-Schatzungen mit fehlerbehafteten Variablen

Die folgenden Ausfuhrungen^^^ stellen die Auswirkungen der Verwendung fehlerbehafteter^^^ Variablen in der Kleinst-Quadrat-Schatzung dar. Dabei wird zwischen der fehlerhaften Erfassung der endogenen Variablen und der fehlerhaften Erfassung der exogenen Variablen^^^ unterschieden.

8.2.1

Konsequenzen der fehlerhaften Erfassung der endogenen Variablen

Ausgangspunkt der Untersuchung ist die folgende Gleichung (A7)

y,*=6r + yfiR:,+M„

wobei die wahre endogene Variable Y* nicht direkt beobachtbar ist. Stattdessen kann die Variable Yi beobachtet werden, fur die (A8)

Y,=Y^^ei

gilt, d.h., die beobachtbare Variable setzt sich aus der wahren Variablen zuzuglich eines stochastischen Storterms zusammen. Es kann somit nur das Modell (A9)

Yi =a^pKi+Ui+ei

=a + pKi+Vi

mit dem additiven Storterm v, = M, + e, geschatzt werden. Es sei angenommen, dass E{ui) = E{ei) = 0; cov(X/, M, ) = 0; cov(X/, ^/) = 0; cov(w/,^/) = 0; cov(y;*,e,) = 0 gilt. FUr die Korrelation von v, und Xi gilt in diesem Fall unter Verwendung von (AS) bis (A9) (AlO) cov(v,, Xi) = £[v, -E{vi)] [X, ~E{X,)] = 0,

^^^ Die Darstellungen in diesem Abschnitt stellen Erweiterungen der Ausfuhrungen zu den Folgen von fehlerhaft erfassten Variablen in Gujarati (2003: 524-527) und Greene (2000: 375-380) dar. ^^^ Die Ausfuhrungen in diesem Abschnitt beschranken sich auf zufallige Fehlereinfliisse in den Variablen des Schatzmodells; vgl. FuBnote 131 in Abschnitt 5.1. ^^^ Die Ausfuhrungen lassen sich analog auch auf den Fall mehrerer exogener Variablen ubertragen.

8.2 Kleinst'Quadrat-Schdtzungen mitfehlerbehafteten Variablen

159

wodurch die Annahme der Unabhangigkeit des Storterms von der exogenen Variablen in der Kleinst-Quadrat-Schatzung erfullt ist. Als Konsequenzen des stochastischen Storterms in der endogenen Variablen ergeben sich folgende Eigenschaften fUr die Kleinst-Quadrat-Schatzung von (A9): • Der geschatzte Koeffizientenvektor ist unverzerrt wegen plim(^)=;g^^^^("V^-)=A^^ • Die Schatzung wird fiir crj >0 ineffizient wegen

Die Varianz des geschatzten Koeffizientenvektors steigt somit mit der Varianz des Messfehlers e. • Der Erklarungsgehalt des Modells - gemessen durch das BestimmtheitsmaB sinkt mit der Varianz des Messfehlers e: 2 _Y'Y _ Y'Y ^(>i9) - Y'Y ~ Y*'Y* + e'e

8.2.2

Y'Y _ , Y*'Y* " ^^'^^*

Konsequenzen der fehlerhaften Erfassung der exogenen Variable

Ausgangspunkt der Untersuchung ist die folgende Gleichung (All)

Yi=a+/3X!-tUi,

wobei die wahre exogene Variable X,* nicht direkt beobachtbar ist. Stattdessen kann die Variable X/ beobachtet werden, fiir die (A12) x , = z;+w,.

264 Ygj f^j. ^jg Herleitung des „probability limits" des geschatzten Koeffizientenvektors Wooldridge (2003: 166-169). ^^^ Indizes in Klammem kennzeichnen im Folgenden die Nummem der jeweiligen Bezugsgleichungen.

160

KapitelS

Anhang

gilt, d.h., die beobachtbare Variable setzt sich aus der wahren Variablen zuziiglich eines stochastischen Storterms zusammen. Es kann somit nur das Modell (A13) Yi =a + j3{Xi'-Wi)-\-Ui =a-\-pKi+ut-Pwi

=a-¥pKi-\'Zi

mit dem additiven Storterm n = M, - Pwi geschatzt werden. Es sei angenommen, dass E{ui) = E{wi) = 0; cov(w/, W/) = 0; cov(X*, w,) = 0 gilt. FUr die Korrelation von zi und X, gilt in diesem Fall unter Verwendung von (A12) bis (A13) (A14) cowizi, Xi) = E[zi - E{zi)] [X^ -£(X,)]

= E[{u, -/3wM]

= ^P^^l,

wodurch die Annahme der Unabhangigkeit des Storterms von der exogenen Variablen in der Kleinst-Quadrat-Schatzung verletzt ist. Als Konsequenzen des stochastischen Storterms in der exogenen Variablen ergeben sich folgende Eigenschaften fur die Kleinst-Quadrat-Schatzung von (A13): • Der geschatzte Koeffizientenvektor ist verzerrt wegen

^P.

= ^ 1+'x* J

Die Verzerrung wirkt sich derart aus, dass ein positiver (negativer) wahrer Koeffizient P durch den Messfehler w nach unten (oben) verzerrt wird.^^^ AuBerdem ist die Verzerrung umso starker, je mehr der Messfehler w im Verhaltnis zur wahren Exogene X* streut. Die ausgewiesene Varianz des geschatzten Parameters ^ in der KleinstQuadrat-Schatzung kann fiir cr^ > 0 sowohl groBer als auch kleiner werden, je nachdem, ob die ausgewiesene erklarte Streuung des korrekten Modells (All) die unerklarte Streuung Uberwiegt oder nicht:^^^

2^^ Es ergibt sich somit fiir die Konstante eine positive (negative) Verzerrung. 2^^

BEWEIS

Zu zeigen ist: Var(^,3)(>^)<M/^ii)C^)

^^^

>^'Z^;'
8.3 Score- Test auf unbeobachtete Heterogenitdt yar(,M

= ^^^-^-Var,,,M

fur

161

/^^Z^^JZu?.

Der Erklarungsgehalt des Modells - gemessen durch das BestimmtheitsmaB sinkt mit der Varianz des Messfehlers w: /v//v

^(Ai3)-A

8.3

rY"

/V/A

,

nf^r

yY

f^ o

•A'•A

pp:-^(Aii)-

Score-Test auf unbeobachtete Heterogenitat

Der hier vorgestellte Test auf unbeobachtete Heterogenitat geht auf Blossfeld und Hamerle (1987, 1990) zuruck.268 Der Vorteil dieses Tests liegt darin, dass die Teststatistik auf dem Score-Prinzip basiert und somit nur eine Schatzung unter der NuUhypothese durchgefuhrt werden muss.^^^ Ausgangspunkt des Tests ist die Hazardrate mit muliplikativer Heterogenitatskomponente:

"^fi'llxPlluf

q.e.d.

^^^ Der vorgestellte Test stellt eine Erweiterung des Tests von Lancaster (1985) hinsichtlich der Beriicksichtigung von zensierten Beobachtungen dar. 269 Weitere Testverfahren auf unbeobachtete Heterogenitat in der Hazardrate-Analyse finden sich z.B. bei Wangler (1997: 101-105).

162

KapitelS Anhang

(A15) A{t\x,e) = A{t\x)e, wobei fur e ein episodenspezifischer, zeitinvarianter gammaverteilter Storterm mit Mittelwert 1 und Varianz cr^ angenommen wird. Die Nullhypothese (keine unbeobachtete Heterogenitat) lautet (A16) Ho:crj=0

vs.

Hi:al>0.

Fur eine Varianz von null nimmt die stochastische Komponente £ den Wert 1 an. In diesem Fall entspricht Gleichung (A 15) dem Hazardrate-Modell ohne unbeobachtete Heterogenitat. Die Teststatistik H im Blossfeld-Hamerle-Test lautet: (A17) H=

^ Vvar(5)

2'^/ = l und

var(5) = y L . J (^ 4" / = 1

und

5. = A^Ux-, e)- 2S^A[t\x^, d) i\ r

/

j)2

I ^n V

1 ^ ^ = — Z -y; • «/ = l H ist dabei standardnormalverteilt. Da die Varianz der Heterogenitatskomponente nichtnegativ ist, handelt es sich um einen einseitigen Test. und

8,4 Tabellen

8.4

163

Tabellen

TabelleAl: Definitionen der verwendeten Variablen Variable Reservationslohn

Akzeptierter Lohn

Definition Minimales monatliches Nettoeinkommen in Preisen von 1995 (Preisindex fUr die Lebenshaltung nach Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung 2001: Tabelle 59*), um eine angebotene Stelle anzunehmen [nur arbeitslose Personen mit Suche nach Vollzeittatigkeit] Monatliches Nettoeinkommen in Preisen von 1995 (Preisindex fUr die Lebenshaltung nach Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung 2001: Tabelle 59*) in Vollzeittatigkeit nach Arbeitslosigkeit [erstes Interview nach Arbeitslosigkeit; Beschaftigung direkt im Anschluss an Arbeitslosigkeit]

Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit

Monatliches Nettoeinkommen in Preisen von 1995 (Preisindex fUr die Lebenshaltung nach Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung 2001: Tabelle 59*) in Vollzeittatigkeit vor Arbeitslosigkeit [letztes Interview vor Arbeitslosigkeit; Arbeitslosigkeit direkt im Anschluss an Erwerbstatigkeit]

Arbeitslosigkeitsdauer

Arbeitslosigkeitsdauer in Monaten; keine linkszensierten Angaben; fUr Reservationslohnbeobachtungen rechtszensierte Angaben; fUr Akzeptierter-Lohn-BeobachtungenabgeschlosseneGesamtarbeitslosigkeitsdauer

Mann

Dummy fUr Mann

Alter

Alter in Jahren (19-58 Jahre)

Alter^

Alter in Jahren quadriert

Verheiratet

Dummy fUr verheiratet

Verheirateter Mann

Dummy fUr verheirateten Mann

Verheiratete Frau

Dummy fur verheiratete Frau

Partner

Dummy fiir Partner

Kinder

Dummy fUr im Haushalt lebende Kinder unter 16 Jahren

Westdeutscher

Dummy fiir Westdeutsche(r)

Geringe Qualifikation

Kein Schulabschluss; Haupt-/Realschulabschluss ohne Ausbildung

Mittlere Qualifikation

Lehre/Ausbildung und kein Schulabschluss; Abitur/Fachhochschulreife und keine Lehre/Ausbildung; Haupt-/Realschule und Lehre/Ausbildung

Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation

Abitur/Fachhochschulreife und Lehre/Ausbildung Universitatsabschluss; Fachhochschulabschluss

164

KapitelS

Anhang

Fortsetzung Tabelle Al Variable Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Besch^ftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer grOBer 10 Jahre

Definition Dummy fUr Beschaftigungsdauer von maximal 1 Jahr Dummy fUr Beschaftigungsdauer von 2 bis 5 Jahren Dunmiy fUr Beschaftigungsdauer von 6 bis 10 Jahren Dummy ftir Beschaftigungsdauer von mindestens 11 Jahren

in Erwerbstatigkeit vor Arbeitslosigkeit in Erwerbstatigkeit vor Arbeitslosigkeit in Erwerbstatigkeit vor Arbeitslosigkeit in Erwerbstatigkeit vor Arbeitslosigkeit

Primarer Sektor

Beschaftigung vor Arbeitslosigkeit im Primaren Sektor

Sekundarer Sektor

Beschaftigung vor Arbeitslosigkeit im Sekundaren Sektor

Tertiarer Sektor

Beschaftigung vor Arbeitslosigkeit im Tertiaren Sektor

Gute Chancen

Nach Selbsteinschatzung gute Wiederbeschaftigungschancen (nur fur aktuell Arbeitslose) Nach Selbsteinschatzung schlechte Wiederbeschaftigungschancen (nur fUr aktuell Arbeitslose)

Schlechte Chancen Keine Chancen

Nach Selbsteinschatzung keine Wiederbeschaftigungschancen (nur fUr aktuell Arbeitslose)

Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote

Gruppenspezifische jahrliche Arbeitslosenquote nach formaler Qualifikation (alte Bundeslander und Westberlin): ohne Berufsausbildung; Lehre, Berufsfachschule; Fachschule; Fachhochschule; Universitat. Alle Angaben wurden Reinberg (1999: 444) plus Erganzungen entnommen.

Regionale Arbeitslosenquote Struktureffekt

Arbeitslosenquote auf Bundeslandebene nach Statistischem Bundesamt (Ifd. Jgg.) [Saarland und Rheinland-Pfalz zusanmiengefasst]

Konjunktur

Aktuelle Wachstumsraten der Beschaftigung im Sektor der Erwerbstatigkeit vor Arbeitslosigkeit; Tatigkeitsgruppen nach Tabelle A2; zur Vermeidung extremer Schwankungen wird ein gleitender Durchschnitt der Ordnung vier gebildet; Berechnungen auf Basis von GSOEP (2000) Kapazitatsauslastung im Verarbeitenden Gewerbe nach Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung (2001: Tabelle 43*)

Bezug von Arbeitslosengeld

Dummy fUr Bezug von Arbeitslosengeld im Monat des Reservationslohninterviews bzw. fiir Akzeptierter-Lohn-Beobachtungen im letzten Monat der Arbeitslosigkeit vor neuer Erwerbstatigkeit

Bezug von Arbeitslosenhilfe

Dummy fUr Bezug von Arbeitslosenhilfe im Monat des Reservationslohninterviews bzw. fiir Akzeptierter-Lohn-Beobachtungen im letzten Monat der Arbeitslosigkeit vor neuer Erwerbstatigkeit

Kein Bezug von Arbeitslosengeld/ -hilfe

Dummy fiir keinen Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe im Monat des Reservationslohninterviews bzw. fUr Akzeptierter-Lohn-Beobachtungen im letzten Monat der Arbeitslosigkeit vor neuer Erwerbstatigkeit

Haushaltseinkommen

Monatliches Haushaltseinkommen in Preisen von 1995 (Preisindex fiir die Lebenshaltung nach Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung 2001: Tabelle 59*)

8,4 Tabellen

165

Tabelle A2: Kodierungsschema der Tatigkeitsfelder im GSOEP (2000) auf Basis der ISCO 2-Steller zur Generierung der Variablen Struktureffekt Tatigkeitsgrappe Primdre Tatigkeiten

Tatigkeiten Landwirtschaftliche Verwalter, Landwirte; Land- und Tierwirtschaftliche Krafte; Forstarbeiter; Fischer, JSger

Sekunddre Tatigkeiten Bergbau; Chemische Industrie, Herstellung und Verarbeitung von Spalt- und Brutstoffen, MineralOlverarbeitung; Kunststoff- und Gummiwaren, Gewinnung und Verarbeitung von Steinen und Erden, Feinkeramik, Glasgewerbe

Bergleute, Steinbrecher; Chemiewerker; Steinbearbeiter; Glasverformer, T6pfer; Gummiwarenmacher

Metallerzeugung und -bearbeitung; Stahl-, Maschinen- und Fahrzeugbau, Elektrotechnik, Feinmechanik, Optik

Hiittenwerker, GieBer; Werkzeugmacher, Grobschmied; Maschinenschlosser und Monteur; Elektromechaniker, Elektronikwerker

Holz-, Papier- und Druckgewerbe

Holz-, Papierhersteller; Papierwarenmacher; Drucker

Leder-, Textil- und Bekleidungsgewerbe

Spinner, Weber, Farber; Gerber, Fellzurichter, Schneider, Naher; Schuhmacher

Emahrungsgewerbe, Tabakverarbeitung

Nahrungsmittelhersteller;Tabakhersteller

Baugewerbe

Maler, Baumaler; Maurer, Zimmerer, Bauarbeiter; Handianger; Rohrinstallateure

Sonstige Konsumgtiter

Mobeltischler; Schmuckwarenhersteller

Andere Sekundare Tatigkeiten

GUtererzeuger; Bediener stationarer Anlagen; Bewegungsgeratebediener; Transporteinrichtungsbediener; Handianger, ungelemter Handarbeiter

Tertidre Tatigkeiten Konsumbezogene Dienstleistungen

Publizistische Berufe; Bildhauer, Kunstnialer; Musiker, Darsteller; Berufssportler; Gaststatten-Geschaftsfiihrer; Tatige Inhaber von Gaststatten; Hauswirtschaftliche Aufsicht; Kdche, Kellner; Hausgehilfinnen; Wascher, Bugler; Friseure u.a.

Transportwesen, Kommunikation

Aufsicht in Transport; Schaffner; Postverteiler; Telefonisten; Sendestationsbedienstete

Handel

Geschaftsfiihrer im Handel; Tatige Inhaber Handel; Verkaufsaufsicht, Einkauf; Technischer Verkaufer; Verkaufer

Produktionsnahe Dienstleistungen

Chemiker; Architekt, Ingenieur, Techniker; Flug-, Schiffsingenieur; Buchprufer; Juristen; FUhrungskrafte in der Privatwirtschaft; Burovorsteher; AusfUhrende Verwaltungsberufe; Stenographen; Buchhalter, Kassierer; Rechenanlagenbediener; BUrokrafte u.a.; Versicherungsvertreter; Gebaudereiniger; Sicherheitsbedienstete; Produktionsaufsichtskraft

Bildung

Naturwissenschaftler; Mathematiker; Wirtschaftswissenschaftler; Lehrkrafte; Wissenschaftler

Soziale Dienstleistungen

Arzte, Zahn-, Tierarzt; Verwandte arztliche Berufe; Seelsorger

Staatliche und andere Tertiare Tatigkeiten

Gesetzgebende KOrperschaften; Soldat; Offizier; Dienstleistungsberufe

Quelle: Eigene Erstellung in Anlehnung an Klodt et al. (1996: 165-166) und Schimmelpfennig (1998).

166

KapitelS

Anhang

Tabelle A3: Deskriptive Statistiken des Regressionsdatensatzes Akzeptierter-LohnDaten

ReservationslohnDaten Mittelwert^ Reservationslohn bzw. akzeptierter Lohn Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit Arbeitslosigkeitsdauei^ *** Mann Alter*** Verheiratet** Verheirateter Mann** Verheiratete Frau Partner Kinder Auslander*** Geringe Qualifikation*** Mittlere Qualifikation*** Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation** Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Primarer Sektor** Sekundarer Sektor Tertiarer Sektor Gute Chancen^ Schlechte Chancen^ Keine Chancen^ Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote* * * Regionale Arbeitslosenquote*** Struktureffekt Konjunktur*** Bezug von Arbeitslosengeld*** Bezug von Arbeitslosenhilfe*** Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Haushaltseinkommen^ *** Beobachtungen Gesamtzahl Beobachtungen

Standard- Mittelwert^ Standardabwdchung abwdchung 750,24 746,87 13,61 42,74 11,14 49,12 50,01 31,58 45,88 49,84 49,91 49,70 50,05 19,35 14,55 31,87 49,80 37,08 37,66 10,35 47,81 47,46 26,83 45,43 40,93 7,49 2,34 4,12 2,42 49,03 44,77 32,89 1 569,07

2 425,49 2 316,00 13,88 76,03 38,17 59,61 47,20 11,19 69,98 45,36 53,78 44,06 49,89 3,89 2,16 11,45 55,08 16,41 17,06 1,08 64,79 34,13 7,78 71,00 21,21 12,38 9,53 -0,68 84,39 60,04 27,65 12,31 2 965,20

900,09 931,22 8,95 44,61 9,60 49,94 49,12 30,89 47,56 49,50 49,66 46,13 49,03 21,48 20,87 35,12 49,68 35,27 35,83 16,24 48,94 48,29

2 325,63 2 326,67 7,13 72,65 34,22 53,13 40,44 10,66 65,53 42,74 43,87 30,63 59,97 4,84 4,56 14,39 55,98 14,53 15,10 2,71 60,40 36,89

~ ~

~ -

9,67 9,06 -0,80 84,82 78,49 8,40 13,11 4 012,30

6,43 2,51 3,68 2,13 41,12 27,77 33,77 2 036,30 702

463 1.165

^FUr Dummy-Variable in Prozent. — ^Fur die Gruppe der Arbeitslosen rechtszensierte Arbeitslosigkeitsdauer zum Zeitpunkt des Interviews. — ^ur diese Variablen liegen nur 462 Beobachtungen vor. — ^FUr diese Variablen liegen nur 457 bzw. 689 Beobachtungen vor. — *, **, *** kennzeichnen Variable, deren Mittelwerte sich zwischen den beiden Gruppen signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau unterscheiden (Mittelwert-Signifikanztest nach Sachs 2002: 359).

Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

8,4 Tabellen

167

Tabelle A4: Probit-Schatzungen zum Sucherfolg (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate) Reduziertes Probit^ Konstante Geschatzter Lohn^ Mann Alter Partner Kinder Geringe Qualifikation Mitdere Qualifikadon Hohe Qualifikadon Sehr hohe Qualifikadon Auslander(in) Beschafdgungsdauer bis 1 Jahr Beschafdgungsdauer 2-5 Jahre Beschafdgungsdauer 6-10 Jahre Beschafdgungsdauer groBer 10 Jahre Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Alter^xlO"^ Qualifikadonsspezifische Arbeitslosenquote Verheirateter Mann Verheiratete Frau Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit^ p2 c ^ Veall/Zimmermann

N

(2,285)

-3,300 -

(0,147) (0,038) (0,154) (0,117) (0,395) (0,240) (0,302)

-0,077 0,059 -0,167 -0,137 0,771* -0,006 -0,201 --0,198* -0,081 -0,258* -0,190 -0,004 -0,039* 0,068*** 0,058 -0,806*** -0,109**

(0,103) (0,193) (0,150) (0,178) (0,012) (0,021) (0,021) (0,139) (0,239) (0,050)

-0,072*** (0,019) (0,175) 0,173 (0,219) 0,011 -0,174 (0,173) 0,178 877

Strukturelles Probit^ 20,801*** -3,445*** 0,916*** 0,124*** 0,131 0,067 -0,874** -1,253*** -1,170*** -0,418*** -0,144 -0,366** -0,146 0,003 -0,085*** 0,078*** 0,076 -0,848*** -0,179***

(3,155) (0,340) (0,147) (0,040) (0,120) (0,115) (0,441) (0,280) (0,329) (0,110) (0,204) (0,159) (0,187) (0,012) (0,022) (0,022) (0,147) (0,252) (0,052)

-0,065*** (0,020) 0,344 877

^Standardfehler in Klammem. — ^Logarithmierte Werte fiir L5hne. — ^Vgl. Veall und Zimmermann (1992). — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fiir das Referenzniveau bei Dununy-Variablen bzw. fiir ausgelassene Variable. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

168

KapitelS

Anhang

Tabelle A5: Lohngleichung fUr den akzeptierten Lohn^ nach Arbeitslosigkeit (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate) OLS mit OLS ohne Selektionskorrektur*' Selektionskorrektur*''^ Konstante Mann Alter Partner Kinder Geringe Qualifikation Mitdere Qualifikadon Hohe Qualifikadon Sehr hohe Qualifikation Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschafdgungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Verheirateter Mann Verheiratete Frau Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit^

A p2 1 p2 *^ ' *^ adjungiert

N

3,898*** 0,089*** 0,0002 0,028 0,015 -0,347*** -0,288*** -0,240*** -0,037* 0,024 -0,019 0,016 -0,002 -0,009** 0,004 0,018 -0,016 0,063** -0,091** 0 491***

(0,455) (0,028) (0,001) (0,029) (0,023) (0,047) (0,043) (0,057) (0,020) (0,037) (0,030) (0,035) (0,003) (0,004) (0,004) (0,027) (0,060) (0,034) (0,041) (0,034)

-0,543/0,528 591

4,028*** 0,091*** 0,001 0,032 0,017 -0,335*** -0,280*** -0,230*** -0,029 0,028 -0,010 0,024 0,002 -0,007 -0,001 0,016 0,016 0,059* -0,093** 0,496*** -0,068

(0,482) (0,028) (0,001) (0,029) (0,023) (0,050) (0,045) (0,058) (0,022) (0,037) (0,032) (0,036) (0,003) (0,004) (0,005) (0,027) (0,071) (0,035) (0,041) (0,035) (0,085)

0,544 / 0,528 591

^Logarithmierte Werte fur Lohne. — ^Standardfehler in Klammem. — ^Schatzung mit Heteroskedastiekonsistenz. — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fiir das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fur ausgelassene Variable. Quelle: GSOEP (2(X)0); eigene Berechnungen.

8A Tabellen

169

Tabelle A6: Reservationslohngleichungen^ (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate) OLS mit Selektionskorrektur*''^ Konstante Geschatzter Lohn^ Mann Alter Partner Kinder Geringe Qualifikation Mittlere Qualifikation Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/ -hilfe Alter^xlO"^ Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Verheirateter Mann Verheiratete Frau Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit^

A p2 / p2 AV / rv adjungiert

N

(0,003) (0,010) (0,010) (0,042) (0,110)

0021 0,997 0,001 0,0001 0,0001 0,00007 -0,0009 -0,001 -0,001 -0,0004 -0,0001 -0,0004 -0,0001 0,000003 -0,00009 0,00008 0,00008 -0,0009

4,035 0,091 70,001 0,032 0,017 -0,334 -0,280 -0,230 -0,029 0,028 -0,010 0,023 '0,002 -0,007 0,001 0,016 0,015

(0,025)

~ -0,0002

-0,0002

-0,00007 0,0007 -

-0,00007 0,058 -0,092 0,495 -. -

(1,385)

3,321** -

(0,102) (0,018) (0,044) (0,034) (0,123) (0,089) (0,107)

-0,045 0,012 -0,103** 0,027 -0,281** -0,208** -0,165 0,034 0,117* 0,073 0,086

(0,050) (0,066) (0,059) (0,058) -

0,002 0,002 -0,008 -0,064 0,081 -0,012

Strukturelle Reduzierte Gleichung^ Gleichung

-0,0002 (0,010) 0,212*** (0,057) 0,045 (0,083) 0,635*** (0,240) (0,221) -0,155 0,534/0,495 286

^Logarithmierte Werte fur Lohne. — ^Standardfehler in Klammem. — ^SchStzung mit Heteroskedastiekonsistenz. — ^Identifikation iiber das strukturelle Probit. — Parameterannahmen: (l - F{w^ ))~^ = 4,2/12; r = 0,01. — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. — — steht fur das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fiir ausgelassene Variable. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

170

KapitelS

Anhang

TabelleAl: Probit-Schatzungen zum Sucherfolg (13-27 Monate Arbeitslosigkeitsdauer) Reduziertes Probit^ Konstante Geschatzter Lohn*' Mann Alter Partner Kinder Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Alter^lO"^ Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Verheirateter Mann Verheiratete Frau Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit*' D2

*^ Veall/Zimmermann

N

C

-13,194*** 0,182 0,152* 0,454 -0,257 0,221 0,419 0,200 -0,178

(4,814) (0,377) (0,084) (0,412) (0,288) (0,226) (0,390) (0,287) (0,348)

- •

(0,026) (0,043) (0,044) (0,282) (0,287)

0,022 0,004 0,069 0,309 -0,233 - •

-0,219**

(0,107)

-0,029** (0,014) (0,476) -0,298 (0,562) 0,574 (0,392) 0,593 0,219 203

Strukturelles Probit^ 5,353 -2,464*** 0,471 0,222*** 0,570** -0,051 -0,259 0,266 -0,036 -0,932** 0,059** 0,062 0,108** 0,443 -0,243 -0,315***

(6,062) (0,757) (0,309) (0,083) (0,282) (0,266) (0,251) (0,391) (0,289) (0,405) (0,028) (0,045) (0,045) (0,288) (0,292) (0,108)

-0,035*** (0,014) - •

- •

0,256 203

^Standardfehler in Klammem. — ^Logarithmierte Werte fur Lohne. — ^Vgl. Veall und Zimmermann (1992). — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fiir das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fiir ausgelassene Variable. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

8.4 Tabellen

111

TabelleAS: Lohngleichung fiir den akzeptierten Lohn^ nach Arbeitslosigkeit (13-27 Monate Arbeitslosigkeitsdauer) OLSmit OLS ohne Selektionskorrektur^ Selektionskorrektur^'^ Konstante Mann Alter Partner Kinder Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Verheirateter Mann Verheiratete Frau Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit^ A p2 / p2 i^- ' *v adjungiert

N

3,030* 0,012 -0,005 0,024 0,033 -0,111 -0,039 -0,031 -0,171

3,400* 0,008 -0,005 0,011 0,038 -0,111* -0,051 -0,038 -0,173*

(0,009) (0,016) (0,017) (0,095) (0,099)

0,012 0,019 0,009 0,021 -0,001

(0,009) (0,014) (0,016) (0,096) (0,090)

0,065 -0,153 0,465*** -0,047

(0,134) (0,160) (0,137) (0,167)

0,013 0,019 0,011 0,033 -0,004

(2,019) (0,122) (0,004) (0,123) (0,084) (0,064) (0,112) (0,087) (0,104)

(1,698) (0,134) (0,004) (0,127) (0,091) (0,071) (0,115) (0,093) (0,115)

-

-(0,142) 0,054 (0,169) -0,139 0,489*** (0,121) 0,485/0,369 88

0,485/0,360 88

^Logarithmierte Werte fiir Lohne. — ^Standardfehler in Klammem. — ^Schatzung mit Heteroskedastiekonsistenz. — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%' bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. Steht fiir das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fiir ausgelassene Variable. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

172

KapitelS

Anhang

Tabelle A9: Reservationslohngleichungen^ (13-27 Monate Arbeitslosigkeitsdauer) OLS mit Selektionskorrektur^'^ Konstante Geschatzter Lohn^ Mann Alter Partner Kinder Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/ -hilfe Alter^xlO-^ Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Verheirateter Mann Verheiratete Frau Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit^ A / p2 *^ ' *^ adjungiert D2

N

Strukturelle Reduzierte Gleichung^ Gleichung

aon

(0,008) (0,009) (0,021) (0,109) (0,070)

0,995 0,001 0,0004 0,0001 0,001 -0,001 0,001 -0,0001 -0,002 0,0002 0,0001 -0,0001 0,001 -0,0005

3,394 0,012 -0,004 0,012 0,009 -0,111 -0,050 -0,038 -0,174 0,009 0,019 0,038 0,022 -0,001

(0,001)

~ -0,0006

~ -0,0006

-0,002 (0,008) 0,165 (0,115) (0,122) -0,110 (0,275) 0,175 (0,419) -0,067 0,376/0,251 115

-0,0001 --0,0008 --

-0,0001 0,065 -0,152 0,463 --

6,599*** ~ 0,048 -0,003 -0,035 0,026 0,028 -0,002 -0,024 0,030 -0,001 0,006 -0,005 -0,013 0,035

(0,952) (0,116) (0,053) (0,159) (0,059) (0,044) (0,127) (0,059) (0,111)

~ 0,0001

^Logarithmierte Werte fur Lohne. — ^Standardfehler in Klammem. — ^Schatzung mit Heteroskedastiekonsistenz. — ^Identifikation iiber das strukturelle Probit; Parameterannahmen: (l - F{w' ))"^ = (18,0-12,0)/12 = 6,0/12 ; r = 0,01. — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fiir das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fiir ausgelassene Variable. Quelle: SOEP (2000); eigene Berechnungen.

8.4 Tabellen

173

TabelleAlO: Probit-Schatzungen zum Sucherfolg (19-54 Monate Arbeitslosigkeitsdauer) Reduziertes Probit^ Konstante Geschatzter Lohn*' Mann Alter Partner Kinder Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld^-hilfe Alter^xlO-^ Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Verheirateter Mann Verheiratete Frau Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit^ p2 c *^ Veall/Zimmermann

N

-19,135*** 0,294 0,116 0,325 0,213 0,015 1,614*** 0,636* 0,446 0,095*** 0,051 0,130** 0,384 -0,497 --0,176

(6,493) (0,441) (0,108) (0,475) (0,315) (0,261) (0,524) (0,378) (0,407) (0,034) (0,047) (0,060) (0,407) (0,369) (0,134)

-0,028* (0,017) (0,513) -0,478 (0,650) 0,578 (0,501) 0,667 0,366 166

Strukturelles Probit^ -20,770*** 1,039 -0,454 0,139 0,049 0,106 0,166 1,517*** 0,495 0,350 0,096*** 0,062 0,118** 0,401 -0,517 -0,198

(7,207) (0,655) (0,378) (0,105) (0,315) (0,295) (0,278) (0,515) (0,364) (0,393) (0,034) (0,047) (0,059) (0,407) (0,369) (0,131)

-0,032*

(0,017) 0,353 166

^Standardfehler in Klammem. — '^Logarithmierte Werte fiir Lohne. — ^Vgl. Veall und Zimmermann (1992). — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fiir das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fiir ausgelassene Variable. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

174

KapitelS

Anhang

TabelleAll: Lohngleichung fiir den akzeptierten Lohn^ nach Arbeitslosigkeit (19-54 Monate Arbeitslosigkeitsdauer) OLSmit OLS ohne Selektionskorrektur'^ Selektionskorrektur*''^ Konstante Mann Alter Partner Kinder Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Verheirateter Mann Verheiratete Frau Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit^ A p2 / p2 *^ ' *^ adjungiert

N

2,988 0,071 -0,006 0,069 -0,047 -0,097 -0,002 0,056 0,038

2,760 0,074 -0,006 0,074 -0,045 -0,099 0,013 0,063 0,043

(0,015) (0,017) (0,024) (0,156) (0,161)

-0,006 -0,007 -0,006 -0,099 -0,076

(0,016) (0,015) (0,027) (0,144) (0,142)

-0,085 -0,105 0,718*** 0,017

(0,169) (0,202) (0,176) (0,200)

--0,007 -0,007 -0,007 -0,104 -0,072

(3,334) (0,149) (0,006) (0,157) (0,089) (0,078) (0,231) (0,141) (0,139)

(2,404) (0,170) (0,005) (0,174) (0,104) (0,090) (0,171) (0,137) (0,148)

-

-0,092 (0,178) -0,110 (0,233) 0,708*** (0,157) 0,509/0,308 56

0,509/0,290 56

^Logarithmierte Werte fiir Lohne. — ^Standardfehler in Klammem. — ^Schatzung mit Heteroskedastiekonsistenz. — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fiir das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fur ausgelassene Variable.

Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

8.4 Tabellen

175

TabelleAll: Reservationslohngleichungen^ (19-54 Monate Arbeitslosigkeitsdauer) OLS mit Selektionskorrektur*''^ Konstante Geschatzter Lohn^ Mann Alter Partner Kinder Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/ -hilfe Alter^xlO-^ Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Verheirateter Mann Verheiratete Frau Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit^ A K

N

/ K adjungiert

8,533*** 0,123 -0,003 0,022 0,098* 0,025 -0,127 -0,099 -0,177** -0,008 0,008 -0,012 -0,025 0,097

(2,258) (0,090) (0,025) (0,084) (0,053) (0,051) (0,243) (0,095) (0,077) (0,013) (0,011) (0,016) (0,088) (0,116)

Strukturelle Reduzierte Gleichung^ Gleichung U69 0,932 -0,003 -0,009 -0,006 0,030 -0,011 -0,100 -0,033 -0,023 -0,008 -0,004 -0,007 -0,026 0,034

3,940 0,066 -0,015 -0,012 0,099 -0,103 -0,088 0,026 0,017 -0,013 -0,010 -0,049 -0,119 -0,036 ..

0,010

(0,034)

0,013

0,013

-0,001 0,044 -0,081 -0,020 -0,126

(0,005) (0,090) (0,111) (0,132) (0,294)

0,002 -0,004

0,002 0,079 -0,098 0,669 -

0,347/0,209 110

---

-

^Logarithmierte Werte fiir Lohne. — ^Standardfehler in Klammem. — ^Schatzung mit Heteroskedastiekonsistenz. — ^Identifikation tiber das strukturelle Probit; Parameterannahmen: {\-F{w' ))"^ = (26,8-18,0)/l2 = 8,8/12 ; r = 0,10. — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fiir das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fiir ausgelassene Variable.

Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

176

Kapitel 8 Anhang

TabelleAlS: Probit-Schatzungen zum Sucherfolg (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate): identifizierende Variable nach Schmidt und Winkelmann (1993) Reduziertes Probit^ Konstante Geschatzter Lohn*' Mann Alter Alter^xlO'^ Verheirateter Mann Verheiratete Frau Partner Auslander(in) Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Kinder Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit*' l?2 C *^ Veall/Zimmermann

N

-2,817

(2,197)

-0,069 0,060 -0,108** 0,196 0,040 -0,182 -0,170* -0,004 -0,060*** 0,065*** -0,023***

(0,147) (0,038) (0,049) (0,174) (0,217) (0,152) (0,102) (0,012) (0,019) (0,021) (0,007)

0,067 (0,138) -0,758*** (0,238) --0,119 (0,116) -0,072 (0,192) -0,261* (0,149) -0,196 (0,176) --0,227 (0,170) 0,163 877

Strukturelles Probit^ 9,409*** -2,060*** 0,240 0,139*** -0,203*** 0,460** -0,173 -0,133 -0,316*** -0,0004 -0,077*** 0,069*** -0,037***

(2,879) (0,330) (0,155) (0,040) (0,052) (0,179) (0,222) (0,154) (0,105) (0,012) (0,020) (0,021) (0,008)

(0,140) 0,051 -0,809*** (0,240) -(0,118) -0,137 ----0,218 877

^Standardfehler in Klammem. — ^'Logarithmierte Werte fur Lohne. — ^Vgl. Veall und Zimmermann (1992). — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw, 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fur das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fiir ausgelassene Variable. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

8,4 Tabellen

111

TabelleAM: Lohngleichung fiir den akzeptierten Lohn^ nach Arbeitslosigkeit (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate): identifizierende Variable nach Schmidt und Winkelmann (1993) OLSmit OLS ohne Selektionskorrektur*' Selektionskorrektur^'^ Konstante Mann Alter Alter^lQ-^ Verheirateter Mann Verheiratete Frau Partner Auslander(in) Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit^ A p2 / p2 AV / rv adjungiert

N

(0,457) (0,028) (0,008) (0,010) (0,032) (0,042) (0,030) (0,020) (0,003) (0,004) (0,004)

3,160*** 0,080*** 0,019** -0,024** 0,058* -0,093** 0,024 -0,029 0,003 -0,005 0,003

(0,503) (0,028) (0,008) (0,012) (0,032) (0,042) (0,030) (0,022) (0,003) (0,005) (0,005)

-0,006*** (0,002) (0,037) 0,047 (0,030) -0,001 0,021 (0,036) 0,515*** (0,035) 0,515/0,503 591

-0,006*** 0,050 0,004 0,025 0,518*** -0,032

(0,002) (0,038) (0,035) (0,038)

3,093*** 0,079*** 0,020** -0,026** 0,060* -0,092** 0,021 -0,032 0,003 ^,006* 0,004

(0,036) (0,107)

0,515/0,502 591

^Logarithmierte Werte flir Lohne. — ^'Standardfehler in Klammem. — ^Schatzung mit Heteroskedastiekonsistenz. — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fiir das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fur ausgelassene Variable. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

178

KapitelS Anhang

TabelleAlS: Reservationslohngleichungen^ (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate): identifizierende Variable nach Schmidt und Winkelmann (1993)

Konstante Geschatzter Lohn^ Mann Alter Alter^xlO"^ Verheirateter Mann Verheiratete Frau Partner Auslander(in) Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/ -hilfe Kinder Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Letzter Lohn vor Arbeitslosigkeit^ r>2 / p 2 *^ ' ' ^ adjungiert

N

OLS mit Selektionskorrektur^'^

Strukturelle Reduzierte Gleichung^ Gleichung

4,458*** 0,037 0,042 -0,057 0,250** 0,102 -0,138* -0,041 0,001 -0,014 0,010

(0,056) (0,029) (0,043) (0,112) (0,076) (0,073) (0,079) (0,004) (0,019) (0,019)

0,016 0,997 0,0004 0,0002 -0,0003 0,0008 -0,0003 -0,0002 -0,0005 -0,000001 -0,0001 0,0001

3,165 ~ 0,080 0,019 -0,024 0,059 -0,092 0,023 -0,030 0,003 -0,005 0,003

-0,013* -0,050 -0,115

(0,007) (0,050) (0,202)

-0,0001 0,0001 -0,001

-0,006 0,0001 -0,001

(0,054) (0,061) (0,042) (0,050)

-0,0002 -

(1,321)

.. 0,005 0,084 0,058 0,079

..

(0,300) 0,295 0,279 (0,420) 0,514/0,479 286

-0,001 ~

-0,0002 0,050 0,004 0,025 0,516 —

^Logarithmierte Werte fiir Lohne. — ^Standardfehler in Klammern. — ^Schatzung mit Heteroskedastiekonsistenz. — ^Identifikation uber das strukturelle Probit; Parameterannahmen: (1-F(W'"))~ =4,2/12 ; r = 0,01. — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. 1%-Niveau von null unterscheiden. — — steht fur das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fur ausgelassene Variable. Quelle: GSOEP (2(X)0); eigene Berechnungen.

8.4 Tabellen

179

Tabelle A16: Hazardrate-Schatzung des lognormalen Modells nur fur Reservationslohnbeohachtungen^ Variable Konstante Mann Alter Alter^xlO"^ Verheiratet Kinder Geringe Qualifikation Mittlere Qualifikation Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Konjunktur Reservationslohn^ G ^

Cox/Snell

Anteil zensierter Spells N

Koeffizient^ (3,507) (0,170) (0,052) (0,067) (0,171) (0,160) (0,654) (0,372) (0,473)

-3,123 0,071 0,047 -0,092 -0,246 0,227 0,314 0,455 0,761 -

(0,152) (0,285) (0,199) (0,239)

-0,177 0,260 0,196 0,095 -0,134 -0,557

(0,248) (0,349)

-(0,018) 0,011 -0,047 (0,031) (0,034) -0,006 (0,030) -0,022 0,249 (0,263) 0,898*** (0,054) 0,183 0,381 286

^Modell ohne Beriicksichtigung unbeobachteter Heterogenitat. — ^Standardfehler in Klammem. — ^Vgl. Cox und Snell (1989). — ^Logarithmierte Werte fur Lohne. — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. dem 1%Niveau von null unterscheiden. steht fur das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fur ausgelassene Variable. Qw^//^; GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

180

KapitelS

Anhang

TabelleAlJ: Selektionskorrigierte ReservationslShne^: Modellaltemative lb Probit zur Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit Konstante Mann Alter Partner Kinder Geringe Qualifikation Mittlere Qualifikation Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Konjunktur Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Alter^xlO"^ Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Verheirateter Mann Verheiratete Frau Letzter Lohn^ a P Log Likelihood N

(2,102) (0,132) (0,037) (0,142) (0,112) (0,365) (0,207) (0,268)

-3,078 -0,057 0,060* -0,168 -0,156 0,795** 0,004 -0,198 -0,205** -0,081 -0,263* -0,195 --0,003 -0,041** 0,064*** 0,046 -0,836*** --0,110** -0,072*** 0,174 -0,005 -0,165

(0,095) (0,177) (0,140) (0,164) (0,011) (0,019) (0,019) (0,127) (0,254) (0,048) (0,019)

Selektionskorrigierte Reservationslohngleichung 4,518*** 0,035 0,014 -0,077 0,0488 -0,358** -0,235*** -0,167 0,032 0,102 0,078 0,090 0,003 0,002 -0,012 -0,074 0,108 -0,013 0,004

(0,720) (0,052) (0,012) (0,051) (0,043) (0,149) (0,083) (0,107) (0,033) (0,065) (0,050) (0,058) (0,004) (0,007) (0,008) (0,045) (0,069) (0,016) (0,008)

(0,165) 0,165*** (0,059) 0,079 (0,205) (0,075) (0,165) 0,495*** (0,048) 0,264*** (0,037) -0,762*** (0,144) -457,964 877 286

^Alle Lohnangaben in Logarithmen; Standardfehler in Klammern. — ^'MLE-Schatzung. — ^Logarithmierte Werte fur Lohne. — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. dem 1%-Niveau von null unterscheiden. — - steht fiir das Referenzniveau bei Dununy-Variablen bzw. fur ausgelassene Variable. Quelle: GSOEP (2(X)0); eigene Berechnungen.

8.4 Tabellen

181

TabelleAlS: Hazardrate-Schatzung des lognormalen Modells ohne unbeobachtete Heterogenitat: Modellaltemative 1 Variable Konstante Mann Alter Alter^xlO"^ Verheiratet Kinder Geringe Qualifikation Mittlere Qualifikation Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Konjunktur Selektionskorrigierter Reservationslohn*^ a R Cox/Snell^

Anteil zensierter Spells N

Koeffizient^ (1,786) (0,082) (0,027) (0,034) (0,084) (0,085) (0,269) (0,163) (0,213)

14,347*** 0,486*** 0,076*** -0,111*** 0,367*** 0,128 -0,879*** -0,767*** -0,540** --

(0,071) (0,136) (0,103) (0,115)

-0,198*** 0,147 -0,020 0,002 --0,086 -0,619***

(0,101) (0,181)

-(0,009) 0,012 -0,041*** (0,013) -0,032** (0,013) (0,014) -0,005 -2,085*** (0,152) (0,026) 0,905 0,294 0,124 877

^Standardfehler in Klammem. — ^Logarithmierte Werte fiir Lohne. — ^Vgl. Cox und Snell (1989). — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. dem 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fur das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fUr ausgelassene Variable. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

182

KapitelS Anhang

TabelleA19: Selektionskorrigierte Reservationslohne^: Modellaltemative' Probit zur Wiederbeschaftigungswahrscheinlichkeit Konstante Alter Alter^xlO"^ Verheiratet Geringe Qualifikation Mittlere Qualifikation Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation Auslander(in) Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Struktureffekt Konjunktur Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Regionale Arbeitslosenquote Mann mit Partnerin ohne Kinder Frau mit Partner ohne Kinder Mann mit Partnerin und Kindem Frau mit Partner und Kindem Mann/Frau mit Kindem ohne Partner(in) Mann/Frau ohne Partner(in) und Kinder Letzter Lohn^ Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre A p2 / p2 *^ ' *^ adjungiert R2 b ^^ Veall/Zimmermann

N

-4,751** 0,049 -0,092* 0,120 0,924** 0,067 -0,173 --0,187* 0,069 -0,781*** --0,004 0,067***

(1,885) (0,039) (0,051) (0,163) (0,389) (0,236) (0,300) (0,102) (0,139) (0,235) (0,012) (0,021)

-0,755*** (0,019) (0,021) -0,039* (0,170) -0,257 (0,197) -0,013 (0,196) -0,268 -0,633** (0,274) (0,224) -0,109 ---0,176 877

Selektionskorrigierte Reservationslohngleichung 4,332*** 0,014 -0,014 0,132*** -0,391** -0,235*** -0,187* 0,044 -0,080* 0,118 0,003 -0,011 0,005 0,003

(0,768) (0,011) (0,015) (0,034) (0,157) (0,078) (0,099) (0,038) (0,045) (0,094) (0,003) (0,010) (0,010) (0,008)

-0,516*** (0,043) 0,111** (0,054) 0,052 (0,041) 0,075 (0,048) --0,203 (0,155) 0,512/0,479 286

^Standardfehler in Klammem. — ^'Vgl. Veall und Zimmermann (1992). — ^Logarithmierte Werte fur Lohne. — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. dem 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fur das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fiir ausgelassene Variable. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

8.4 Tabellen

183

TabelleAlO: Hazardrate-Schatzung des lognormalen Modells ohne unbeobachtete Heterogenitat: Modellaltemative 2 Variable Konstante Mann Alter Alter^xlO"^ Verheiratet Kinder Geringe Qualifikation Mittlere Qualifikation Hohe Qualifikation Sehr hohe Qualifikation Auslander(in) Beschaftigungsdauer bis 1 Jahr Beschaftigungsdauer 2-5 Jahre Beschaftigungsdauer 6-10 Jahre Beschaftigungsdauer groBer 10 Jahre Bezug von Arbeitslosengeld Bezug von Arbeitslosenhilfe Kein Bezug von Arbeitslosengeld/-hilfe Struktureffekt Regionale Arbeitslosenquote Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote Konjunktur SelektionskorrigierterReservationslohn*' a R Cox/Snell^

Anteil zensierter Spells N

Koeffizient^ (1,770) (0,078) (0,027) (0,034) (0,086) (0,084) (0,272) (0,161) (0,209)

13J38*** 0,340*** 0,819*** -0,122*** 0,468*** 0,008 -0,923*** -0,748*** -0,551*** --

(0,071) (0,136) (0,103) (0,116)

-0,178** 0,196 -0,010 0,015 --0,094 -0,620***

(0,102) (0,181)

0,012 (0,009) -0,039*** (0,013) -0,030** (0,013) (0,014) -0,003 (0,149) -2,025*** 0,906*** (0,026) 0,291 0,124 877

^Standardfehler in Klammem. — ^Logarithmierte Werte fur Lohne. — ^Vgl. Cox und Snell (1989). — *, **, *** kennzeichnen Variable, die sich signifikant auf dem 10%-, 5%- bzw. dem 1%-Niveau von null unterscheiden. steht fUr das Referenzniveau bei Dummy-Variablen bzw. fiir ausgelassene Variable. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

184

KapitelS

8.5

Anhang

Abbildungen

Abbildung Al: Selektionskorrigierte erfragte und aus dem Modell berechnete Reservationslohne^ (Gesamtstichprobe) « 8.75

I

I ^ '§ 8.50

- - -

I

5 8.251 M

if 8.00

I S 7.751 % 7.50 o

2 a

7.251

S 7.00

— I — I — I — I — r —

7.2

7.4

'

I

7.6

'

•

'

'

I

7.8

'

'

'

'

I

'

'

'

'

1

'

•

8.0 8.2 8.4 8.6 selektionskorrigierte erfragte Resenrationslohne

^Parameterannahmen: (l - F{w')) ' = 7,1/12; r = 0,05.

Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

8.5 Abbildungen

185

Abbildung A2: Selektionskorrigierte erfragte und aus dem Modell berechnete Reservationslohne^ (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate) •J 8.8 •

^

11 -8.4": S J3

.

8.2-

• .

fti

. •-.

;

•

•

S 8.0^

1 7.8^ «

7.6"

S

7.4;

1 7.2-: §

• •

•

• • • • • ! • •

7n7.2

-T—1 1 1 1 1 1—1 '

7.4

7.6

8.0

7.8

8.2

8.4

8.6

8.8

selektionskorrigierte erfragte Reservationslohne aparameterannahmen: (l - F{w' ))"^ = 4,2/12; r = 0,01.

Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen. Abbildung A3: Selektionskorrigierte erfragte und aus dem Modell berechnete Reservationslohne^ (13-27 Monate Arbeitslosigkeitsdauer) 8.25

I

8.00

-.8 V

7.75

.r

J

1

•

.

•

7.50

o

7.251 o

s

7.00 —I—I—|—I—r—

7.350

7.425

7.500

7.575

— I — [

7.650

I

7.725

I—1—1—I—I—I—I—I—I—I

7.800

7.875

I

I

7.950

selektionskorrigierte erfragte Reservationslohne ^Parameterannahmen: (l - F{w' ))~^ = 6,0/12; r = 0,01.

Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

186

Kapitel 8 Anhang

Abbildung A4: Selektionskorrigierte erfragte und aus dem Modell berechnete Reservationslohne^ (19-54 Monate Arbeitslosigkeitsdauer)

I

8.2 T 8.0 .

.

•

•

-

.

S 7.8 i S

7.6

-S

7.2 i

«

r—I—1—1—I

6.8 7.350

7.425

— I

I

I

I — 1 — 1 — 1 — •

7.500

I

•

7.575

I — I

I

I

I — I

I

•

• — I

'

I

' — I

I

•

I — '

'

'

I

7.650 7.725 7.800 7.875 7.950 selektionskomgierte er&ag:te Reservationsldhne

aparameterannahmen: (l-F(wO)~* =8,8/12; r = 0,10. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen. Abbildung A5: Selektionskorrigierte erfragte und aus dem Modell berechnete Reservationslohne^ (Arbeitslosigkeitsdauer < 12 Monate): identifizierende Variable nach Schmidt und Winkelmann (1993) ^ 8.5

I 8.0

7.5

§

i 7.0 7.00

• •

I

"

-

•

r—

—I

7.25

7.50

7.75

1

8.00

I

I

I

1

I

8.25

I

I

1—

8.50

selektionskorrigierte erfragte Reservationslohne

aparameterannahmen: (l - F(w'-))'' = 4,2/12; r = 0,01. Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

8.5 Abbildungen

187

Abbildung A6: Integrierte Hazardrate der lognormalen Hazardrate-Schatzung^

^

5

G

la

36

55

72

9

Arbeitslosigkeitsdauer in Monaten ^Integrierte Hazardrate berechnet nach Greene (2002: Kapitel E.27.3). Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen. Abbildung A7: Geschatzte Hazardrate der lognormalen Hazardrate-Schatzung^ .2000-

.1750-^ _ _ y ^

J5

i

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1

1

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1

J

.1500

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<^ .07 5 0

.OSOO-

.02 SO J

Arbeitslosigkeitsdauer in Monaten ^Geschatzte Hazardrate berechnet nach Greene (2002: Kapitel E.27.3). Quelle: GSOEP (2000); eigene Berechnungen.

188

KapitelS

Anhang

Abbildung A8: Simulierte Reservationslohne fiir einen 57-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 878 € und einem Zinssatz von 5 Prozent Euro 2 400

1 2 0 0

Prozent 8

I I I I r I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I

1

6

11

16

21

26

31 36 41 46 Monate der Arbeitslosigkeit

Abbildung A9: Simulierte Reservationslohne fiir einen 54-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 878 € und einem Zinssatz von 5 Prozent Euro

Prozent

2 400 2 200

altes System (linke Skala)

2000

relative Reduktion (rechte Skala)

1800 1600 neues System (linke Skala) 1400 1200

I I I I I I I I I I I M I I I I I I I I I I I I I [ I I I I I I I I I I I I I I I I I I I

[

6

11

16

21

26

31 36 41 46 Monate der Arbeitslosigkeit

0

8,5 Abbildungen

189

Abbildung AW: Simulierte Reservationslohne fUr einen 40-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 878 € und einem Zinssatz von 5 Prozent Euro

Prozent 8

2 400

7

2 200

6

altes System (linke Skala) 2000

relative Reduktion (rechte Skala)

1800H

5 4 3

1600 neues System (linke Skala) 1400

2 1

1200

I I I I I I I I I I I I I I I I I I I M

1

6

11

16

21

I I I I i I I I M

26

1 I I I I I I I I I M

I I I r

0

31 36 41 46 Monate der Arbeitslosigkeit

Abbildung Al 1 : Simulierte Reservationslohne fur einen 57-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 878 €, einem Zinssatz von 5 Prozent und keinem Sozialhilfeanspruch Euro

1 2 0 0

Prozent

I I I I I I I I I I I I I I I M

1

11

16

I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I

21

26

31 36 41 46 Monate der Arbeitslosigkeit

0

190

KapitelS

Anhang

Abbildung All: Simulierte Reservationslohne fUr einen 54-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 878 €, einem Zinssatz von 5 Prozent und keinem Sozialhilfeanspruch Euro 2 400

Prozent 14

2 200

relative Reduktion (rechte Skala)

12

2 000

10

1800H

8 6

1600 4 1400 1 2 0 0

neues System (linke Skala) I 2 I I I i I I I I I I I I I I I I I I I I I I I M

1

6

11

16

21

I I I I I I I I M

26

I I I I I I I I I I I I I I

0

31 36 41 46 Monate der Arbeitslosigkeit

Abbildung A13: Simulierte Reservationslohne fiir einen 40-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 878 €, einem Zinssatz von 5 Prozent und keinem Sozialhilfeanspruch Euro 2 400

1 2 0 0

Prozent

i I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I M

1

6

11

16

21

26

I I I M

I I I I M

I I I I I I i

31 36 41 46 Monate der Arbeitslosigkeit

0

8,5 Abbildungen

191

Abbildung A14: Simulierte Reservationslohne fiir einen 57-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 168 € und einem Zinssatz von 5 Prozent Prozent 2,5

Euro 1500 1400H

2,0

altes System (linke Skala)

1300 1200

1,5

1 100 neues System (linke Skala)

1,0

1000 900 relative Reduktion (rechte Skala)

0,5

800 700

11 M 11 I I r I 11 11 I M I I M I 111 I I M i^imn''ni^'niiT^''ni i 0,0 1

6

11

16

21

26

31 36 41 46 Monate der Arbeitslosigkeit

Abbildung A15: Simulierte Reservationslohne fiir einen 54-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 168 € und einem Zinssatz von 5 Prozent Euro

Prozent

1500 2,5

1400 altes System (linke Skala)

1300H

2,0

1200 1,5

1 100 neues System (linke Skala) 1000

1,0

900

relative Reduktion (rechte Skala)

800 700

0,5 M I I I I I I I I I I I I I I ( I I I I I I Ti'*!'!'n 1-ITi"11 •! 1 1 1 1 1 1 i n n 1 n i I 0,0

1

6

11

16

21

26

31 36 41 46 Monate der Arbeitslosigkeit

192

KapitelS

Anhang

Abbildung A16: Simulierte Reservationslohne fiir einen 40-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 168 € und einem Zinssatz von 5 Prozent Euro 1500

Prozent 2,5

1400 1300

2,0

altes System = neues System (linke Skala)

1200

h 1,5

1 100 1,0

1000 900

0,5

800 700

n"i'i'n'i'i'i'i'i'n'i-i'i'-i''iiTn"ni'nTnTnni"nnTnii'ml 1 6 11 16 21 26 31 36 41 46 Monate der Arbeitslosigkeit

0,0

Abbildung Al 7: Simulierte Reservationslohne fUr einen 57-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 168 €, einem Zinssatz von 5 Prozent und keinem Sozialhilfeanspruch Euro 500-

Prozent

I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I

11

16

21

26

31 36 41 46 Monate der Arbeitslosigkeit

8.5 Abbildungen

193

Abbildung A18: Simulierte Reservationslohne fUr einen 54-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 168 €, einem Zinssatz von 5 Prozent und keinem Sozialhilfeanspruch Prozent

Euro

I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I

11

16

21

26

0

31 36 41 46 Monate der Arbeitslosigkeit

Abbildung A19: Simulierte Reservationslohne fur einen 40-jahrigen Arbeitslosen mit einem letzten Einkommen von 1 168 €, einem Zinssatz von 5 Prozent und keinem Sozialhilfeanspruch Euro

Prozent

I

I

I

i

I

i

I

I

I I

I

11

I I

I I

I

16

r I

I

I I

21

I I

I I I I I I I I I I I I I I I I I I I I

26

I I I I I

31 36 41 46 Monate der Arbeitslosigkeit

0

Literaturverzeichnis

Akerlof, G.A. (1982). Labor Contracts as a Partial Gift Exchange. Quarterly Journal of Economics 97 (4): 543-569. Alexopoulos, M., und T. Gladden (2002). Wealth, Reservation Wages, and Labor Market Transitions in the U.S.: Evidence from the Survey of Income and Program Participation. Working Paper (October). Department of Economics, University of Toronto, Ont. Allison, P.D. (1984). Event History Analysis. Regression for Longitudinal Event Data. Sage University Paper Series on Quantitative Applications in the Social Sciences 07-046. Beverly Hills. Amemiya, T. (1985). Advanced Econometrics. Cambrige, Mass. Arbeitsamt online (2003). Via Internet <www.arbeitsamt.de>. Arminger, G. (1988). Modelle zur Analyse qualitativer Variablen in stetigem Zeitverlauf. In F. Meier (Hrsg.), Wirtschafis- und sozialwissenschaftliche Panel-Studien. Datenstrukturen und Analyseverfahren. Gottingen. Barnes, W.F. (1975). Job Search, the Duration of Unemployment, and the Asking Wage: Some Empirical Evidence. Journal of Human Resources 10 (2): 231-240. Barron, J.M., und W. Mellow (1981). Changes in Labor Force Status among the Unemployed. Journal of Human Resources 16 (3): 427-441. Bean, C.R. (1994). European Unemployment: A Survey. Journal of Economic Literature 32 (2): 573-619. Becker, G.S. (1993). Human Capital: A Theoretical and Empirical Analysis, with Special Reference to Education. Chicago. Behr, A. (1999). SASfur Okonomen. Munchen. Bellmann, L., und U. Blien (1996). Die Lohnkurve der neunziger Jahre: Der Zusanmienhang zwischen regionalen Durchschnittslohnen und regionaler Arbeitslosigkeit in einer Mehrebenenanalyse mit dem lAB-Betriebspanel. Mitteilungen aus der Arbeitsmarkt- und Berufsforschung 29 (3): 467-470. Bellmann, L., und S. Kohaut (1995). Betriebliche Determinanten der Lohnhohe und der ubertariflichen Bezahlung. Mitteilungen aus der Arbeitsmarkt- und Berufsforschung 28 (1): 62-75. Bellmann, L., und T. Schank (2000). Innovations, Wages and Demand for Heterogeneous Labour: New Evidence from a Matched Employer-Employee Data-Set. IZA Discussion Paper 112. Forschungsinstitut zur Zukunft der Arbeit, Bonn. Blanchard, O.J., und L.H. Summers (1986). Hysteresis and the European Unemployment Problem. NBER Macroeconomics Annual 1: 15-78.

Literaturverzeichnis

195

Blanchflower, D.G., und A.J. Oswald (1990). The Wage Curve. Journal of Economics 92 (2): 215-235. Blanchflower, D.G., und A.J. Oswald (1994). The Wage Curve. Cambridge, Mass. Blanchflower, D.G., und A.J. Oswald (1996). Effizienzlohn und die deutsche Lohnkurve. Mitteilungen aus der Arbeitsmarkt- und Berufsforschung 29 (3): 460-466. Blinder, A.S. (1988). The Challenge of High Unemployment. American Economic Review, Papers and Proceedings 78 (2): 1-15. Bloemen, H.G., und E.G.F. Scancanelli (2001). Individual Wealth, Reservation Wages, and Transition into Employment. Journal of Labor Economics 19 (2): 400-439. Blossfeld, H.-P., und A. Hamerle (1987). Unobserved Heterogeneity in Hazard Rate Models: A Test and an Illustration from a Study of Career Mobility. Working Paper 253. Sonderforschungsbereich 3, Mikroanalytische Grundlagen der Gesellschaftspolitik, J.W. Goethe-Universitat Frankfurt und Universitat Mannheim. Blossfeld, H.-P., und A. Hamerle (1990). Unobserved Heterogeneity in Hazard Rate Models: A Test and an Illustration from a Study of Career Mobility. In K.U. Mayer und N.B. Tuma (eds.). Event History Analysis in Life Course Research. Wisconsin. Blossfeld, H.-P., A. Hamerle und K.U. Mayer (1986). Ereignisanalyse. Statistische Theorie undAnwendung in den Wirtschafts- und Sozialwissenschaften. Franlduri a.M. Boheim, R. (2002). The Association between Reported and Calculated Reservation Wages. Discussion Paper 273. Sonderforschungsbereich 386, Universitat Miinchen, Miinchen. Boss, A. (2002). Sozialhilfe, Lohnabstand und Leistungsanreiz. Kieler Studien 318. Berlin. Brenke, K. (2002). Sind die Arbeitslosen arbeitsunwillig? DlW-Wochenbericht 69 (22): 347-353. Brixy, U., und B. Christensen (2(X)2). Wie viel wUrden Arbeitslose fur einen Arbeitsplatz in Kauf nehmen? lABkurzbericht 25. Brixy, U., et al. (2002). Arbeitslosenuntersuchung - Teil I: Was beeinflusst den Ubergang von der Arbeitslosigkeit in die Erwerbstatigkeit? lABkurzbericht 1. Brooks, C , und P. Volker (1985). The Influence of Unemployment Duration and Heterogeneity on the Transition from Unemployment for Australian Youth. Working Paper 55. Bureau of Labour Market Research, Canberra. Bruno, M., und J.D. Sachs (1985). Economics of Worldwide Stagflation. Cambridge, Mass. Bundesanstalt fur Arbeit (Ifd. Jgg.). Amtliche Nachrichten der Bundesanstalt fUr Arbeit. Numberg. Bundesanstalt fiir Arbeit (Ifd. Jgg.). Strukturanalyse. BestSnde so wie Zu- und Abgange an Arbeitslosen und offenen Stellen. Numberg. Burda, M.C. (1988). Is There a Capital Shortage in Europe? Weltwirtschaftliches Archiv 124(1): 38-57.

196

Literaturverzeichnis

Burda, M.C. (1990). The Evidenz on Membership Hysteresis in Europe. In W. Franz (ed.), Hysteresis Effects in Economic Models. Heidelberg. Burda, M.C, und A. Mertens (2001). Estimating Wage Losses of Displaced Workers in Germany. Labour Economics 8 (1): 15-41. Buslei, H., und V. Steiner (1999). Beschaftigungseffekte von Lohnsuhventionen im Niedriglohnbereich. ZEW-Wirtschaftsanalysen 42. Baden-Baden. Christensen, B. (2001a). The Determinants of Reservation Wages in Germany. Does a Motivation Gap Exist? Kiel Working Papers 1024. Kiel Institute for World Economics, Kiel. Christensen, B. (2001b). Beveridge-Kurven und Motivations-Mismatch. Kieler Arbeitspapiere 1044. Institut fiir Weltwirtschaft, Kiel. Christensen, B. (2001c). Qualifikationsanforderungen und Arbeitsformen in der Neuen Okonomie. Kieler Arbeitspapiere 1081. Institut fiir Weltwirtschaft, Kiel. Christensen, B. (200Id). Mismatch-Arbeitslosigkeit unter Geringqualifizierten. Mitteilungen aus der Arbeitsmarkt- und Berufsforschung 34 (4): 506-514. Christensen, B. (2002). Reservation Wages, Offered Wages, and Unemployment Duration— New Empirical Evidence. Kiel Working Papers 1095. Kiel Institute for World Economics, Kiel. Christensen, B. (2003a). Selektionsverzerrungen, erfragte Reservationslohne und Arbeitslosigkeit. Kieler Arbeitspapiere 1162. Institut fiir Weltwirtschaft, Kiel. Christensen, B. (2003b). Die Entwicklung der qualifikatorischen Lohndifferenzierung in Deutschland. Die Weltwirtschaft 0)\ 313-322. Christensen, B. (2004). Der Einfluss der Agenda 2010 auf die Arbeitslosigkeitsdauer. Zeitschriftfur Wirtschaftspolitik 53 (1): 95-110. Christensen, B., und A. Schimmelpfennig (1998). Arbeitslosigkeit, Qualifikation und Lohnstruktur in Westdeutschland. Die Weltwirtschaft (2): 177-186. Coe, D.T. (1990). Insider-Outsider Influences on Industry Wages. Empirical Economics 15 (2): 163-183. Comwell, C, und K. Schneider (2000). Labor Market Policy and German Reservation Wages in the 1990s: A Stochastic Frontier Approach. Unveroffentlichtes Manuskript. University of Georgia, University of Dortmund. Cox, D.R. (1972). Regression Models and Life-Tables. Journal of the Royal Statistical Society 34 (2): 187-220. Cox, D.R. (1975). Partial Likelihood. Biometrika 62 (2): 269-276. Cox, D.R., und E.J. Snell (1989). The Analysis of Binary Data. London. Cr^mieux, P.-Y., P. Fortin, P. Storer und M. Van Audenrode (1995). The Impact of Unemployment Insurance on Wages, Search Intensity and the Probability of Reemployment. Human Resources Development Canada (HRDC), Ottawa. Crosslin, R.T., und D.W. Stevens (1977). The Asking Wage-Duration of Unemployment Relation Revisited. Southern Economic Journal 43 (3): 1298-1302.

Literaturverzeichnis

197

Dawes, L. (1993). Long-Term Unemployment and Labour Market Flexibility. Centre for Labour Market Studies, Leicester. Devine, T., und N.M. Kiefer (1991). Empirical Labor Economics. New York. Eichhorst, W., S. Profit und E. Thode (2001). Benchmarking Deutschland: Arbeitsmarkt und Beschaftigung: Bericht der Arbeitsgruppe Benchmarking und der Bertelsmannstiftung. Berlin. Elmeskov, J. (1994). Nordic Unemployment in a European Perspective. Swedish Economic Policy Review I {\): 21-10. Elmeskov, J., und M. MacFarlan (1993). Unemployment Persistence. OECD Economic Studies 21: 59-SS. Engelhardt, H. (1999). Lineare Regression mit Selektion: Moglichkeiten und Grenzen der Heckman-Korrektur. Kolner ZeitschriftfiirSoziologie und Sozialpsychologie 51 (4): 706-723. Entorf, H. (1996). Strukturelle Arbeitslosigkeit in Deutschland: Mismatch, Mobilitat und technologischer Wandel. In B. Gahlen, H. Hesse und H.J. Ramser (Hrsg.), Arbeitslosigkeit und Moglichkeiten ihrer Uberwindung. Wirtschaftswissenschaftliches Seminar Ottobeuren 25. Tubingen. Entorf, H. (1998). Mismatch Explanations of European Unemployment — A Critical Evaluation. Berlin. Entorf, H. (2(X)1). Erscheinungsformen und Erklarung von Mismatch am Arbeitsmarkt: Ansatzpunkte fiir eine zielgerichtete Arbeitsmarktpolitik. In V. Steiner und H. Wolff (Hrsg.), Mismatch am Arbeitsmarkt - Was leistet die Arbeitsmarktpolitik? Ein Werkstattbericht zur Evaluation der Arbeitsmarktpolitik. Munster. Falk, M., und B. Koebel (1998). Determinanten der qualifikatorischen Arbeitsnachfrage in der westdeutschen Industrie 1978-90: FuE-intensive versus nicht FuE-intensive Industrien. In F. Pfeiffer und W. Pohlmeier (Hrsg.), Qualifikation, Weiterbildung und Arbeitsmarkterfolg. Baden-Baden. Fehn, R. (1997). Der strukturell bedingte Anstieg der Arbeitslosigkeit in Europa: Ursachen und Losungsansdtze. Baden-Baden. Feldstein, M., und J. Poterba (1984). Unemployment Insurance and Reservation Wages. Journal of Public Economies 23: 141-167. Fels, J., und E. Gundlach (1990a). Interindustrielle Lohnunterschiede und Effizienzlohntheorie: Befunde, Hypothese und wirtschaftspolitische Relevanz. Die Weltwirtschaft (2): 43-57. Fels, J., und E. Gundlach (1990b). More Evidenz on the Puzzle of Interindustry Wage Differentials: the Case of West Germany. Weltwirtschaftliches Archiv 126 (3): 544-560. Fitzenberger, B., und W. Franz (1994). Dezentrale versus zentrale Lohnbildung in Europa: Theoretische Aspekte und empirische Evidenz. In B. Gahlen, H. Hesse und H.J. Ramser (Hrsg.), Europdische Integrationsprobleme aus wirtschaftswissenschaftlicher Sicht. Tubingen.

198

Literaturverzeichnis

Franz, W. (1982). The Reservation Wage of Unemployed Persons in the Federal Republic of Germany: Theory and Empirical Tests. Zeitschrift fur Wirtschafts- und Sozialwissenschqften 102 (1): 29-51. Franz, W. (1996). Theoretische Ansatze zur Erklarung der Arbeitslosigkeit: Wo stehen wir 1995? In B. Gahlen, H. Hesse und H.J. Ramser (Hrsg.), Arbeitslosigkeit und Moglichkeiten ihrer Uberwindung. Tubingen. Franz, W. (2003). Arbeitsmarktokonomik. Berlin. Franz, W., und W. Smolny (1994). Sectoral Wage and Price Formation and Working Time in Germany: An Econometric Analysis. Zeitschrift fur Wirtschafts- und Sozialwissenschaften 114 (4): 507-529. Galler, H. (1986). Ubergangsratenmodelle bei intervalldatierten Ereignissen. Statistische Hefte 27: 1-22. Galler, H.P., und U. Potter (1987). Unobserved Heterogeneity in Models of Unemployment Duration. In K.U. Mayer und N. B. Tuma (eds.). Applications of Event History Analysis in Life Course Research. Materialien aus der Bildungsforschung 30. MaxPlanck-Institut fur Bildungsforschung, Berlin. Gartner, M. (1985). Political and Industrial Change in a Model of Trade Union Militancy and Real Wage Growth. Review of Economics and Statistics 67 (2): 322-327. Glismann, H.H., und K. Schrader (2000). Zur Reform der deutschen Arbeitslosenversicherung - Probleme und Losungsansatze in der deutschen Literatur. Kieler Arbeitspapiere 995. Institut fur Weltwirtschaft, Kiel. Gorter, D., und C. Gorter (1993). The Relation between Unemployment Benefits, the Reservation Wage and Search Duration. Oxford Bulletin of Economics and Statistics 55 (2): 199-214. Greene, W.H. (1981). Sample Selection Bias as a Specification Error: Comment. Econometrica 49 (3): 795-798. Greene, W.H. (2000). Econometric Analysis. Upper Saddle River. Greene, W.H. (2002). Limdep 8.0: User's Manual. Econometric Software. New York. Groot, W. (1990). Further Evidence on the Job Search Theory. Economics Letters 34 (4): 387-391. GSOEP (2000). German Socio-economic Panel (Sozio-oekonomisches Panel). Projektgruppe Sozio-okonomisches Panel am Deutschen Institut fur Wirtschaftsforschung, Berlin. Gujarati, D.N. (2003). Basic Econometrics. Boston, Mass. Haisken-De New, J.P., und J.R. Frick (2002). Desktop Companion to the German Socio-Economic Panel Panel Study (GSOEP). Version 6.0 - Dezember 2002 . Hamerle, A., und G. Tutz (1989). Diskrete Modelle zur Analyse von Verweildauem und Lebenszeiten. Frankfurt a.M. Hansen, G. (1993). Quantitative Wirtschaftsforschung. Munchen.

Literaturverzeichnis

199

Hausman, J.A. (1978). Specification Tests in Econometrics. Econometrica 46 (6): 12511271. Heath, A., und T. Swann (1999). Reservation Wages and the Duration of Unemployment. Research Discussion Paper 1999-02. Economic Research Department, Reserve Bank of Australia, Sydney. Heckman, J.J. (1976). The Common Structure of Statistical Models of Truncation, Sample Selection, and Limited Dependent Variables and a Simple Estimator for Such Models. Annals of Economic and Social Measurement 5 (1976): 475-492. Heckman, J.J. (1979). Sample Selection Bias as a Specification Error. Econometrica 47 (1): 153-161. Heckman, J.J., und B. Singer (1982a). Population Heterogeneity in Democratic Models. In K.C. Land und A. Rogers (eds.). Multidimensional Mathematical Demography. New York. Heckman, J.J., und B. Singer (1982b). The Identification Problem in Econometric Models for Duration Data. In W. Hildenbrand (ed.), Advances in Econometrics. Cambridge, Mass. Heckman, J.J., und B. Singer (1984). A Method for Minimizing the Impact of Distributional Assumptions in Econometric Models for Duration Data. Econometrica 52 (2): 271-320. Heine, W. (20(X)). Persistenz von Arbeitslosigkeit in den alten Bundesldndem Deutschlands. Bamberg. Hofler, R.A., und K.J. Murphy (1994). Estimating Reservation Wages of Employed Workers Using a Stochastic Frontier. Southern Economic Journal 60 (4): 961-976. Hogan, V. (1999). The Determinants of the Reservation Wage. Working Paper WP99/16. University College Dublin, Department of Economics, Dublin. Holden, S., und R. Nymoen (2002). Measuring Structural Unemployment: NAWRU Estimates in the Nordic Countries. Scandinavian Journal of Economics 104 (1): 87-104. Holzer, H.J. (1986a). Are Unemployed Black Youth Income Maximizers? Southern Economic Journal 52 (3): 171-1S4. Holzer, H.J. (1986b). Reservation Wages and Their Labor Market Effects for Black and White Male Youth. Journal of Human Resources 21 (2): 157-178. Hubler, O., und K. Geriach (1989). Berufliche Lohndifferentiale. In K. Geriach und O. Hubler (Hrsg.), Efftzienzlohntheorie, Individualeinkommen und Arbeitsplatzwechsel. Frankfurt a.M. Hubler, O., und K. Geriach (1990). Sectoral Wage Patterns, Individual Earnings and the Efficiency Wage Hypothesis. In H. Konig (Hrsg.), Economics of Wage Determination. Berlin. Hujer, R., und H. Schneider (1989). The Analysis of Labor Market Mobility Using Panel Data. European Economic Review 33 (2): 530-536.

200

Literaturverzeichnis

Hujer, R., und H. Schneider (1996). Institutionelle und strukturelle Determinanten der Arbeitslosigkeit in Westdeutschland: Eine mikrookonomische Analyse mit Paneldaten. In B. Gahlen, H. Hesse und H.J. Ramser (Hrsg.), Arbeitslosigkeit und Moglichkeiten ihrer Uberwindung. Tubingen. Hujer, R., K.-O. Maurer und M. Wellner (1999). The Effects of Public Sector Sponsored Training on Unemployment Duration in West Germany: A Discrete Hazard Rate Model Based on a Matched Sample. IfO-Studien 45 (3): 371^10. Hunt, J. (1995). The Effect of Unemployment Compensation on Unemployment Duration in Germany. Journal of Labor Economics 13 (1): 88-120. Jackman, R., und S. Roper (1987). Structural Unemployment. Oxford Bulletin of Economics and Statistics 49 (1): 9-36. Jerger, J., und O. Landmann (2003). Lohnpolitik und Beschaftigung - Debatte ohne Ende? Perspektiven der Wirtschaftspolitik 3 (2): 207-224. Johnson, N.L., und S. Kotz (1972). Distributions in Statistics: Continuous Multivariate Distributions. New York. Johnston, J., und J. DiNardo (1997). Econometric Methods. New York. Jones, S.R.G. (1988). The Relationship Between Unemployment Spells and Reservation Wages as a Test of Search Theory. Quarterly Journal of Economics 103 (4): 741-765. Jones, S.R.G. (1989a). Reservation Wages and the Cost of Unemployment. Economica 56 (222): 225-246. Jones, S.R.G. (1989b). Job Search Methods, Intensity and Effects. Oxford Bulletin of Economics and Statistics 51 (3): 277-296. Jones, S.R.G. (1989c). Alternative Implications of a Structural Model of Job Search. Discussion Paper 363. Centre for Labour Economics. London School of Economics, London. Jones, S.R.G. (2002). Reservation Wages and Search Behaviour: How Different are Repeat Users of Unemployment Insurance? Working Paper (March). McMaster University, Department of Economics, Hamilton, ON. Kasper, H. (1967). The Asking Price of Labor and the Duration of Unemployment. Review of Economics and Statistics 49 (2): 165-172. Kalbfleisch, J.D., und R.L. Prentice (1980). The Statistical Analysis of Failure Time Data. New York. Kiefer, N.M. (1988). Economic Duration Data and Hazard Functions. Journal of Economic Literature 26 (2): 646-679. Kiefer, N.M., und G.R. Neumann (1979a). An Empirical Job-Search Model with a Test of the Constant Reservation Wage Hypothesis. Journal of Political Economy 87 (1): 89-107. Kiefer, N.M., und G.R. Neumann (1979b). Estimation of Wage Offer Distribution and Reservation Wages. In S.A. Lippman und J.J. McCall (eds.). Studies in the Economics of Search. Amsterdam.

Literaturverzeichnis

201

Kingdon, G.G., und J. Knight (2001). Unemployment in South Africa: the Nature of the Beast. WPS/2001-15. Centre for the Study of African Economies, Department of Economics, University of Oxford, Oxford. Kleinert, J., A. Schimmelpfennig, K. Schrader und J. Stehn (2000). Globalisierung, Strukturwandel und Beschdftigung. Kieler Studien 308. Tiibingen. Klodt, H., R. Maurer und A. Schimmelpfennig (1996). Tertiarisierung in der deutschen Wirtschqft. Kieler Studien 283. Tubingen. Klodt, H., et al. (2003). Die neue Okonomie: Erscheinungsformen, Ursachen und Auswirkungen. Eine Heinz Nixdorf Studie. Kieler Studien 321. Berlin. Koller, B., H.-U. Bach und U. Brixy (2003). Altere ab 55 Jahren: Erwerbstatigkeit, Arbeitslosigkeit und Leistungen der Bundesanstalt fur Arbeit. lABWerkstattbericht 5. Niimberg. Krugman, P. (2000). Technology, Trade and the Factor Prices. Journal of International Economics 50(1): 51-71. Lalive, R., und J. Zweimuller (2002). Benefit Entitlement and the Labor Market: Evidence from a Large-Scale Policy Change. IZA Discussion Paper 444. Forschungsinstitut zur Zukunft der Arbeit, Bonn. Lancaster, T. (1984). Simultaneous Equations Models in Applied Search Theory. Journal of Econometrics 2S: 113-126. Lancaster, T. (1985). Generalized Residuals and Heterogeneous Duration Models with Applications to the WeibuU Modell. Journal of Econometrics 28 (1): 155-169. Lancaster, T., und A. Chesher (1983). An Econometric Analysis of Reservation Wages. Econometrica 51 (6): 1661-1676. Lancaster, T., und A. Chesher (1984). Simultaneous Equations with Endogenous Hazards. In G.R. Neumann und N.C. Westergard-Nielsen (eds.). Studies in Labor Market Dynamics. Berlin. Layard, R., S. Nickel und R. Jackman (1991). Unemployment. New York. Lechner, M. (1996). An Evaluation of Public Sector Sponsored Continuous Vocational Training Programs in East Germany. Beitrage zur angewandten Wirtschaftsforschung 539. Institut fur Volkswirtschaftslehre und Statistik, Universitat Mannheim. Leung, S.F., und S. Yu (1996). On the Choice between Sample Selection and Two-Part Models. Journal of Econometrics 72 (1): 197-229. Lever, M. (1995). Insider-Outsider Effects in Wage Formation: An Empirical Survey. Bulletin of Economic Research 47 (4): 257-274. Licht, G., und V. Steiner (1990). Abgang aus der Arbeitslosigkeit, Individualeffekte und Hysteresis - eine Panelanalyse fUr die Bundesrepublik Deutschland. Volkswirtschaftliche Diskussionsreihe 41. Institut fiir Volkswirtschaftslehre der Universitat Augsburg, Augsburg. Lindbeck, A., und D. Snower (1986). Wage Setting, Unemployment, and Insider-Outsider Relations. American Economic Review, Papers and Proceedings 76 (2): 235-239.

202

Literaturverzeichnis

Lindbeck, A., und D. Snower (1988). The Insider-Outsider Theory of Employment and Unemployment. Cambridge, Mass. Lindbeck, A., und D. Snower (2002). The Insider-Outsider Theory: A Survey. IZA Discussion Paper 534. Forschungsinstitut zur Zukunft der Arbeit, Bonn. Lippman, S.A., und J.J. McCall (1976). The Economics of Job Search: A Survey. Economic Inquiry 14 (June): 155-189. Ljungqvist, L., und T.J. Sargent (2000). Recursive Macroeconomic Theory. Cambridge, Mass. Ljungqvist, L., et al. (2001). Exercises in Recursive Macroeconomic Theory . Lynch, L.M. (1983). Job Search and Youth Unemployment. Oxford Economic Papers 35 (November): 271-282. Maani, S.A. (1989). The Unemployment Benefit, Unemployment Duration, and Wage Requirements of Job Seekers in New Zealand. New Zealand Economic Papers 23: 12-28. Maani, S.A. (1991). The Unemployment Benefit, the Reservation Wage and Post-Unemployment Wage Gain: Evidence from New Zealand. Working Papers in Economics 83. Department of Economics at the University of Auckland, Auckland. Maani, S.A., und A.H. Studenmund (1986). The Critical Wage, Unemployment Duration, and Wage Expectations: The Case of Chile. Industrial and Labor Relations Review 39 (2): 264-276. Malcomson, J. (1981). Unemployment and the Efficiency Wage Hypothesis. Economic Journal 9\ (December): 848-866. Manton, K.G., E. Stallard und J.W. Vaupel (1986). Alternative Models for the Heterogeneity of Mortality Risks among the Aged. Journal of the American Statistical Association 81 (395): 635-644. McCall, J. (1970). Economics of Information and Job Search. Quarterly Journal of Economics S4 (I): 113-126. Meyer, W. (1989). Der gewerkschaftliche EinfluB auf die Geldlohndynamik. In W. Vogt et al. (Hrsg.), Die Gewerkschaft in der okonomischen Theorie. Jahrbuch ftir Okonomie und Gesellschaft 7. Frankfurt. Miller, P., und P. Volker (1987). The Youth Labour Market in Australia: A Survey of Issues and Evidence. Discussion Paper 171. Centre for Economic Policy Research, Australian National University, Canberra. Mincer, J. (1974). Schooling, Experience, and Earning. New York. Moller, J. (1996). Die Lohnkurve im Rahmen eines allgemeinen regionalen Anpassungsmodells. Mitteilungen aus der Arbeitsmarkt- und Berufsforschung 29 (3): 479-483. Moller, J., und R. Volker (1991). Lohnbildung und Hysteresis - empirische Uberpriifung eines Insider-Outsider Modells fur die Bundesrepublik Deutschland. Zeitschrift fur Sozial- und Wirtschaftswissenschaften 111 (3): 401-424.

Literaturverzeichnis

203

Mortensen, D.F. (1977). Unemployment and Job Search Decisions. Industrial and Labor Relations Review 30 (4): 505-517. Nawata, K. (1994). Estimation of Sample Selection Bias Models by the Maximum Likelihood Estimator and Heckman's Two-Step Estimator. Economics Letters 45 (1): 33-40. Nelson, F. (1984). A Monte Carlo Comparison of Estimators for Censored Regression Models. Journal of Econometrics 24 (1-2): 197-213. OECD (Ifd. Jgg.). Employment Outlook. Paris. Peter, W. (2000). Das deutsche Sozialhilfesystem: Im Spannungsfeld zwischen sozialer Fursorge und Hilfe zur Arbeit, iw-trends 27 (2): 57-70. Prasad, E. (2001). The Dynamics of Reservation Wages: Preliminary Evidence from the GSOEP. Vierteljahresheft zur Wirtschaftsforschung 69 (1): 44-50. Prey, H. (1999). Die Entwicklung der geschlechtsspezifischen Lohndifferenz in Westdeutschland 1984-1996. Diskussionspapier 57. Forschungsinstitut ftir Arbeit und Arbeitsrecht an der Universitat St. Gallen, St. Gallen. Projektgruppe Sozio-oekonomisches Panel (SOEP) (1995). Das Sozio-oekonomische Panel (SOEP) im Jahre 1994. Vierteljahresheft zur Wirtschaftsforschung 64 (1): 5-13. Reinberg, A. (1999). Der qualifikatorische Strukturwandel auf dem deutschen Arbeitsmarkt- Entwicklungen, Perspektiven und Bestimmungsgrunde. Mitteilungen aus der Arheitsmakt- und Berufsforschung 32 (4): 43^ ^^7. Reinberg, A., und M. Hummel (2002). Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquotenreale Entwicklung oder statistisches Artefakt? lAB-Werkstattbericht 4. Diskussionsbeitrag des Instituts fUr Arbeitsmarkt- und Berufsforschung, Numberg. Ridder, G., und K. Gorter (1986). Unemployment Benefits and Search Behavior: An Empirical Investigation. Manuskript. Cornell University. Sachs, L. (2002). Angewandte Statistik. Berlin. Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung (2001). FUr Stetigkeit - gegen Aktionismus. Stuttgart. Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung (2002). Zwanzig Punkte fur Beschdftigung und Wachstum. Stuttgart. Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung (2003). Staatsfinanzen konsolidieren - Steuersystem reformieren. Stuttgart. Sachverstandigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung (Ifd. Jgg.). Jahresgutachten. Stuttgart. Salop, S.C. (1979). A Model of the Natural Rate of Unemployment. American Economic Review 69 {\): 117-125. Sandell, S.H. (1980a). Job Search by Unemployed Women: Determinants of the Asking Wage. Industrial and Labor Relations Review 33 (3): 368-378.

204

Literaturverzeichnis

Sandell, S.H. (1980b). Is the Unemployment Rate of Women too Low? A Direct Test of the Economic Theory of Job Search. Review of Economics and Statistics 62 (4): 634-639. Sant, D.T. (1977). Reservation Wage Rules and Learning Behay'ior. Review of Economics and Statistics 59 (1): 43-49. Schettkat, R. (1993). Compensating Differentials? Wage Differentials and Employment Stability in the US and German Economies. Journal of Economic Issues 27 (1): 153-170. Schinmielpfennig, A. (1998). Skill-Biased Technical Change Vs. Structural Change: Insights from a New View of the Structure of an Economy. Kiel Working Papers 868. Kiel Institute for World Economics, Kiel. Schimmelpfennig, A. (2(X)0). Structural Change of the Production Process and Unemployment in Germany. Kieler Studien 307. Tubingen. Schmidt, CM. (1993). Testing the Stationary Search Model. In H. SchneeweiB und K.F. Zimmermann (eds.). Studies in Applied Econometrics. Heidelberg. Schmidt, CM., und R. Winkelmann (1993). Reservation Wages, Wage Offer Distributions and Accepted Wages. In H. Bunzel et al. (eds.). Panel Data and Labour Market Dynamics. Amsterdam. Schnabel, C (1989). Zur okonomischen Analyse der Gewerkschaften in der Bundesrepublik Deutschland: theoretische und empirische Untersuchungen von Mitgliederentwicklung, Verhalten und Einflufl auf wirtschaftliche Groflen. Frankfurt a.M. Schneider, H., und O. Fuchs (2(X)0). Anreizwirkungen der Arbeitslosenunterstiitzung auf die Arbeitssuche. Wirtschaft im Wandel 6 (11): 312-317. Schwarze, J. (1996). Arbeitslosigkeit, Langzeitarbeitslosigkeit und das regionale Lohnniveau: Eine Lohnkurvenschatzung fUr Deutschland mit regionalen Paneldaten. Mitteilungen aus der Arbeitsmarkt- und Berufsforschung 29 (3): 487-490. Schwarze, J., und S. Raderschall (2(X)2). Welfarisation in Deutschland: Werden die Familien abhdngig von der Sozialhilfe? Ifb-Materialien 1/02. Staatsinstitut fur Familienforschung an der Universitat Bamberg, Bamberg. Shapiro, C, und J. Stiglitz (1984). Equilibrium Unemployment as a Worker Discipline Device. American Economic Review 74 (3): 433^W4. Siebert, H. (2002a). Der Kobra-Effekt. Wie man Irrwege der Wirtschaftspolitik vermeidet. Stuttgart. Siebert, H. (2002b). Lohnsubventionen fur den Niedriglohnbereich? Die Weltwirtschaft (2): 119-123. Siebert, H. (2002c). 75 Punkte gegen die Arbeitslosigkeit. Kieler Diskussionsbeitrage 394. Institut fur Weltwirtschaft, Kiel. Siebert, H. (2002d). Der Anspruchslohn im Wohlfahrtsstaat - Herausforderungen fiir die Zukunfi. Jahrbuch fur Wirtschaftsgeschichte 1: 189-200. Siebert, H. (2003a). Deutschland in der Krise - Wie wird die Starre aufgelost? Kieler Arbeitspapiere 1150. Institut fur Weltwirtschaft, Kiel.

Literaturverzeichnis

205

Siebert, H. (2003b). Und jetzt auch noch ein Mindestlohn. Frankfurter Allgemeine Zeitung vom 16. Oktober. Siebert, H. (2004). The German Economy, Princeton, NJ. Sinn, H.-W., et al. (2002). Aktivierende Sozialhilfe. Ein Weg zu mehr Wachstum und Beschaftigung. Ifo Schnelldienst 55 (9): 3-52. Smith, A., et al. (2000). Understanding the Impact of Jobseeker's Allowance. Research Report 111. Department of Social Security, Loughborough University, Loughborough. Statistisches Bundesamt (Ifd. Jgg.). Statistisches Jahrbuch fur die Bundesrepublik Deutschland. Stuttgart. Steiner, V. (1994). Labour Market Transitions and the Persistence of Unemployment: West Germany 1983-1992. ZEW Discussion Paper 94-20. Zentrum fur Europaische Wirtschaftsforschung GmbH, Mannheim. Steiner, V. (1997). Kann die Effizienz der deutschen Arbeitslosenversicherung erhoht werden? In Arbeitsgemeinschaft deutscher wirtschaftswissenschaftlicher Forschungsinstitute (Hrsg.), Wie sicher ist unsere Zukunft? Entwicklungsperspektiven der sozialen Sicherung. Beihefte der Konjunkturpolitik 46: 137-168. Steiner, V. (2001). Unemployment Persistence in the West German Labour Market: Negative Duration Dependence or Sorting? Oxford Bulletin of Economics and Statistics 63(1): 91-113. Steiner, V. (2003). Reform der Arbeitslosen- und Sozialhilfe - ein Weg zu mehr Beschaftigung? DlW-Wochenbericht 70 (19): 309-315. Thoursie, A. (1997). Effects of Renewable Benefit Periods on Exits from Unemployment. Working Paper 1997/1. Institutet for Social Forskning, Stockholm University, Stockholm. Tobin, J. (1958). Estimation of Relationships for Limited Dependent Variables. Econometrica 26 (1): 24-36. Van den Berg, G.J. (1990a). Nonstationary in Job Search Theory. Review of Economic Studies 57 (2): 255-277. Van den Berg, G.J. (1990b). Search Behaviour, Transitions to Non-Participation and the Duration of Unemployment. Economic Journal 100 (402): 842-865. Veall, M., und K. Zimmermann (1992). Pseudo-R^'s in the Ordinal Probit Model. Journal of Mathematical Sociology 16 (4): 333-342. Wagner, J. (1996a). Gibt es eine Lohnkurve in Deutschland? ifo Studien 42 (2): 181-199. Wagner, J. (1996b). Zur (Nicht-)Existenz von Lohnkurven in Deutschland: Ergebnisse aus Schatzungen mit Betriebsdaten aus der niedersachsischen Industrie. Mitteilungen aus der Arbeitsmarkt- und Berufsforschung 29 (3): 484-486. Walwei, U. (2(X)2). Arbeiten miissen? Arbeiten k5nnen? Arbeiten diirfen? In J. Lange (Hrsg.), Arbeiten miissen, diirfen, konnen? Die Zukunft der aktiven Arbeitsmarktpolitik. Rehburg-Loccum. Wangler, A. (1997). Heterogenitdtsprobleme in der Verlaufsdatenanalyse, Europaische Hochschulschriften, Reihe V, Volks- und Betriebswirtschaft 2019. Frankfurt a.M.

206

Literaturverzeichnis

Warner, J.T., J.C. Poindexter und R.M. Feam (1980). Employer-Employee Interaction and the Duration of Unemployment. Quarterly Journal of Economics 94 (2): 211-233. Weiss, A. (1980). Job Queues and Layoffs in Labor Markets with Flexible Wages. Journal of Political Economy 88 (3): 526-538. Winiecki, J. (1997). Introduction: Seven Years' Experience. In J. Winiecki (ed.). Institutional Barriers to Poland's Economic Development. The Incomplete Transition, London. Wooldridge, J.M. (2002). Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data. Cambridge, Mass. Wooldridge, J.M. (2003). Introductory Econometrics: a Modem Approach. Cincinnati, Ohio. Yellen, J.L. (1984). Efficiency Wage Models of Unemployment. American Economic Review 74 (2): 200-205. Zimmermann, K.F., et al. (2002). Beschaftigungspotenziale einer dualen Forderstrategie im Niedriglohnbereich. Gutachten im Auftrag des Ministeriums fur Arbeit und Soziales, Qualifikation und Technologic des Landes Nordrhein-Westfalen. Forschungsinstitut zur Zukunft der Arbeit (IZA), Bonn.

Schlagwortregister

Ad verse-Selection-Ansatz 13 Agenda 2010 131ff.,151 Akzeptierter Lohn 24 jf., 49 ff. Akzeptierter-Lohn-Lohn-Verhaltnis 83ff.,110ffi Anspruchslohn siehe Reservationslohn Arbeitslosenbefragung 41 f., 46, 137ff. Arbeitslosengeld 21, 52, 131ff.,155 Arbeitslosenhilfe 21, 52, 131ff.,154 Arbeitslosenquote 5f., 14ff.,17ff., 22, 43ff Arbeitslosigkeit If., 5ff., 9ff., 22, 131, 151, 153 ff Arbeitslosigkeitsdauer 38f, 40f, 47ff., 59ff.,84ff.,100ff.,113ff.,131ff., 153ff Arbeitsplatzverlust 29f Arbeitssparender technischer Fortschritt 6ff., 19 AWR siehe Akzeptierter-Lohn-LohnVerhaltnis Baseline-Hazardrate siehe Basisubergangsrate Basisubergangsrate 118 Bellmann-Gleichung 25ff., 133 Beveridge-Kurve 17 ff. Diskontierungsfaktor 25ff.,77 Effizienzlohn 10, 13 f Fehlerbehaftete Variable 158ff.

Gegenwartswert 25ff. GSOEP siehe Sozio-oekonomisches Panel HartzIV 132ff.,151, 154, 156 Hazardrate 118 Hazardrate-Schatzung 117ff.,126 ff. Heckit siehe Heckman-Schatzung Heckman-Schatzung 48ff.,66ff.,78 ff., 89ff.,116, 124 ff Humankapitaltheorie 75, 53 Hysterese 10, 14 ff. Insider-Outsider-Hypothese 10, 11 ff. Institutionell verursachte Arbeitslosigkeit 10, 19 ff. Instrumentvariablen-Schatzung 48ff., 61ff.,113 ff Integrierte Hazardrate 121 Inverse Mills ratio 68, 71, 124 Keynesianische Arbeitslosigkeit 10 f Klassische Arbeitslosigkeit 10 f. Kleinst-Quadrat-Schatzung 47ff., 52 ff., 89ff.,158 ff Kovariable 118ff. Labour-Tumover-Ansatz 13 Langzeitarbeitslosigkeit 5ff., 15f, 22, 38f, 59ff., 74, 102ff., 113ff., 142ff Likelihood-Ratio-Test 120, 124 Lohnabstand 20ff.,42, 153, 156 Lohnangebot 25 ff. Lohndifferenzierung 20

208

Schlagwortregister

Lx)hnsteuerklasseneffekt 53, 56 Lohnsubvention 154f. Lohnverteilung 23ff-.52ff.,77ff., 136ff.

RWR siehe Reservationslohn-Lx)hn-Verhaltnis

OLS siehe Kleinst-Quadrat-Schatzung

Score-Test 161 f Selektionskorrigierende Schatzung siehe Heckman-Schatzung Selektionsverzerrung 48ff.,61ff.,77ff. Semiparametrische Mischverteilung 123 Senioritatsentlohnung 53 Shirking-Ansatz 13 Simulation 131 ff. Sockelarbeitslosigkeit 5 / , 11, 15 Sozialhilfe 21, 131ff.,154 Sozio-oekonomisches Panel 35ff., 52ff.,83ff.,115ff.,124 ff Stationarer Reservationslohn 29, 41, 48f, 74, 75ff., 86ff Stationares Suchmodell 23ff.,76 ff. Strukturelle Arbeitslosigkeit 10, 19 ff. Strukturwandel 5ff., 19 Stutzstellen 123

Parametrische Verteilungen der Verweildauer 119ff., 126 ff. Partielles BestimmtheitsmaB 54 Probit-Schatzung 78, 90 ff.

Test auf unbeobachtete Heterogenitat 127 Tobit-Schatzung 66 f Transferzahlung 25ff.,48ff.,52ff.,74, 114

Qualifikationsspezifische Arbeitslosenquote 9, 53, 64, 124 Qualifikationsspezifische BeveridgeKurve 17 ff.

Uberlebensfunktion 118 Unbeobachtete Heterogenitat 121 ff., 127ff.,161 f

Makrookonomische Arbeitslosigkeit 9ff, Maximum-Likelihood-Schatzung 48ff., 68, 114 Mikrookonomische Arbeitslosigkeit 9 / , Mismatch-Hypothese 10, 16ff., 22 MultikoUinearitat 90, 132 NAWRU (non-accelerating wage rate of unemployment) 11 Nichtstationares Suchmodell 33jf., 133jf. Nichtstationarer Reservationslohn 33 f, 48ff.,74, 86 ff.

Rechtszensierung 119 Reservationslohn If, 23ff., 36ff., 47ff., 52ff.,67, 75ff.,89ff.,113 ff., 131ff.,153ff., 157 Reservationslohn-Gleichung 27,33f Reservationslohn-Lohn-Verhaltnis 40ff.,48ff.,83ff.,110ff.,114

Vakanzquote 17 ff. Validitat 75ff., 110ff. Wahrscheinlichkeit, ein Arbeitsangebot zu erhalten 25ff.,30ff.,133ff.,137ff. Zinssatz 25ff., 142ff., 148f

Kiel Institute for World Economics

Monetary Policy and Macroeconomic Stabilization in Latin America Edited by Rolf J. Langhammer and Lucio Vinhas de Souza Berlin • Heidelberg 2005. 254 pp. Hardcover. ISBN 3-540-25583-4

Reducing Inflation through Inflation Targeting: The Mexican Experience Manuel Ramos-Francia and Alberto Torres How Has NAFTA Affected the Mexican Economy? Review and Evidence M. Ayhan Kose, Guy M. Meredith and Christopher M. Towe Argentina: Monetary Policy by Default George T. McCandless Do Exchange Rates Matter in Inflation Targeting Regimes? Evidence from a VAR Analysis for Poland and Chile Felix Hammermann Argentina and Brazil Risk: A ^^Eurocentric" Tale Jorge Braga de Macedo and Martin Grandes Macroeconomic Shocks, Inflation, and Latin America's Labor Market Ana Maria Loboguerrero and Ugo Panizza Monetary Policy Rules in Emerging Market Economies: Issues and Evidence M.S. Mohanty and Marc Klau

Berlin • Heidelberg: Springer-Verlag (springeronline.com)

KIELER DISKUSSIONSBEITRAGE

413.

European Monetary Integration after EU Enlargement Klaus-Jiirgen Gem, Felix Hammermann, Rainer Schweickert, and LUcio Vinhas de Souza Kiel, September 2004. 26 S. 9 Euro.

414.

Wachstum des Produktionspotentials in Deutschland bleibt schwach Christophe Kamps, Carsten-Patrick Meier und Frank Oskamp Kiel, September 2004. 23 S. 9 Euro.

415.

Euroland: Recovery Will Slow Down Joachim Benner, Kai Carstensen, Klaus-Jiirgen Gem, Frank Oskamp, and Joachim Scheide Kiel, Oktober 2004. 20 S. 9 Euro.

416./417.

Raumstruktur im Intemetzeitalter: Tod der Distanz? Eine empirische Analyse Dirk Dohse, Claus-Friedrich Laaser, Jorg-Volker Schrader und Riidiger Soltwedel Kiel, Januar 2005. 70 S. 18 Euro.

418.

Schleswig-Holstein auf den Weltmarkten: Exporterfolge auf schmalem Fundament Klaus Schrader und Claus-Friedrich

Laaser

Kiel, Februar 2005. 36 S. 9 Euro. 419.

Now So Near, and Yet Still So Far: Economic Relations between Ukraine and the European Union Liicio Vinhas de Souza, Rainer Schweickert, Veronika Movchan, Olena Bilan, and Igor Burakovsky Kiel, April 2005. 38 S. 9 Euro.

420.

Lx)w-Speed Recovery in Euroland Joachim Benner, Klaus-Jiirgen Gem, Carsten-Patrick Meier, and Joachim Scheide Kiel, April 2005. 22 S. 9 Euro.

421.

Anreizprobleme bei Hartz IV: Lieber ALGII statt Arbeit? Alfred Boss, Bjorn Christensen und Klaus Schrader Kiel, Juli 2005,9 Euro.

Mehr Informationen uber Publikationen des IfW unter http://www.ifw-kiel.de/pub/pub.htm

Institut fur Weltwirtschaft an der Universitat Kiel, 24100 Kiel

KlELER S T U D I E N • KIEL STUDIES Institut fur Weltwirtschaft an der Universitat Kiel Herausgeber: Dennis Snower • Schriftleitung: Harmen Lehment

324. Internationaler Handel mit Kommunikationsdienstleistungen. Anforderungen an ein multilaterales Regelwerk und die Reform des GATS, Jan Krancke Berlin • Heidelberg 2003. XV, 234 S. Fester Einband.

325. Privatisierung im Flughafensektor. Eine ordnungspolitische Analyse, Hartmut Wolf Berlin • Heidelberg 2003. XVIII, 450 S. Fester Einband.

326. The Role of Multinational Enterprises in Globalization, Jom Kleinert Berlin • Heidelberg 2004. XV, 211 S. Fester Einband.

327. Dynamic Efficiency and Path Dependencies in Venture Capital Markets, Andrea Schertler Berlin • Heidelberg 2003. XVIII, 190 S. Fester Einband.

328. Globalization of Financial Markets. Causes of Incomplete Integration and Consequences for Economic Policy, Claudia M, Buck Berlin • Heidelberg 2004. XV, 249 S. Fester Einband.

329. Demand and Supply of Aggregate Exports of Goods and Services. Multivariate Cointegration Analyses for the United States, Canada, and Germany, Hubert Straufi Berlin • Heidelberg 2004. XVI, 241 S. Fester Einband.

330. Mehr Wachstum in Europa durch eine Koordination makrookonomischer Politik? Zur Kombination von Geld- und Lohnpolitik sowie zur Steuerharmonisierung in der EU, Alfred Boss, Klaus-JUrgen Gem, Carsten-Patrick Meier, Joachim Scheide Berlin • Heidelberg 2004. XII, 141 S. Fester Einband.

331. The Dynamic Macroeconomic Effects of Public Capital. Theory and Evidence for OECD Countries, Christophe Kamps Berlin • Heidelberg 2004. XIV, 238 S. Fester Einband.

332. Privatisierung der Arbeitslosenversicherung: Ein Konzept fiir Deutschland, Hans H. Glismann, Klaus Schrader Berlin • Heidelberg 2005. XV, 232 S. Fester Einband.

333. Die Lohnanspriiche deutscher Arbeitsloser. Determinanten und Auswirkungen von Reservationslohnen, Bjorn Christensen Berlin • Heidelberg 2005. XXIV, 208 S. Fester Einband. Mehr Informationen Uber Publikationen des InstitutsfUr Weltwirtschaft unter http://www. ijw-kiel.de/pub/pub.htm, mehr Informationen Uber das IfW unter http://www.ifw-kiel.de

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