Arbeitsplatzbezogene Kontrollvariablen

Die Branchenzugehörigkeit zum Zeitpunkt der Befragung wird seitens der SOEP-Arbeitsgruppe in die aus 98 Branchen bestehende Wirtschaftszweig-Klassifikation der Europäischen Union einsortiert und entsprechend als generierte NACE$$-Variable¹¹² in den $PGEN-Dateien abgelegt. Aus diesen Ursprungsinformationen hat die SOEP-Arbeitsgruppe neun Branchen-Dummies gebildet, die für internatio-nal vergleichende Studien geeignet sind.¹¹³ Die relativen Häufigkeiten stellen sich im Datensatz wie folgt dar: Mehr als die Hälfte der Beobachtungen mit positiver Lohninformation entfallen auf die Dienstleistungs-Branche, mit Abstand nachge-folgt von gewerblicher Industrie sowie Handel, während die übrigen Branchen

108 Vgl. Ott (1992, 1995, 2002).

109 Vgl. beispielsweise Beblo (1999), S. 473-489.

110 Vgl. Lauk/Meyer (2004).

111 Akerlof/Kranton (2000), S. 715, zitiert nach Hewitson (2002).

112 (NACE – Nomenclature des statistiques des Activités économiques de la Communauté Euro-péenne)

113 (Im Einzelnen handelt es sich in $PEQUIV um die Variable „1 Digit Industry of Individual“ mit den Dummies E1110684-E1110603.)

weitaus geringere Fallzahlen haben. Um die Signifikanz der Parameter in den Schätzungen zu erhöhen, hat es sich für den vorliegenden Datensatz bewährt, die Branchen Bergbau und Energie sowie andererseits die Branchen Banken, Versiche-rungen und Dienstleistungen zu Aggregatvariablen zusammen zu fassen. Refe-renzkategorie in den Schätzungen ist das verarbeitende Gewerbe, da die Fallzahlen für die Bau-Branche (die üblicherweise verwendet wird) zu gering waren. Bei vie-len arbeitsplatzbezogenen Variabvie-len, so auch der Branche, stellt sich wiederum das Endogenitätsproblem, da man nicht ausschließen kann, dass sich Personen mit hoher Einkommenskapazität in Betriebe mit bestimmten Merkmalen einwählen.

Nr. 72: Öffentlicher Dienst

Die öffentliche Dienst-Variable soll einen unter Umständen existierenden separa-ten Lohneffekt der Beschäftigung im öffentlichen Dienst aufnehmen. Hier stellt sich das Problem möglicher Selbsteinwahlprozesse ganz besonders: Frauen, die eine spätere Mutterschaft antizipieren, könnten sich in Tätigkeiten im öffentlichen Dienst mit geringerem Arbeitsplatzrisiko einwählen. Eine Frau, die eine Dienst-leistung im öffentlichen Dienst erbringt, hat sowohl auf der Variable Öffentlicher Dienst als auch auf der Branchen-Variable Banken, Versicherungen, sonstige Dienstleistungen die Ausprägung „1“. Frauen dagegen, die im Privatsektor Dienst-leistungen erbringen, haben auf der Variable Öffentlicher Dienst die Ausprägung

„Null“. Umgekehrt haben Frauen, die zwar dem öffentlichen Dienst angehören, aber einem der übrigen acht Branchendummies zuzuordnen sind, den Wert

„Null“ auf der Variable Banken, Versicherungen, sonstige Dienstleistungen. Galler fand eine Lohnprämie von im öffentlichen Dienst Beschäftigten – je nach Schätz-modell – in Höhe von 9,1 bis 12,6 Prozent.¹¹⁴ Immerhin stammt ein gutes Drittel der positiven Lohnbeobachtungen im Datensatz von Frauen im öffentlichen Dienst (vgl. deskriptive Statistik in Abschnitt 2.4).

Nr. 73: Berufsprestige nach Wegener

Die Magnitude Prestige Skala (MPS) ist eine Statusvariable, die das soziale Ansehen eines Berufes angibt und speziell für Deutschland von Bernd Wegener entwickelt wurde.¹¹⁵ Als generierte SOEP-Variable wird die MPS im mehrjährigen Abstand von Erwerbstätigen mit beruflichem Wechsel erhoben; bei allen übrigen Erwerbs-tätigen wird die verfügbare Vorjahresinformation bereitgestellt.¹¹⁶ Ursprünglich

114 Vgl. Galler (1991).

115 Vgl. Wegener (1985) sowie Wegener (1988).

116 Vgl. Projektgruppe SOEP – DIW, Berlin, Dokumentations-CD zur SOEP-Datenlieferung: Doku-mentation der wellenspezifischen files $PGEN, S. 14; vgl. Internetressource zum SOEP – Desk Top Companion.

basierten die von Wegener entwickelten Prestigescores auf den fast 300 Berufs-gattungen der Internationalen Standardklassifikation der Berufe 1968 (ISCO-68).

Der Magnitude-Messung liegt dabei der Reputationsansatz zu Grunde, wonach nicht der Interviewer, sondern die Befragten selbst das gesellschaftliche Ansehen eines bestimmten Berufes relativ zu einem Referenzberuf einordnen sollen.¹¹⁷ Da in deutschen Mikrodatenanalysen – wie bspw. dem Mikrozensus – Berufprestige aber nach der Klassifizierung der Berufe des Statistischen Bundesamtes (KldB) abgelegt ist, wurden die Prestigescores in einem Umschlüsselungsverfahren und in Anlehnung an die Vorgehensweise von Wegener für die Klassifizierung der Berufe 1992 rekonstruiert.¹¹⁸ Zum Befragungszeitpunkt nicht beschäftigte Perso-nen haben auf der Variable MPS den Wert „-2“ („trifft nicht zu“).

Bei der MPS-Variable stellt sich allerdings ebenfalls das Problem der Endogeni-tät, wenn Frauen in Antizipation einer späteren Erwerbsunterbrechung jene Berufe wählen, deren Lohnabschlag durch Familienpause möglichst gering ist. Diese Überlegung der beruflichen Selbstselektion fußt auf der Theorie von Polachek¹¹⁹, der zu Folge Personen nicht nur die Menge schulischer Ausbildung (in Jahren), sondern auch die Art der beruflichen Ausbildung mit der Zielsetzung der Ertrags-maximierung über den Lebenszyklus wählen. Zentral für die Ertragsabschätzung ist die mit einer Erwerbsunterbrechung verbundene berufsspezifische Abschrei-bungsrate. Polachek konnte mit Paneldaten des Längsschnitt-Datensatzes „Natio-nal Longitudi„Natio-nal Survey“ zeigen, dass beispielsweise Ärzte und Manager, aber auch Handwerker sehr hohe, Hausfrauen/-männer dagegen sehr niedrige Atrophie-raten haben, und dass mit der Länge der Erwerbsunterbrechung die Wahrschein-lichkeit eines Berufes mit niedrigen Atrophieraten ansteigt, selbst wenn für eine mögliche endogene Bestimmung der Erwerbsunterbrechung seitens der berufsbe-zogenen Abschreibungsraten kontrolliert wird.¹²⁰ Berufsbezogene Atrophieraten, basierend auf deutschen Daten, sind meines Wissens bisher nicht verfügbar. Gör-lich und de Grip haben aus den ISCO-Gattungen zwei Dummies hoher und niedri-ger beruflicher Stellung („High skilled“, „Low skilled“) entwickelt und diese für die Bildung von Interaktionstermen aus beruflicher Stellung und

117 Die Magnitude-Einstellungsmessung wird basierend auf psychophysikalischen Techniken durchgeführt, indem – durch Nennung eines Referenzberufes – zunächst ein Standardstimulus erzeugt wird, der anschließend seitens des Befragten ins Verhältnis zu diversen anderen Stimuli gesetzt wird. So soll beispielsweise das gesellschaftliche Ansehen eines bestimmten Berufes re-lativ zum Ansehen des Elektroinstallateurs (Standardstimulus) eingeordnet werden. Die Ver-wendung offener anstelle kategorialer Skalen hat unter anderem den Vorteil, dass die ermittelten Werte metrisch interpretiert werden können.

118 Eine detaillierte Darstellung dieses Rekonstruktionsverfahrens findet sich in Frietsch/Wirth (2001); dieser Quelle wurden auch, sofern nicht anders angegeben, die bisher zur Variable Nr.

73 gegebenen Informationen entnommen.

119 Vgl. Polachek (1981).

120 Vgl. Polachek (1981), S. 67.

phase verwendet.¹²¹ Dabei fanden sie, dass dergestalt definierte „High skilled“-Frauen zumindest innerhalb der ersten fünf Jahre nach Wiedereinstieg höhere Lohnstrafen familienbedingter Auszeit erfahren als „Low-skilled“-Frauen; für Männer war der Unterschied allerdings weitaus gravierender.

Jenseits dieser Befunde bleibt die humankapitaltheoretische Implikation der beruflichen Stellung jedoch offen: Wie Görlich und de Grip anführen, haben Ärztinnen durch eine Unterbrechung mehr zu verlieren als Verkäuferinnen, zu-dem ist das Humankapital von Ärztinnen vermutlich stärker der Atrophie durch Wissensentwertung (technologischer Fortschritt) ausgesetzt als jenes von Ver-käuferinnen. Dem steht entgegen, dass bei Personen in hoher beruflicher Stel-lung das allgemeine Humankapital (das weniger stark einem Entwertungsprozess durch Auszeit ausgesetzt ist) einen höheren Anteil am gesamten Humankapital hat als bei Personen in niedriger beruflicher Stellung; hier dominiert das im Wege des dualen Ausbildungssystems in Deutschland erworbene berufsspezifische Wis-sen.¹²² Es war demnach davon auszugehen, dass beobachtbare Unterbrechungs-dauern im Datensatz die Höhe des beruflichen Prestiges bestenfalls teilweise erklären. Daher erschien es geboten, einen etwaigen Lohneffekt von Berufspres-tiges ceteris paribus (bei gegebener Unterbrechungsdauer) zu kontrollieren.

Nr. 74-76: Arbeitsrechtliche Stellung

Die arbeitsrechtliche Stellung unterscheidet zwischen Arbeiterinnen, Beamtinnen und Angestellten, wobei Arbeiterinnen in der vorliegenden Untersuchung als Refe-renzgruppe gesetzt wurden. Die Variable wird im SOEP-Personenfragebogen di-rekt erfragt ($P-Dateien). Die Werte der als Dummies konstruierten drei Variablen (0=nein, 1=ja) addieren sich für die in das Lohnsample aufzunehmenden Beobach-tungen zu eins auf: Eine abhängig erwerbstätige Frau gehört entweder der Gruppe der Arbeiterinnen, Angestellten oder Beamtinnen an. Für das Beschäftigungssam-ple gilt dies nicht, da das BeschäftigungssamBeschäftigungssam-ple auch die aktuell gar nicht oder selbstständig Erwerbstätigen umfasst. Sowohl im Lohn- als auch im Beschäfti-gungssample sind aber die Beobachtungen auf der arbeitsrechtlichen Stellung – wie auch auf allen übrigen exogenen Variablen – missingfrei und schließen sich ge-genseitig aus. Mehr als drei Viertel der Beobachtungen des Lohnsamples stam-men von Angestellten (vgl. die deskriptive Statistik in Abschnitt 2.4).

Nr. 77-80: Betriebsgröße

Für die Betriebsgröße wurden vier Dummies gebildet (0-19 Mitarbeiter, 20-199 Mitarbeiter, 200-1999 Mitarbeiter, 2000 Mitarbeiter und mehr). Die

121 Vgl. Görlich/de Grip (2007), insbesondere Schätzergebnisse für Modell 2, S. 24.

122 Vgl. Görlich/de Grip (2007), S. 26.

bildung entspricht jener in Licht und Steiner sowie in Beblo und Wolf verwende-ten.¹²³ Die Werte der Betriebsgrößen-Dummies addieren sich für die Frauen des Lohnsamples zu eins auf. Dabei sind die weitaus meisten Frauen des Lohnsam-ples in Unternehmen mit 20-199 Mitarbeitern beschäftigt. Dieser Befund und auch die relativen Häufigkeiten der übrigen drei Betriebsgrößen-Dummies im vorliegenden Datensatz decken sich weitgehend mit jenen der soeben zitierten Untersuchungen von Beblo und Wolf bzw. Licht und Steiner. Den Wert „-2“

erhielten Frauen, die im fraglichen Jahr entweder gar nicht oder nicht abhängig beschäftigt waren. Beobachtungen mit einem fehlenden Wert auf Betriebsgrößen-Dummies wurden eliminiert.

Wie bei allen arbeitsplatzbezogenen Kontrollvariablen stellt sich prinzipiell auch bei der Betriebsgröße das Problem der Selbstselektion: Personen mit hoher Einkommenskapazität wählen sich vermutlich eher in Betriebe mit hohen als mit niedrigen Einkommen ein. Dies bedeutet, übertragen auf den oben genannten Befund: Die durchschnittliche Produktivität der Arbeitskräfte in Großbetrieben dürfte höher sein als in Betrieben mit geringer Mitarbeiterzahl. Die Lohnunter-schiede wären allerdings nicht den unterschiedlichen Betriebsgrößen, sondern den unterschiedlichen Arbeitsproduktivitäten anzulasten. In den Panelschätzun-gen wurden solche nicht beobachtbaren einkommensrelevanten EiPanelschätzun-genschaften kontrolliert, wodurch die Koeffizienten der arbeitsplatzbezogenen Variablen

„reiner“ geschätzt werden konnten.

Nr. 81: Wochenarbeitsstunden

Unabhängig von der Erwerbserfahrung ist auch ein Einfluss der aktuellen Arbeits-zeit auf den Brutto-Stundenlohnsatz plausibel. Zwar muss gemäß § 4 Satz 2 des Ge-setzes über Teilzeitarbeit und befristete Arbeitsverträge (TzBfG) vom 21.12.2000 die Arbeit Teilzeitbeschäftigter entsprechend ihres Anteils an der Arbeitszeit eines vergleichbaren Vollzeitbeschäftigten entgolten werden (Diskriminierungsverbot) und darf gemäß §10 eine Teilzeitkraft von Aus- und Weiterbildungsmaßnahmen zur Förderung der beruflichen Entwicklung nicht ausgeschlossen werden. Es ist jedoch davon auszugehen, dass die Interpretation gesetzlich erlaubter Abwei-chungen von diesen Vorschriften aus betrieblichen Gründen soweit möglich ge-dehnt wird. Aus humankapitaltheoretischer Sicht wäre demnach ein im Zeitraum 2001-2005 beobachteter geringerer Stundenlohn von Teilzeit- im Vergleich mit Vollzeitkräften den geringeren Anreizen und Gelegenheiten zur betrieblichen Aus- und Fortbildung zuzuschreiben (vgl. Hypothese 3). Ein beobachteter

123 Vgl. Licht/Steiner (1991a) sowie Beblo/Wolf (2000). Die letztgenannten Autorinnen grenzen innerhalb der kleinsten Betriebsgröße zusätzlich die Betriebe bis zu 5 Mitarbeitern ab, was im vorliegenden Datensatz aber zu keinem nennenswerten Informationsgewinn führte.

terschied wiese außerdem darauf hin, dass Löhne nach wie vor auch Ausdruck von Marktmacht sind: Teilzeitkräfte haben auf Grund der in Teilmärkten noch immer knappen Teilzeitstellen eine niedrigere Lohnelastizität des Arbeitsange-bots. In den meisten Schätzungen von Einkommensfunktionen werden daher auch die wöchentlichen Arbeitsstunden kontrolliert.¹²⁴ Galler findet eine signifi-kant höhere Entlohnung von im oberen Bereich (15-30 Wochenstunden) Teilzeit-Beschäftigten gegenüber Vollzeit-Teilzeit-Beschäftigten (31-44 Wochenstunden), wohin-gegen überzeitig Beschäftigte (45 Wochenstunden und mehr) einen Stundenlohn-abschlag hinnehmen müssen und im unteren Teilzeitbereich (1-15 Wochenstun-den) Beschäftigte kaum gegenüber Vollzeitkräften profitieren. Ein ähnliches Arbeitszeit-Lohn-Profil ergibt sich in der Studie von Beblo und Wolf, die einen maximalen Bruttostundenlohn bei einer Wochenarbeitszeit von 25 Stunden er-mitteln; auch hier verdienen Teilzeitkräfte deutlich mehr als Vollzeitkräfte.¹²⁵ Auch Ziefle findet eine Bruttostundenlohnprämie von Teilzeit.¹²⁶ Der sich in den beiden zuerst genannten Untersuchungen ergebende S-förmige Verlauf der Ar-beitszeit-Lohn-Funktion ließe sich mit – ab einer Arbeitszeit oberhalb der Ge-ringfügigkeitsgrenze greifenden – Fixkosten des Arbeitseinsatzes und einer im hohen Stundenbereich abnehmenden Grenzproduktivität der Arbeit erklären.¹²⁷

Zwar kann Arbeitszeit prinzipiell auch endogen durch den erzielbaren Lohn-satz bestimmt werden: Stehen Frauen den drei Zeitverwendungen Hausarbeit, Marktarbeit und Freizeit gegenüber, erhöht ein Anstieg des Lohnsatzes ihre Zeit-verwendung auf Marktarbeit.¹²⁸ Zu dem aus der Analyse männlichen Arbeitsan-gebotsverhaltens bekannten Substitutionseffekt zwischen Arbeitszeit und Freizeit gesellt sich bei Frauen ein weiterer – der zwischen Arbeitszeit und Hausarbeit.

Die Lohnelastizität des weiblichen Arbeitsangebots ist jedoch elementar von der Substituierbarkeit häuslicher Dienstleistungen abhängig. So zeigt eine Untersu-chung des Statistischen Bundesamtes, dass westdeutsche Mütter im Jahr 2007 am häufigsten Vollzeit arbeiteten, wenn das jüngste Kind im Krippenalter war.

Dagegen war der Anteil Teilzeit arbeitender Frauen an allen aktiv erwerbstätigen Frauen am höchsten, wenn das jüngste Kind im Haushalt das Kindergarten- oder Grundschulalter erreicht hatte; die Vollzeitquote stieg erst wieder an, wenn das Kind auf die weiterführende Schule wechselte.¹²⁹ Diese Daten legen die Vermu-tung nahe, dass die Öffnungs- und Schließungszeiten der die Fremdbetreuung

124 Vgl. bspw. Mincer/Polachek (1974), Galler (1991), Licht/Steiner (1991a, 1992) oder Beblo/Wolf (2000, 2002).

125 Vgl. Beblo & Wolf (2000).

126 Vgl. Ziefle (2004).

127 Beblo und Wolf (2000) verweisen hier auf Barzel (1973).

128 Vgl. hierzu beispielsweise die Darstellung in Polachek/Siebert (1993), S. 111.

129 Vgl. Statistisches Bundesamt (2007), S. 16.

der Kinder übernehmenden Institution die wöchentliche Arbeitsstundenzahl der Mutter maßgeblich beeinflussen. Zwar sind, je jünger das Kind ist, umso weniger Frauen überhaupt erwerbstätig (daher wird das Alter des jüngsten Kindes als Regressor in die Beschäftigungsfunktion aufgenommen, siehe weiter oben); dies mag einer Präferenz für Selbstbetreuung im Kleinkindalter geschuldet sein. Das für Kleinkinder unter drei Jahren erforderliche private Betreuungsarrangement (Netz-werk aus Nachbarn, Freunden etc.) scheint die mütterliche Arbeitszeit jedoch weni-ger einzuschränken als dies institutionelle Betreuungsformen für ältere Kinder tun.

Diese Befunde sprechen gegen ein vom Lohn bestimmtes Arbeitszeitarrange-ment. Dennoch ist theoretisch eine kausale Wirkung vom Lohn hin zu den Ar-beitsstunden nicht nur wegen eines möglichen Substitutions-, sondern auch wegen eines möglichen Einkommenseffektes nicht auszuschließen: Frauen mit niedrige-ren Stundenlöhnen könnten gezwungen sein, eine höhere Wochenstundenzahl zu arbeiten, um ein ausreichendes Einkommen zu erzielen. Auf diesen Aspekt weisen bereits Mincer und Polachek hin, die ein negatives Vorzeichen des Koeffizienten der Wochenarbeitszeit fanden.¹³⁰ Die Dominanz des Einkommenseffektes dürfte jedoch eher für Alleinerziehende gelten, während für Paarhaushalte durch mehrere Studien belegt wird, dass der Substitutionseffekt eines niedrigen Zweitverdiener-einkommens dessen Einkommenseffekt überwiegt, sodass per Saldo ein negativer Erwerbsarbeitsanreiz gesetzt wird.¹³¹ Hinzu kommt, dass selbst bei einer Umkeh-rung der Kausalbeziehung sicherlich nicht der Brutto-, sondern der Nettolohn die maßgebende erklärende Variable ist. Der progressive Steuertarif bremst den weiblichen Anreiz zur Aufstockung der Arbeitsstunden zusätzlich aus.

Da durch die Zerlegung der Wochenarbeitszeit in Dummies Informationen verloren gehen, wurde in der vorliegenden Untersuchung eine metrische Variable gebildet, und zwar aus der SOEP-Variable $TATZEIT, die die tatsächlich gear-beiteten Wochenarbeitsstunden inklusive Überstunden des jeweiligen Vormonats angibt. Die Verwendung der tatsächlichen anstelle der vereinbarten Arbeitszeit ist darin begründet, dass auch die – zur Bildung des Stundenlohnsatzes verwen-dete – Lohnvariable (vgl. Erläuterungen zu Variablen Nr. 02 und 03) die Entgel-tung von Überstunden umfasst.¹³²

130 Vgl. Mincer/Polachek (1974), Seite 96.

131 Vgl. beispielsweise Happel (1984).

132 Für alle Beobachtungen abhängiger Beschäftigung liegen im Datensatz positive Wochenarbeits-zeiten vor; umgekehrt war bei einer Wochenarbeitszeit von Null die betreffende Person im frag-lichen Vormonat zu 100 Prozent nicht abhängig beschäftigt.

2.3.2.3.3 Arbeitsmarkt- und konjunkturbezogene Kontrollvariablen