Implikationen bezüglich des geeigneten Variablensets

4.2.3.1 Berücksichtigung von Drittvariableneffekten der Bildung

Mit Modell (3/5a) wurde der Drittvariableneffekt der Bildung auf die Lohnprämie aktueller Vollzeiterfahrung aufgenommen. Wie die Regressionsergebnisse zeigten, profitieren vor allem niedrig qualifizierte Frauen von aktueller Vollzeitbeschäfti-gung, mit geringem Abstand gefolgt von den Akademikerinnen, während mittel Qualifizierte erst mit größerem Abstand nachziehen. Gegenüber Modell (3/5), das diese Interaktionsvariablen nicht enthält, erzielen niedrig und hoch gebildete Frauen eine höhere, Frauen mittleren Bildungsniveaus eine niedrigere Lohn-summe über ihre gesamte Erwerbsspanne. Auch in den Unterbrechungsverläufen steigt das Lohneinkommen der niedrig und hoch qualifizierten Frauen, und zwar in der aktuellen Vollzeitphase nach Rückkehr in das Erwerbsleben. Per saldo sinken – wie Tabelle 23 ausweist – die Lohnverluste gegenüber dem Modell ohne Drittvariableneffekt der Bildung für die Akademikerin, während sie für die Frauen niedrigerer Bildung steigen.

Durch die Hinzunahme von Interaktionsvariablen verringert sich allerdings insbesondere für hoch und niedrig Qualifizierte die Variationsbreite der Ausprä-gungen der betreffenden Interaktionsvariable. Die durchgängigen Profile sind insbesondere bei der gering und der hoch qualifizierten Frau extrem stark ge-krümmt: Wie die Testsimulationen zeigen, setzt das Negativlohnwachstum bei der gering Qualifizierten bereits um das 38. Lebensjahr ein. Dies verwundert nicht, wenn man die Häufigkeitsverteilung von durchgängiger Vollzeit für nied-rig Qualifizierte mit positiven Lohnbeobachtungen im Datensatz betrachtet: Die meisten Lohnbeoachtungen gering qualifizierter Frauen weisen nur wenige Jahre aktueller Vollzeit-Erwerbserfahrung auf. Auch bei den Akademikerinnen lässt der Datensatz keine Simulation von 20 Jahren und mehr, sondern nur rund 11 Jahre aktueller Vollzeiterfahrung zu; diese Spanne wäre bei kurzer Unterbrechung und einem Geburtszeitpunkt von 28 Jahren allerdings bis zum 46. Lebensjahr über-schritten. Zusammenfassend ist zu Modell (3/5a) zu sagen, dass es zur Simulation

langer Zeitspannen mit unverändertem Erwerbsstatus nicht geeignet ist. Daher werden die folgenden Simulationen für Modell (3/5a) nicht mehr durchgeführt.

4.2.3.2 Berücksichtigung des Geburtsbezuges der Unterbrechung

Doch auch dann, wenn man auf Interaktionsvariablen verzichtet und sich inner-halb der Random Effects-Schätzungen als Simulationsbasis bewegt, verbleiben deutliche Unterschiede in den berechneten Lohnverlusten zwischen den Variablen-sets der Modelle (3) und (3/5). Zur Verdeutlichung der Unterschiede wird dem Lohn-Alters-Profil von Modell (3/5) in der folgenden Abbildung 15 noch einmal jenes von Modell (3) – das bereits weiter oben vorgestellt wurde – gegenüberge-stellt (Abbildung 14):

Abbildung 14: Lohn-Alters-Profile der Akademikerin auf Basis der Random Effects-Schätzergebnisse von Modell (3)

Wie leicht zu erkennen ist, liefert Modell (3) deutlich niedrigere Lohnverluste als Modell (3/5). Dies ist darauf zurückzuführen, dass Modell (3) durchgängige Voll-zeit weniger stark prämiert und andererseits Unterbrechungen weniger stark be-straft. So hebt die Lohnprämie für aktuelle durchgängige Vollzeit in Modell (3/5) die erreichbare Lebenslohnsumme bei durchgängiger Erwerbstätigkeit für alle drei Bildungsgruppen an und vergrößert dadurch die entstehenden Lohnverluste aus Unterbrechung. Mit einem Bruttojahreslohneinkommen in Höhe von 21.726,72 € im Alter von 27 Jahren startend, erreicht die durchgängig als Vollzeitkraft beschäf-tigte Akademikerin in Modell (3/5) mit 45 Jahren ein Bruttojahreslohneinkommen

in Höhe von 34.381,02 €. Bei Verwendung des Modells (3) hingegen startet sie mit einem Einkommen in Höhe von 21.301,92 €, das bei gleichem Erwerbsver-lauf auf den Betrag von 32.542,25 € im Alter von 45 Jahren ansteigt.

Abbildung 15: Lohn-Alters-Profile der Akademikerin auf Basis der Random Effects-Schätzergebnisse von Modell (3/5)

Andererseits schlägt sich in den höheren Lohnverlusten aus Modell (3/5) die separate Lohnstrafe der geburtsbedingten Erwerbsunterbrechung nieder, die in Modell (3) nicht gesondert kontrolliert wird. So erzielt die Akademikerin in Modell (3/5) in ihrem ersten Wiedereinstiegsjahr in Teilzeit mit 32 Jahren ein Bruttojahres-lohneinkommen von 12.146,59 €, in Modell (3) jedoch von 13.060,99 €. Während das Einkommen in Modell (3) im Alter von 45 Jahren auf 29.620,88 € angestiegen ist, ist es in Modell (3/5) nur auf 28.296,93 € angewachsen. Kontrolliert das Modell den speziellen Lohneffekt geburtsbedingter Auszeit, wird demnach erkennbar, dass die Frau mit einer geburtsbedingten Auszeitphase selbst Jahre nach ihrem Wiedereinstieg in die Vollzeit-Erwerbstätigkeit noch einen höheren Lohnnachteil gegenüber der Referenzfrau gleicher Bildung erleidet, als dies in einem Modell ohne Spezifikation des Geburtsbezugs von Auszeitphasen der Fall ist. In den finalen Simulationen werden daher beide Variablensets (3) und (3/5) dargestellt.

Mit Modell (3/5) ließ sich der Lohnunterschied zwischen einer Auszeit mit und ohne Geburtsbezug ermitteln. In erstgenanntem Fall kam der Koeffizient der Variable aktuelle geburtsbedingte Auszeit in der Simulation der Löhne zur An-wendung, in letzterem Fall nicht.

Obgleich für die Prognose von Lohneffekten langer Perioden desselben Er-werbsstatus ungeeignet, liefert das Fixed Effects-Modell für die Berechnung kurz-fristiger Lohneffekte wie des Lohnabschlags im ersten Wiedereinstiegsjahr nach geburtsbedingter Auszeit hilfreiche Informationen: Die Koeffizienten der Er-werbserfahrungsvariablen mit nur kurzer Verweildauer sind in Random Effects- und Dummyvariablen-Modell sehr ähnlich.

Wie die Fortsetzung von Tabelle 23 zeigt, erleiden Frauen, deren Auszeit sich als geburtsbedingt konkretisieren lässt, bei dem hier dargestellten Unterbre-chungsmuster einer dreijährigen Auszeit im Ergebnis einen zusätzlichen Lohnver-lust zwischen – je nach Bildungsgrad und Schätzmodell – rund 600 € und rund 1.200 €. Dieser Lohnverlust wird im ersten Wiedereinstiegsjahr in Teilzeit nach der Auszeit realisiert.²⁵⁴ Der hohe Koeffizient des quadratischen Terms geburtsbe-dingter Auszeit deutete bereits darauf hin, dass die Lohnstrafe geburtsbegeburtsbe-dingter Auszeit schneller abschmilzt als die Lohnstrafe allgemeiner Auszeit. Berechnun-gen anhand des Datensatzes zeiBerechnun-gen nun, dass sich um den Zeitpunkt der Einschu-lung des Kindes herum eine Wende vollzieht: Während Frauen mit einer geburtsbe-dingten Auszeit von unter fünf Jahren im ersten Teilzeitjahr nach Auszeit weniger als Frauen ohne solchen Geburtsbezug ihrer Auszeit verdienen, gilt für Auszeiten von fünf Jahren und mehr genau das Gegenteil: Hier verdienen Frauen der erst-genannten Gruppe beispielsweise monatlich bis zu 576 € (jährlich bis zu 6.911 €) mehr als Frauen der zweitgenannten Gruppe.

Im Zusammenhang mit der Interpretation der Regressionsergebnisse in Abschnitt 3 wurde bereits vermutet, dass für die Entlohnung der Mutter bei ihrer Rückkehr in das Erwerbsleben das Alter ihres Kindes eine große Rolle spielt; Betreuungsnotwen-digkeiten und Arbeitsausfallrisiko der Mutter nehmen mit zunehmendem Kindesalter jedoch ab. Zugleich nimmt für Frauen ohne Geburtsbezug ihrer Auszeit die Wahr-scheinlichkeit der Zeitverwendung auf Fortbildung ab, je länger die Auszeit andauert.

Es erscheint daher plausibel, dass der Lohnvorteil von Müttern achtjähriger Kinder zu Frauen, die auf eine achtjährige Auszeit ohne Geburtsbezug zurückblicken, die vergleichsweise höhere Produktivität und Einsatzbereitschaft der erstgenannten Frauengruppe widerspiegelt. Für die hier simulierte dreijährige Auszeit gilt jedoch, dass die Mütter der dreijährigen Kinder im Nachteil sind. Der Lohnverlust würde entsprechend höher ausfallen, würde nach der dreijährigen Auszeit nicht von einer Rückkehr in eine Teilzeit-, sondern in eine Vollzeitbeschäftigung ausgegangen.

Generell gilt es bei der Interpretation der simulierten Lohnverläufe zu bedenken, dass das Risiko des Arbeitgeberwechsels in die Löhne bereits eingepreist ist, da in den Lohnregressionen (wegen der genannten Endogenitätsproblematik) ein möglicher Arbeitgeberwechsel nicht kontrolliert wird. Insbesondere nach einer

254 Die etwas höheren Lohnverluste im Fixed-Effects-Modell resultieren aus dem stärkeren Lohn-wachstum bei durchgängiger Beschäftigung

Babypause müssen viele Frauen den Arbeitgeber wechseln, um in den Genuss familiengerechter Arbeitszeiten zu kommen – oft zum Preis eines deutlich nied-rigeren Gehaltes, insbesondere in der Privatwirtschaft (auf die sich die Lohnsi-mulationen beschränken). Die simulierten Lohnverluste geben also den durch-schnittlich zu erwartenden Lohnverlust bei Beibehaltung aller übrigen Job-Merkmale außer des Arbeitgebers an. Demzufolge ist eine Aussage über die Lohnverluste bei Rückkehr zum bisherigen Arbeitgeber anhand dieser Untersu-chung ebensowenig möglich wie eine Aussage über jene Lohneinbußen, die sich unter veränderten Arbeitsplatzeigenschaften wie Berufsprestige, Branche, Be-triebsgröße etc. ergeben würden.

4.2.4 Implikationen bezüglich des geeigneten Erstgeburtszeitpunktes