Lohnmobilität in der Bundesrepublik Deutschland: Eine Untersuchung auf der Basis von prozeßproduzierten Längsschnittsdaten der gesetzlichen Rentenversicherung [1 ed.] 9783428471140, 9783428071142

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UWE FACHINGER

Lohnmobilität in der Bundesrepublik Deutschland

Volkswirtschaftliche Schriften Begründet von Prof. Dr. Dr. h. c. J. Broermann

Heft 409

Lohnmobilität in der Bundesrepublik Deutschland Eine Untersuchung auf der Basis von prozeßproduzierten Längsschnittsdaten der gesetzlichen Rentenversicherung

Von

Uwe Fachinger

Duncker & Humblot · Berlin

Die Deutsche Bibliothek - CIP-Einheitsaufnahme Fachinger, Uwe: Lohnmobilität in der Bundesrepublik Deutschland: eine Untersuchung auf der Basis von prozessproduzierten Längsschnittsdaten der gesetzlichen Rentenversicherung I von Uwe Fachinger. - Berlin: Duncker und Humblot, 1991 (Volkswirtschaftliche Schriften; H. 409) Zug!.: Berlin, Freie Univ., Diss., 1988 ISBN 3-428-07114-X NE:GT

Alle Rechte vorbehalten

© 1991 Duncker & Humblot GmbH, Berlin 41 Fotoprint: Wemer Hildebrand, Berlin 65 Printed in Germany ISSN 0505-9372 ISBN 3-428-07114-X

Inhalt Verzelchats der AbbUdungeo .

7

Verzelchats der Tabelleo .

12

A. Eloführuog . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

13

B. Dyoamlsche Aspekte Im Rahmeo der persooelleo Elokommeosverteiluog .

18

Der Sicherheitsaspekt in der Einkommensdynamik .

19

li.

Der Effizienzaspekt in der Einkommensdynamik .

24

ID.

Zusammenfassung . . . . . . . . . . . . .

25

I.

C. LohomobiUtät- Defloltloo uod Operatlooaltslerung .

28

Begriffsbestimmung "Einkommen" .

29

li.

Begriffsbestimmung "Mobilität" .

37

ID.

Schlußfolgerungen und Ausblick .

46

I.

D. Theseo zur Erkläruog der Lohamobllität .

47

I.

Individuelle Faktoren . . . . . . .

50

li.

Soziale und ökonomische Faktoren .

54

Abschließende Bemerkungen .

66

Thesenübersicht . . . . • .

68

ID.

E. LohomobiUtät oach dem Meßkoozept voo Soorrocks . . . . . . . . . . . . .

70

I.

Index der Einkommensmobilität . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

70

li.

Ergebnisse . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

78

I. Lohnmobilität in einer längerfristigen Betrachtung . . . . . . . . . . .

81

6

Inhalt 2. Loluunobilität in einer kurz- bis mittelfristigen Betrachtung • 3. Zusammenfassung • • • • • • • • • • • • • • • • • • • •

F. Untersuchung der lndlvldueUen LohnmobiUtät mit der Ereignisanalyse . . . . •

88 102

104

I.

Methodik der Ereignisanalyse . . . . . • . .

104

ll.

Analyse der Zeitabhängigkeit der Mobilitätsrate _

112

Parametrische Überprüfung der Thesen zur individuellen Loluunobilität • . . .

119

I. Der Einfluß individueller Faktoren auf die Lohnmobilität . . . . • . . •

119

m.

2. Der Einfluß sozialer und ökonomischer Faktoren auf die individuelle Lohnmobilität . • . . . . . • . . . . . • • • • . . • . . • . . • • .

125

a) Der Einfluß von Arbeitsmarktfaktoren auf die individuelle Lohnmobilität . . . • • . . • . . • . . • . . • . . • . • • . . • . . •

125

b) Der Einfluß gesamtwirtschaftlicher Faktoren auf die individuelle Lohn-

IV.

G.

mobilität ••

130

Zusammenfassung .

135

z~mmenfassung

.

Anhang.

136 140

I.

Stichprobenbeschreibung • . . . . . . • . • • • • . . . . . . •

140

n.

Die Verteilung der Löhne innerhalb der Stichprobe . • . . • . . • . .

146

I. Der Durchschnittslohn und seine Entwicklung • • • . . • • . . • . . .

148

2. Die Ungleichheit der Löhne im Zeitablauf •

148

3. Dezile . . • . . . • . • . . • . . •

167

Abbildungen und Tabellen .

177

m.

Uteratur . . • . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . • . . • . 216

Verzeichnis der Abbildungen C.l:

Die Wirkung alternativer Transformationen des Lohnes • . . . . .

42

E.l:

Ftktive Einkommensverläufe von drei Individuen . • . . . . . . . . . . . . .

74

E.2:

Hypothetische Funktionsverläufe von M . . . . . . . . . . . . . . . . . .

77

E.3:

Schematische Darstellung der Vorgehensweisen zur Ermittlung des Shorrocks-lndexes

79

E.4:

Lohnmobilität von Arbeitern des Jahrgangs 1916 bei einer sukzessiven Erweiterung der Lohnperiode von 1950 bis 1979 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

E.5:

Lohnmobilität von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1916 bei einer sukzessiven Erweiterung der Lohnperiode von 1950 bis 1979 . . . . . • . • . . . . . . . . . .

E.6:

87

Lohnmobilität in Zweijahresperioden von Arbeitern des Jahrgangs 1916 in den Jahren 1950 bis 1979 . • • • • • . . • • • • , , , •• , • • • . . • • . • • .

E.9:

86

Lohnmobilität von Arbeitern der Geburtskohorten 1916, 1918, 1921 und 1924 bei einer sukzessiven Erweiterung der Lohnperiode von 1950 bis 1979 . .

E.8:

84

Lohnmobilität von Arbeitern und Arbeiterinnen der Geburtskohorten 1916 und 1921 bei einer sukzessiven Erweiterung der Lohnperiode von 1950 bis 1979 . . • . . .

E.7:

83

90

Lohnmobilität in Zweijahresperioden von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1916 in den Jahren 1950 bis 1979 . • . . • . . . . . . . . • . . . . . • . . . . . .

91

E.IO: Lohnmobilität in Zweijahresperioden von Arbeitern des Jahrgangs 1921 in den Jahren 1950 bis 1979 . . • . . • • . • . • • . • . . . • . . • . . • . . . . .

94

E.ll: Lohnmobilität in Zweijahresperioden von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1921 in den Jahren 1950 bis 1979 . . . . • . . . . . . . . • . . . . . • . . . . . .

95

E.l2: Lohnmobilität in Zweijahresperioden von Arbeitern der Geburtskohorten 1916, 1918, 1921 und 1924 in den Jahren 1950 bis 1979 . . . . • . . • . . . . . • . . .

97

E.l3: Lohnmobilität in Dreijahresperioden von Arbeitern des Jahrgangs 1916 in den Jahren 1950 bis 1979 . . • . . . . . . • . . . . . . . • . . . . . . . . . . .

100

E. l4: Lohnmobilität in Vieljahresperioden von Arbeitern des Jahrgangs 1916 in den Jahren 1950 bis 1979 . . . . . . . . • . . • . . . . . . . . . . . • . . . . .

101

8

Veneichnis der Abbildungen

Eol5: Lohnmobilität in Vierjahresperioden von Arbeitern der Geburtskohorten 1916, 1918,

Fol: Fo2:

1921 und 1924 in den Jahren 1950 bis 1979 0 0 • 0 0 •• 0 • • 0 • 0 •• 0 •

103

Fiktiver Lohnverlaufeines Individuums • • • • • • 0 • • • • • • • • • • • •

105

Hypothetischer Verlauf der Mobilitätsrate r(t) und der Überlebensfunktion G(t) in den Jahren 1950 bis 1979 0 . . • 0 0 0 . • 0 0 0 0 0 0 0 0 . 0 . 0 . • . 0 .

F o3:

Verlauf der Überlebensfunktion G(t) der 1916 geborenen Arbeiter in den Jahren 1950 bis 1979 0 . • • • • • 0 . 0 0 0 0 • • • • • • 0 • • • • 0 • • • • • •

Fo4:

I 14

115

Verlauf der Überlebensfunktion G(t) flir die vier Perioden. berechnet flir die 1916 geborenen Arbeiter in den Jahren 1950 bis 1979 • 0 . • 0 0 • . 0 . . 0 • 0 0 •

116

1.1:

Altersverteilung der ASK-Stichprobe im Jahre 1981 • . • 0 •• 0 0 . • . • • •

145

II.I:

Ungleichheitsindizes von Arbeitern des Jahrgangs 1916 in den Jahren 1950 bis 1979 0

154

llo2:

Ungleichheitsindizes von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1916 in den Jahren 1950 bis 1979 0 • 0 0 • 0 . . 0 0 • 0 0 • 0 0 • . . • 0 0 • . 0 • 0 0 • 0 0 . 0 155

llo3:

Ungleichheitsindizes von männlichen Angestellten des Jahrgangs 1916 in den Jahren 1950 bis 1979 • o o o • • • o o • o o • • • o o o o o o o o •• • o o o

llo4:

156

Ungleichheitsindizes von weiblichen Angestellten des Jahrgangs 1916 in den Jahren 1950 bis 1979 0 0 . 0 0 0 0 0 0 0 . . 0 0 0 0 0 0 0 0 0 . . 0 0 0 0 0 0

157

llo5:

Ungleichheitsindizes von Arbeitern des Jahrgangs 1921 in den Jahren 1950 bis 1979 .

158

1106:

Ungleichheitsindizes von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1921 in den Jahren 1950 bis 1979 . • 0 0 • . . • 0 0 • 0 0 . 0 0 • . . • 0 0 • . 0 0 . . •

llo7:

Ungleichheitsindizes von männlichen Angestellten des Jahrgangs 1921 in den Jahren 1950 bis 1979 • • 0 0 • 0 • • • . • • • • • • • • • • • • • • • • • • •

1108:

160

Ungleichheitsindizes von weiblichen Angestellten des Jahrgangs 1921 in den Jahren 1950 bis 1979 0 0 0 • • • 0 0 0 0 • 0 • 0 0 • 0 0 0 0 0 0 • • • 0 0 0 0

llo9:

159

161

Relative Anteile der Dezile arn Gesamtlohn der Arbeiter des Jahrgangs 1916 in den Jahren 1950 bis 1979 • • • • 0 • • • • • • • • • • • • • • • • • • • • •

169

lloiO: Relative Anteile der Dezile arn Gesamtlohn der Arbeiterinnen des Jahr-gangs 1916 in den Jahren 1950 bis 1979 0 . • . • 0 • • . . • • • • . . • . 0 • • • . .

170

lloll: Relative Anteile der Dezile arn Gesamtlohn der männlichen Angestellten des Jahrgangs 1916 in den Jahren 1950 bis 1979 . . . • . . • . . • . . . . 0 • . . .

171

Verzeichnis der Abbildungen

9

II.I2: Relative Anteile der Dezile am Gesamtlohn der weiblichen Angestellten des Jahrgangs 1916indenJahren 1950bis 1979 . . • . . • . • • . . . . . . . . • . . .

112

II.I3: Relative Anteile der Dezile am Gesamtlohn der Arbeiter des Jahrgangs 1921 in den Jahren 1950 bis 1979 . • • . • . . • . . • . . • . . • . . • . . • . . •

173

II.I4: Relative Anteile der Dezile am Gesamtlohn der Arbeiterinnen des Jahr-gangs 1921 in den Jahren 1950 bis 1979 . . . . . . • . . • . . . . . . . . . . . . . .

174

II.I5: Relative Anteile der Dezile am Gesamtlohn der männlichen Angestellten des Jahrgangs 1921 in den Jahren 1950bis 1979 •• , . • • . . . . . . • . . , , ••

175

II.I6: Relative Anteile der Dezile am Gesamtlohn der weiblichen Angestellten des Jahrgangs 1921 in den Jahren 1950bis 1979 . . . . . . . . • .

176

m.l: Ungleichheitsindizes von Arbeitern des Jahrgangs 1916 .

I 77

m .2: Ungleichheitsindizes der sukzessive aggregierten Löhne von Arbeitern des Jahrgangs 1916indenJahren 1950bis 1979 . . . . . . . . • . . • . . • . . . . . .

178

m.3: Lohnmobilität von Arbeitern des Jahrgangs 1916 bei einer sukzessiven Erweiterung der Lohnperiode von 1950 bis 1979 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

179

m.4: Lohnmobilität von Arbeitern des Jahrgangs 1918 bei einer sukzessiven Erweiterung der Lohnperiode von 1950 bis 1979 . . . . . . . . . . . . . . . . • . . ,

180

m.5: Lohnmobilität von Arbeitern des Jahrgangs I 921 bei einer sukzessiven Erweiterung der Lohnperiode von 1950 bis I 979 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

18 I

m.6: Lohnmobilität von Arbeitern des Jahrgangs 1924 bei einer sukzessiven Erweiterung der Lohnperiode von 1950 bis 1979 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

182

m.7: Lohnmobilität von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1916 bei einer sukzessiven Erweiterung der Lohnperiode von 1950 bis 1979 . . . . . . . . . . . . . . . . . .

183

m.8: Lohnmobilität von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1918 bei einer sukzessiven Erweiterung der Lohnperiode von 1950 bis I 979 . • . . • • . • . . • . . • • . • .

I 84

m.9: Lohnmobilität von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1921 bei einer sukzessiven Erweiterung der Lohnperiode von 1950 bis 1979 . • . . . • . • . . . . . . . . • .

185

ill.IO: Lohnmobilität von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1924 bei einer sukzessiven Erweiterung der Lohnperiode von 1950 bis 1979 • • • • • • • • • . • • , • . . , •

186

m.ll: Lohnmobilität in Zweijahresperioden von Arbeitern des Jahrgangs 1916 in den Jahren 1950 bis 1979 . . . . . . . . • . . . . . • . . • . . . . . . . . . . .

187

10

Verzeichnis der Abbildungen

ill.l2: Lohnmobilität in Zweijahresperioden von Arbeitern des Jahrgangs 1918 in den Jahren 19SObis 1979. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

188

ill.13: Lohnmobilität in Zweijahresperioden von Arbeitern des Jahrgangs 1921 in den Jahren 19SO bis 1979 . . . . . • . • . . . . . . . . . . . . . . . . . • . . .

189

ill.l4: Lohnmobilität in Zweijahresperioden von Arbeitern des Jahrgangs 1924 in den Jahren 19SO bis 1979 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . • . . .

190

ill.l5: Lohnmobilität in Zweijahresperioden von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1916 in den Jahren 1950bis 1979 . . . . . . . . . . . . , , , , , , , , , , . , , ,

191

ill.l6: Lohnmobilität in Zweijahresperioden von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1918 in den Jahren 1950 bis 1979 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

192

m.l7: Lohnmobilität in Zweijahresperioden von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1921 in den Jahren 1950bis 1979. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

193

ill.l8: Lohnmobilität in Zweijahresperioden von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1924 in den Jahren 1950 bis 1979 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

194

ill.l9: Lohnmobilität in Dreijahresperioden von Arbeitern des Jahrgangs 1916 in den Jahren 19SO bis 1979 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

195

m.20: Lohnmobilität in Dreijahresperioden von Arbeitern des Jahrgangs 1918 in den Jahren 19SObis 1979 . . . . . . , . . . . . . . . . . . , . . . . . . . . . .

196

ill.21: Lohnmobilität in Dreijahresperioden von Arbeitern des Jahrgangs 1921 in den Jahren 19SO bis 1979 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

197

ill.22: Lohnmobilität in Dreijahresperioden von Arbeitern des Jahrgangs 1924 in den Jahren 19SO bis 1979 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

198

ill.23: Lohnmobilität in Dreijahresperioden von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1916 in den Jahren 1950bis 1979. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

199

ill.24: Lohnmobilität in Dreijahresperioden von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1918 in den Jahren 1950 bis 1979 . . . . . . . . . . . . . • . . . . . . • . . . . .

200

ill.25: Lohnmobilität in Dreijahresperioden von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1921 in den Jahren 1950 bis 1979 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

201

ill.26: Lohnmobilität in Dreijahresperioden von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1924 in den Jahren 1950 bis 1979 . . • . • . . . . , • . • • • • . . . . . . . . . .

202

ill.27: Lohnmobilität in Vieljahresperioden von Arbeitern des Jahrgangs 1916 in den Jahren 19SObis 1979. . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

203

Verzeichnis der Abbildungen

II

ffi.28: Lohnmobilität in Vierjahresperioden von Arbeitern des Jahrgangs 1918 in den Jahren 1950 bis 1979 . . . . . . . • • . . • . . • . . . . . . . • . . . • . .

204

ill.29: Lohnmobilität in Vieljahresperioden von Arbeitern des Jahrgangs 1921 in den Jahren 1950 bis 1979 , . , , . , , . , . . , . . , . • , , , , . . . . • , , ,

205

ill.30: Lohnmobilität in Vieljahresperioden von Arbeitern des Jahrgangs 1924 in den Jahren 1950 bis 1979 • . • . . . . . . . . . . . • . . • . . . . . . . • . . .

206

ill.31: Lohnmobilität in Vieljahresperioden von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1916 in den Jahren 1950 bis 1979 . • . . • . . , , . • . . • . . • . . • . . • . . •

207

ill.32: Lohnmobilität in Vieljahresperioden von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1918 in den Jahren 1950 bis 1979 . . . . . . . . . . . . . • . . • . . • . . • . . •

208

ill.33: Lohnmobilität in Vieljahresperioden von Arbeiterionen des Jahrgangs 1921 in den Jahren 1950 bis 1979 . • . . . . . . . . . . . • . . • . . . . . • . . .

209

ffi.34: Lohnmobilität in Vieljahresperioden von Arbeiterinnen des Jahrgangs 1924 in den Jahren 1950 bis 1979 . . . . . . . . . . • . . • . . . . . • . . • . . .

210

Verzeichnis der Tabellen F.l:

Die geschätzten ~-Koeffizienten der individuellen Faktoren . . . . . . . . . • .

F.2:

Der Einfluß der individuellen Faktoren auf die Mobilitätsrate (l) und die mittlere Ver-

122

weildauer (2) - in v. H. - . . . . . . . . • • . . . . . . . . . . . . . . .

123

F.3:

Die geschätzten ~-Koeffizienten der Arbeitsmarktfaktoren . . . . . . . . . . .

128

F.4:

Der Einfluß der Arbeitsmarktfaktoren auf die Mobilitätsrate (I) und die mittlere Verweildauer (2) - in v. H. - . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

129

F.5:

Die geschätzten ~-Koeffizienten der gesamtwirtschaftlichen Faktoren .

133

F.6:

Der Einfluß der gesamtwirtschaftlichen Faktoren auf die Mobilitätsrate (l) und die

134

mittlere Verweildauer (2) - in v. H. - . . . . . . .

I. I:

Die Sondererhebung der Rentenversicherungsträger •

142

ll.l:

Durchschnittliche Jahresarbeitsentgelte - in DM - .

147

ll.2:

Durchschnittliche Jahresarbeitsentgelte - in DM- .

149

ll.3:

Änderungsraten der durchschnittlichen Jahresarbeitsentgelte - in v. H. - .

150

ll.4:

Varianz derJahresarbeitsentgelte . . . . . • . . . . • . . • . . . . . •

151

ll.5:

Arbeiterinnen, Arbeiter und Angestellte der Kohorte 1916, Anzahl der pro Jahr Beschäftigten sowie Anzahl und Vomhundertsatz der davon an oder über der Beitragsbemessungsgrenze liegenden . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

ll.6:

162

Anzahl der Arbeitslosen in einem Jahr und die prozentuale Verteilung der Arbeitslosigkeit nach Dauer in Monaten für die Jahre 1950 bis 1980 . . . . . . . . . .

165

ll.l : Korrelationsmatrix der gesamtwirtschaftlichen Faktoren mit (l) Kendaii-Korrelationskoeff'tzient und (2) Spearman-Korrelationskoeffizient . . . . . . . . . • . . .

211

ill.2: Korrelationsmatrix der Arbeitsmarktfaktoren mit (I) Kendaii-Korrelationskoeffizient und (2) Spearman-Korrelationskoeffizient • • • • . . • . . . . . . . . • . .

213

A. Einführung In vielen Bereichen der Volkswirtschaftstheorie spielt die dynamische Betrachtungsweise eine bedeutende Rolle, so z. B. in der Nutzentheorie, der Konsum- und Spartheorie oder der Aibeitsmarlcttheorie. In der Theorie der perso-

nellen Einkommensverteilung bat sie bisher nicht die notwendige Beachtung gefunden, obwohl die Berücksichtigung der zeitlichen Entwicklung von individuellen Einkommen, im folgenden Einkommensmobilität oder -dynamik: genannt, schon seit längerem in der Literatur gefordert wird 1• Es existieren zur Eddärung der empirisch feststellbaren Ungleichheit der personellen Einkommensverteilung eine Vielzahl z. T. miteinander konkurrierender Theorieansätze2, eine in sich geschlossene Theorie ist jedoch noch nicht entwickelt worden. Diese Ansätze werden in der Literatur nur als wichtige Vorarbeiten für eine allgemeine Theorie der personellen Einkommensverteilung angesehen3, denn die Anforderungen4 , die an eine Theorie der personellen Einkommensverteilung gestellt werden, wurde von den bisher vorliegenden Ansätzen nur z. T. erfüllts. Gebt man beispielsweise davon aus, daß sich die I So z. B. in Benus I Morgan ( 1975), S. 224: "well-being depends on lifetime income Ievel and its pattem (instability)", oder GrosseI Morgan, S. 297: "Intertemporal variation in individual eamings is an important dimension of economic welfare which has been largely overlooked in studies of income distribution." Mit gleichem Tenor auch Hart (1976b), S. 551 , oder Shorroclcs (1976), S.566. 2 Für einen ausführlichen Überblick siehe beispielsweise Dworschok, Ramser. Sahota, oder Sahota I Rocca. Unterschiedliche Ansätze sind u. a. zu finden in Becker (1971 und 1975), Blinder (1974), Canterbury, Doeringerl Piore, Fur.rtenberg et al. (1974a und 1974b), Hartog, Li/lord, Meier, Mincer (1974 und 1976), Pfriem, Pohmer, Sengenberger, Thurow, Tinbergen oder Weizsäkker.

3 Pohmer, S. 59; zu diesem Schluß kam Sahota schon in seinem Übersichtsartikel von 1978, S. 1: "None of the existing theories is regarded as satisfactory" und Blrimle S. 19: "Wenn nun entsprechend dem Popper-Kriterium als vorläufige Wahrheit die Menge aller nicht widerlegten (nicht falsifizierten) Theorien betrachtet werden soll, so wird aus all diesen Grünelen die Verteilungstheorie noch geraume Zeit aus dieser Fülle von Teiltheorien und Ansätzen bestehen, was die Auseinandersetzung mit ihr gleichermaßen schwierig und reizvoll macht." Eine Darstellung der Leistungsfähigkeit verschiedener Ansätze, aber auch ihrer Beschränktheit in der Aussagekraft, gibt Pohmer, S. 18-57. Vgl. dazu auch beispielsweise Tinbergen oder Ramser. 4 Zu den Anforderungen siehe beispielhaft Blümle, Pohmer, Ramser. Sahota, Sahota I Rocca, Tinbergen, Strei.r.rler sowie Weizsäcker. 5 Weizsäcker entwickelte beispielsweise eine "Theorie der Verteilung der Arbeitseinkommen", die beschränkt ist auf "(die) für die meisten Individuen ... bei weitem wichtigste Einkommensquelle" und andere Einkunftsarten, wie beispielsweise Transfereinkomrnen, außer Betracht läßt.

A. Einführung

14

personelle Einkommensverteilung in einer Volkswirtschaft aus den intertemporalen individuellen Allokationsentscheidungen, die durch redistributive staatliche Maßnahmen beeinflußt werden, ergibt6, müßte eine Theorie der personellen Einkommensverteilung individuelle Einkommensverläufe erklären können. So entzündet sich die Kritik an diesen Ansätzen u. a. auch an der alleinigen Betrachtung der Häufigkeitsverteilung der Einkommen und daran, daß die zeitliche Perspektive- die Veränderungen der individuellen Einkommen im Zeitablauf - kaum berücksichtigt wird. Die in vielen empirischen Untersuchungen festgestellte hohe Stabilität der personellen Einkommensverteilung z. T. über Jahrzehnte hin mag ein Grund dafür sein. Die beispielsweise für ein Jahr ermittelte Häufigkeitsverteilung der Einkommen (Querschnittsverteilung) stellt jedoch die Momentaufnahme eines dynamischen Prozesses dar, von der nicht auf den sie generierenden Prozeß geschlossen werden kann, denn grundsätzlich sind allein aus den festgestellten Veränderungen zwischen aufeinanderfolgenden Querschnitten die Ströme, die ihnen zugrundeliegen, nicht rekonstruierbar. Eine Theorie der personellen Einkommensverteilung müßte den Prozeß erklären können. Die Frage, ob die zeitliche Entwicklung von individuellen Einkommen von individuellen und/oder sozioökonomischen Faktoren abhängt und somit beeinflußt und eventuell gesteuert werden kann, ist bislang unbeantwortet geblieben. In dieser Arbeit wird versucht, anband einer empirischen Untersuchung erste Hinweise zur Klärung dieser Frage zu erhalten. Die Motivation dazu wird in Kapitel A dargelegt. Die empirischen Analysen der personellen Einkommensverteilung ließen ebenfalls den dynamischen Aspekt größtenteils außer Acht. Sie dienten zur Absicherung der verschiedenen Ansätze fiir eine Theorie der personellen Einkommensverteilung. Es ging dabei hauptsächlich um die Messung der empirischen Einkommensverteilung, die analytische Beschreibung der Häufigkeitsverteilung von personellen Einkommen und die Begründung bestimmter Funktionen, die zur Beschreibung geeignet schienen1. Vor allem die Diskussion der methodischen Probleme nahm einen breiten Raum ein8• Dabei beschränkte man sich auf jährliche Querschnittsanalysen bzw. auf Analysen von aus Quer6 So Pohmer,

Witzke und auch Ballensperger oder Weizsäcker.

7 Diese

einseitige Ausrichtung wird von einigen Autoren seit Ende der 70er Jahre kritisiert. So schreibt z. B. Schiller, S. 926: "Perhaps Pareto was leading us down the wrong road when he directed us towards universal mathemalical characterizalion of the income distribution, the kind of inquiries that have encouraged neglect of individual mobility and welfare." 8 So schreibt Sclwltz, S. 148: "One traditional objective of studies of income distribution is to discover a single or modest number of parameters thal efficiently summarize size distributions of personal income. This search has produced numerous papers over the years extolling the merits of particular functional forms as approximations for the frequenzy distribution of incomes."

A. Einfiihrung

15

schnittinformationen konstruierten Längsschnitten9, um auch das intertemporale Verhalten von Wtrtschaftssubjekten berücksichtigen zu können. Erst in den letzten Jahren sind einige Untersuchungen mit Längsschnittdaten veröffentlicht worden, die Lebensbiographien - oder zumindest einen Teil davon - als Untersuchungseinheiten erfassen1o. Diese wurden zum einen durch Theorien initiiert, die die Verteilung von Perioden- und Lebenseinkommen als das Ergebnis intertemporaler individueller Allokationsentscheidungen ansehen, d h. der Aufteilung von Zeit und Einkommen über den gesamten Lebenslauf. Zum anderen aber auch durch das mittlerweile zur Verfügung stehende Datenmaterial, das empirische Analysen von dynamischen Einkommensaspekten erst ermöglicht. Die meisten derartiger Analysen wurden bisher für die USA durchgeführt 11. Eine intensivere Auseinandersetzung mit der Einkommensdynamik fand im Rahmen des wohl bekanntesten Panel-Projektes - der Panei-Study-of-lncomeDynamics- statt, das unter der Leitung von James Morgan seit 1968 an der Universität von Michigan durchgeführt wird12• Erste Analysen zur Einkommensmobilität liegen auch für Frankreich, England, Schweden und Indien vor13• Für den deutschsprachigen Raum, und zwar für die Schweiz, legte Meier die erste und bisher einzige Untersuchung zur Einkommensmobilität vor. Für die Bundesrepublik Deutschland sind vergleichbare Analysen noch nicht in umfassender Weise durchgeführt worden14 • Im Vergleich zu der großen Anzahl empirischer Arbeiten, die zur Absicherung der verschiedenen Theorieansätze zur Erklärung der personellen Ein9Zur Problematik dieser "Quasi"-Längsschnitte siehe Schmäh/ (1985), S. 276, oder auch Schmäh/ ( 1981 ), S. 268-279. 10 Für die Bundesrepublik Deutschland sind dies vor allem die Untersuchungen von Göbel und Schmäh/, z. 8. Göbel (1980 und 1983), Schmahl (1981 und 1983b), Schmäh/! Göbel, Kiel, Schmäh/ (1987) sowie Schmäh/! Fachinger; einen Überblick über weitere Untersuchungen, die sich allerdings nicht nur auf die personeUe Einkommensverteilung beschränken, geben Andreß (1985), Hanefeld ( 1984 und 1987),Juster, Mincer (1970), Moss, Smith und Weißhuhn. 11 Dies sind u. a. die Arbeiten von Gottschalk, McCall (1971 und 1973), Lillard I Weiss, Lillard I Willis, Schiller, Schultz, Shackettl Slottje sowie Shorrocks ( 1980). 12 Zur Einkommensdynamik wurden u. a. die folgenden Arbeiten vorgelegt: Benus, Duncan, Duncan/ Hoffman, GrosseI Morgan, Hili, Hoffman sowie Mirer ( 1975). 13 Dies sind u. a. die Arbeiten - fiir Frankreich von Bourguignonl Morrisson (1983 und 1985) und Baudelot, - fiir England von Creedy (1974 und 1975), Hart (1976b und 1983) undMarkandya und - fiir Indien von Mathur. Creedy el al. führten eine vergleichende Analyse der Einkommensdynamik fiir England und Schweden durch.

16

A. Einführung

kommensverteilung dienen, ist die Anzahl der empirischen Arbeiten, die sich mit der Einkommensmobilität befassen, noch recht klein. Dies erklärt sich in erster Linie durch den Mangel an fiir solche Untersuchungen erforderlichem Datenmaterial, denn eine Analyse kann nur im Rahmen einer Längsschnittuntersuchung geschehen, für die Informationen über individuelle Einkommensverläufe für einen langen Zeitraum notwendig sind. Das für die vorliegende Arbeit zur Verfügung stehende Datenmaterial- eine Sondererhebung der Rentenversicherungsträger, die 1982 für die von der Bundesregierung berufene Sachverständigenkommission Alterssicherungssysteme durchgeführt wurde 15 enthält Angaben über die Entwicklung individueller Arbeitsentgelte von der erstmaligen Aufnahme einer versicherungspflichtigen Tätigkeit bis zum Zeitpunkt des Ausscheidens aus dem Erwerbsleben. Anband dieses Datensatzes wird die Einkommensmobilität empirisch untersucht. Dazu ist es erforderlich, den Begriff "Einkommensmobilität" zu definieren und zu operationalisieren (Kapitel C). Zuvor wird in Kapitel B die Motivation fiir eine dynamische Betrachtungsweise auch im Rahmen der personellen Einkommensverteilungstheorie anband von zwei spezifisch ausgewählten Aspekten - dem Sicherheitsund dem Effizienzaspekt- dargelegt. Bisher existiert keine geschlossene Theorie der personellen Einkommensverteilung aus der ein Erklärungsmodell für die Einkommensmobilität abgeleitet werden könnte. Daher werden in Kapitel D dieser Arbeit Thesen über die Abhängigkeit der Veränderung individueller Einkommen im Zeitverlauf von individuellen und sozioökonomischen Faktoren auf der Grundlage unterschiedlicher Theorieansätze auf heuristischem Wege gebildetl 6• Für eine empirische Analyse der Einkommensmobilität bieten sich verschiedene Methoden an17, von denen hier zwei verwendet weiden:

Im ersten Teil der Untersuchung (Kapitel E) wird mit Hilfe des Mobilitätsindexes von Shorrocks die Einkommensmobilität beschrieben. Mit dieser Methode ist es möglich, qualitative Aussagen über die Einkommensmobilität zu erhalten. Es kann beispielsweise festgestellt werden, ob die Einkommensmobi14 Erste Ergebnisse zur Lohnmobilität sind in Schmiihl (1987) sowie Schmiihl/ Fachinger zu finden. 15Zu den dieser Kommission übertragenen Aufgaben siehe Bundesregierung (1983a), S. 17-24, oder Heine sowie Bundesregierung (1983b), S. 59-222, bzw. Oppmann zur Sondererhebung. t6 Zur Problematik der Bildung von Thesen und ihrer Operationalisierung im Rahmen einer ökonornetrischen Analyse des Arbeitseinkommens siehe z. B. Dworschalc, Kapitel 3. 17 Ein kurzer Überblick über Methoden zur Analyse der Einkommensmobilität ist zu finden in Bourguignon I Morrisson ( 1983), S . 47-57.

A. Einführung

17

lität von der konjunkturellen Entwicklung der Wirtschaft beeinflußt wird oder ob die Einkommensmobilität zu einer Abnahme der Ungleichheit in der personellen Einkommensverteilung führt. Auf der Basis dieser Ergebnisse schließt sieb im zweiten Teil eine empirische Überprüfung der in Kapitel D abgeleiteten Einflußfaktoren an (Kapitel F). Die dazu verwendete inferenzstatistiscbe Methodik ist die Ereigoisanalyse. Sie ermöglicht eine Erfassung und Endogeoisieruog der Einkommensmobilität und ihre Erklärung durch individuelle und sozioökonorniscbe Faktoren. Vor allem können bierbei die Richtung und das Ausmaß des Einflusses der exogenen Variablen quantifiziert werden. Den Abschluß der Arbeit bildet eine kurze Zusammenfassung der Ergebnisse.

8. Dynamische Aspekte im Rahmen der personellen Einkommensverteilung In der einschlägigen Literatur werden zwei Aspekte der individuellen Einkommensdynamik, die deren individuelle und volkswirtschaftliche Relevanz deutlich machen, besonders hervorgehoben.

Auf der einen Seite steht der Sicherheitsaspekt bezüglich der erwarteten bzw. zukünftigen Einkommen. Denn: "Gerade unter Nutzen- und Wohlfahrtsgesichtspunkten kommt es weder allein auf die Summe des insgesamt erzielten oder erzielbaren Einkommens an, noch auf die Höhe der einzelnen Periodeneinkommen, sondern wichtig ist auch. ob eine gewisse Einkommenskontinuität(-Stetigkeit) gewahrt bleibt, ob bzw. welche einkommensmäßigen Auf- und/ oder Abstiegsprozesse stattfinden."! Dem Sicherheitsaspekt steht sowohl auf der individuellen als auch auf der gesellschaftlichen Ebene der Effizienz-2 oder Inzentivaspekt3 gegenüber. Anreize werden durch die Möglichkeiten geschaffen, die ein Wirtschaftssubjekt hat, seine Einkommensposition4 durch entsprechende Leistungen zu verbessern oder aber sich in der Einkommensposition zu verschlechtem bzw. ohne eigenes Zutun besser oder schlechter gestellt zu werden - "it is mobility and tbe prospect of going up, or down, tbe distribution of incomes which provides incentives."s "Work-effort" oder Arbeitsentgelte werden davon entscheidend beeinflußt.

Das im folgenden die beiden oben genannten Aspekte näher erläutert werden, bedeutet nicht, daß neben diesen nicht auch aus anderen Gesichtspunkten heraus eine dynamische Betrachtungsweise im Rahmen der personellen Ein1 Schmäh/ ( 198 I),

S. 235.

Unter Effizienz wird hierbei die bestmögliche Nutzung der vorhandenen Ressourcen verstanden; Baltensperger, S. 433. 2

3 Insbesondere Hart hebt in seinen WohlfahrtsgesichL~punkten hervor.

Arbeiten diesen Aspekt unter gesellschaftlichen Nutzen- und

4Unter dem Begriff "Einkommensposition" wird im folgenden die Position verstanden, die ein Individuum durch sein Einkommen in der personellen Einkommensverteilung innehat; wie diese Position empirisch zu ermitteln ist, ist in dem vorliegenden Zusammenhang unwichtig. S Hart ( 1982), S. 20.

I. Der Sicherheitsaspekt in der Einkommensdynamik

19

kommensverteilungstheorie notwendig erscheint Zu nennen sind bier u. a. der Gerechtigkeits- sowie der Allokationsaspekt So weist beispielsweise KrauseJunk darauf hin, daß "eine hohe Einkommensmobilität die Notwendigkeit zur Verteilungspolitik verringern (würde), wenn man voraussetzen könnte, daß die Cbance zum Aufstieg in gewissem Rahmen als Substitut zum tatsächlichen Aufstieg angesehen werden könnte. "6 I. Der Sicherheitsaspekt in der Einkommensdynamik Die Sicherheit des zukünftigen individuellen Einkommens und damit des Einkommensverlaufs ist sowohl fiir die Wirtschaftssubjekte als auch für die Volkswirtschaft von Bedeutung7• Im folgenden wird zunächst der individuelle Gesichtspunkt der Einkommensdynamik dargestellt, um dann auf die daraus folgende gesellschaftliche Relevanz einzugehen. Die Ausführungen sind sehr kurz gehalten, da dies fiir den Zweck- die fiir notwendig erachtete Berücksichtigung u. a. der zeitlichen Entwicklung von individuellen Einkommen in der Einkommensverteilungstheorie zu begründen - ausreichend ist 8• Die Bedeutung des Sicherheitsaspektes in der Einkommensdynamik wird anband von zwei in der Nutzentheorie9 verwendeten Kriterien - dem Erwartungsnutzenkriterium und dem (fl- I

f(Y 2 + c) - f(Y 2>

[

I

/

~

Yt+c

Y2

Y 2 +c

f(Y 1 + c)- f(Y tl > f(Y2 + c)- f(Y2>

Abbildung C.l: Die Wirkling alternativer Transformationen des Lohnes

11. Begriffsbestimmung "Mobilität"

43

gendes und nach objektiven Kriterien nicht lösbares Problem bleibt: Wann spricht man von individueller Lohomobilität, d. h., wie ist eine Veränderung des Lohnes zu beurteilen?6s Um die Änderung der Werte in bezog auf ihre absolute Größe berücksichtigen und diese Veränderungen miteinander vergleichen zu können. ist es nicht sinnvoll, die Werteänderungen absolut zu betrachten. Gebräuchlich sind Änderungsraten r, die die Veränderung eines Wertes X zwischen zwei Zeitpunkten tl und t2 (tl < t2) in Relation zu seinem Ausgangswert zum Zeitpunkt tl setzen: r

=

JCa-

~I

ß2~

Ist der Wert r von Null verschieden, so liegt eine Veränderung vor. Das Problem, diese Veränderung zu beurteilen, bleibt bestehen. Deshalb liegt eine Klassifizierung der Werte nahe. In der Literatur findet man eine Reihe von Vorschlägen, wie eine solche Klassifizierung durchzuführen sei. Carroll I Mayef69 beispielsweise betrachten eine prozentuale Steigerung des Lohns um mehr als 15 Prozentpunkte als "Aufstieg", um 0 bis 15 Prozentpunkte als "Verbleib" und eine Verringerung des Lohnes grundsätzlich als "Abstieg". Diese Einteilung in nur drei Klassen ist ein sehr grobes Raster. Andererseits schreibt Schiller7o, daß eine Veränderung von 0 bis 10 Prozentpunkten "obscure a Iot of immobility." Ähnlich lautet die Ausführung von Bourguignon I Morrisson71 zur Bildung von Einkommensklassen: "a move from the top of an earnings dass to the bottom of the next one above it may be considered as insignificant, .... So, mobility corresponds to a jump from a given earnings dass to two (or more) dasses above (or below) it." Diese Einschätzungen sind subjektiv, werden daher auch nicht näher begründet und enthalten zumindest einen problematischen Punkt. Je gröber eine gewählte Klassifizierung ist, desto weniger Mobilität im Sinne von Klassenwechsel läßt sich beobachten -je feiner die Einteilung, desto mehr Mobilität.

68 "To answer a questionsuch as "Overall, has X changed a little or a Iot ?" we want a single statistic that measures change in the sample." Kessler I Greenberg, S. 7. 69 Carrolll Mayer,

S. 333.

S. 932. 7 1 Bourguigno11 I Morrisson ( 1983), S. 49. 70 Schiller,

44

C. Lohnmobilität - Definition und Operationalisierung

Aufgrund der Problematik der Vergleichbarkeit von (transformierten) Löhnen im Zeitablauf, der Ermittlung von relativen Lohnpositionen und der Beurteilung von Veränderungen dieser Positionen bzw. der (transformierten) Löhne betrachten u. a. Schiller, Bourguignon I Morrisson, Baudelot, Nolan oder Shorrocks nicht den individuellen Lohn bzw. das individuelle Lohnniveau, sondern wählen ein anderes Vorgehen: die Bildung von Lohnklassen. Sie schlagen vor, die Verteilung der Löhne von Anfang an in Klassen, beispielsweise in 5%- oder 10%-QuantiJen, zu zerlegen. Für jedes Individuum wird dann nicht mehr sein Lohn, sondern seine jeweilige Lohnklassenzugehörigkeit betrachtet. Unter einer Veränderung, d. h. Mobilität, wird dabei zunächst allgemein der Wechsel von einer Lohnklasse in eine andere verstanden. Das subjektive Moment, das auch hier eine nicht unbeträchtliche Rolle spielt, liegt, genau wie bei allen anderen Klassifizierungsverfahren, in der Auswahl der Klassengröße und in der Definition, wann ein Klassenwechsel als Mobilität zu betrachten ist. Dieses Verfahren enthält jedoch einige Vorteile der vorangehend geschilderten: Es findet eine Gewichtung der Löhne statt, die die unterschiedliebe Beurteilung der jeweiligen individuellen Wohlfahrtssituation in Abhängigkeit von der Lohnhöbe berücksichtigt. Die Wirlrung ist vergleichbar mit einer Transformation der absoluten Löhne beispielsweise durch Logaritbmierung, da die Lohnverteilung rechtsschief ist und ein Wechsel aus einer niedrigen Lohnklasse heraus im Durchschnitt mit einer geringeren absoluten Lohnänderung verbunden ist als ein Wechsel aus höheren Lohnklassen. Es wird das gesamtwirtschaftliche Wohlfahrtsniveau berücksichtigt, ähnlich wie bei der Betrachtung von relativen Lohnpositiooen13, da die Klassengrenzen im Zeitablauf nicht konstant sind. Bleibt beispielsweise der Lohn eines Individuums über die Zeit binweg konstant, so besteht bei einer Veränderung der Lohnverteilung, d. h. bei sieb änderndem Wohlfahrtsniveau, die Möglichkeit eines Klassenwechsels.

Ein weiterer Vorteil dieses Verfahrens ist, daß die Besetzungszahlen der jeweiligen Klassen gleich groß ist. Wählt man als Klassengrenzen Quantile der

72 Zur Defmition von Quantilen siehe P. H. Müller, S. 202-203: "Als Quantil der Ordnung p (pQuantil oder auch p-Fraktil, 0 ~ p ~ I) einer Zufallsgröße X mit der Verteilungsfunktion Fx bezeichnet man jede Zahl Op. für die Fx(Op) ~ p ~ Fx (Op + 0) giiL" 13 Vgl. S. 40 f.

li. Begriffsbestimmung "Mobilität"

45

Lohnverteiluog, z. B. 10%-Quantile (Dezile)74, so kommt hinzu, daß diese (Dezil-)Greozeo nicht so empfindlich auf Verzerrungen durch Veränderungen in den Extrembereichen der Verteilung reagieren wie das arithmetische MittePs und daraus abgeleitete Klasseogrenzen. Aber auch diese Vorgehensweise ist nicht unproblematisch, da unterschiedlich hohe Veränderungen als gleich gewertet werden76. Ein Klassenwechsel kann durch unterschiedlich hohe Lohnänderungen verursacht werden: sowohl eine Veränderung von wenigen Prozentpunkten als auch eine Halbierung des Lohnes kann einen Wechsel bedingen. Dem Vorgehen von Bourguigooo I Morrisson folgeod77 kann dieses Problem z. T. dadurch umgangen werden, daß als Mobilität ein Wechsel um mehr als eine Klasse definiert wird, so daß nur Sprünge über eine Klassenbreite bioaus und nicht geringfügige Veränderungen berücksichtigt werden. Als Ergebnis der vorangehenden Erörterungen läßt sich festhalten, daß die Operationalisieruog des Begriffs "Mobilität" eine Reihe von Problemen aufwirft, die anband eines einzelneo Verfahrens nicht gelöst bzw. umgangen werden können. Als Alternative bietet es sich von daher an, und auch zum Ausgleich der jeweiliegeo spezifischen Nachteile, unterschiedliebe Vorgeheosweiseo zu verwenden. So wird auf der einen Seite das Meßkoozept von Sborrocks benutzt, das von jeglicher Veränderung der relativen Lohnposition als Lohnmobilität ausgeht und eine Klassifizierung der Werte nicht notwendig macht78• Auf der anderen Seite werden von vomherein Lohnklassen anband von Dezilgreozen gebildet und ein Wechsel der Dezilzugehörigkeit als Lohnmobilität betrachtet, wobei, um im Gegensatz zum Meßkoozept von Shorrocks kleinere Lohnänderungen unberücksichtigt zu lassen, nur Änderungen von mehr als einem Dezil berücksichtigt werdeo79.

74 Bei den Dezilen handelt es sich um spezielle Quantile mit p = (q + 10) (q = I , ..., 10), die q'tes Dezil genannt werden. Siehe Pfanzagl, S. 30, oder Mood et al., S. 73. 75 Das arithmetische Mittel reagiert sehr empfindlich auf "Ausreißer", d. h. auf Veränderungen von Werten in den Randbereichen einer Verteilung. 16 Dieses 77 Siehe 78 Zur

Problem kann bei einer Klassifizierung grundsätzlich nicht umgangen werden.

hierzu das oben angegebene Zitat aus Bourguignon / Morrisson (1983), S. 49.

Darstellung dieses Konzeptes siehe Abschnitt E.l.

79 Diese Definition liegt den Auswertungen in Kapitel F mit Hilfe der Ereignisanalyse zugrunde.

46

C. Lohnmobilität - Defmition und Operationalisierung

m. Schlußfolgerungen und Ausblick Der Einkommembegriff, der der Analyse der individuellen Lohnmobilität zugrunde gelegt wird, ist durch das verwendete Datenmaterial detenniniert: Es handelt sieb dabei um das versicherungspflichtige Bruttoarbeitsentgelt, wie es in den individuellen Konten der Rentenversicherungsträger erlaßt ist, im folgenden kurz Lohn genannt. Im Zeitablauf unterlag dieser Begriff Änderungen, da tendenziell immer mehr Lohnzuschläge dem in den Versichertenkonten ausgewiesenen Entgelt zugerechnet wurden. Aufgrund der in diesem Kapitel dargestellten Problematik wird nicht ein spezielles Vorgeben bei der Untersuchung der individuellen Lohnmobilität gewählt, sondern es werden alternative Methoden benutzt. In Kapitel E wird das Mobilitätsmaß von Sborrocks, das auf der Verwendung von individuellen Lohnpositionen beruht und das individuelle Lohnniveau unmittelbar berücksichtigt, berechnet und interpretiert. Davon ausgehend werden dann mit HiHe neuer statistischer Verfahren der Ereignisanalyse in Kapitel F die individuellen Veränderungen der Löhne untersucht, wobei - dem Vorgeben von Schiller sowie Bourguignon I Morrisson folgend - die Höbe des jeweiligen Lohnes die Zugehörigkeit zu einem Dezil innerhalb der personellen Lohnverteilung bestimmt. Die individuelle Klassenzugehörigkeit bzw. deren Wechsel um mehr als eine Klasse bildet bei diesen Verfahren den Untersucbungsgegenstand. Für beide Vorgebensweisen ist es unerheblich, daß immer mehr Lohnzuschläge in den Versichertenkonten erlaßt wurden, ähnlich wie auch Preisniveauänderungen, da durch die Bildung von relativen Lohnpositionen bzw. durch die Klassifizierung der Löhne dimensionslose Größen analysiert werden. Nachdem der Begriff "Lohnmobilität" definiert und für die vorliegende Untersuchung operationalisiert wurde, werden im folgenden auf der Grundlage bestehender Theorieansätze und den empirischen Arbeiten zur Lohn- bzw. Einkommensverteilung 1besen für die empirische Untersuchung entwickelt, die im Anschluß an die jeweiligen Erörterungen aufgeführt sind.

D. Thesen zur Erklärung der Lohnmobilität Wie eingangs schon dargelegt', wird die individuelle Einkommensdynamik von den lbeorieansätzen der personellen Einkommensverteilung nur wenig berücksichtigt und hat in den theoretischen Überlegungen zur Erklärung der personellen Eink.ommensverteilung, wenn übetbaupt, nur eine untergeordnete Bedeutung. Keiner der Ansätze berücksichtigt explizit die Lohndynamik:, sie beinhalten jedoch implizit mögliche Determinanten der Lohnmobilität2. Für eine empirische Untersuchung der Lohnmobilität, die in der vorliegenden Arbeit durchgeführt wird, ist es notwendig, lbesen zur Erklärung der Dynamik von Einkommen herzuleiten. Diese Thesen sind dann mit dem empirischen Material zu konfrontieren, um Anhaltspunkte für ihre Richtigkeit zu erhalten. Da keine geschlossene Theorie der personellen Einkommensverteilung existiert, aus der ein Modell für eine empirische Untersuchung abgeleitet werden könnte, wird im folgenden, auch unter Berücksichtigung empirischer Arbeiten zu den jeweiligen Theorieansätzen, eine Systematisierung der die Lohnmobilität determinierenden Faktoren und ihrer vermuteten Wirkung - im Sinne von die Mobilität der Löhne erhöhend oder vermindernd - vorgenommen3. ·Dabei werden die Größen, die den lbeorieansätzen folgend die personelle Einkommensverteilung determinieren, aber auch andere auf Plausibilitätsüberlegungen beruhende Faktoren, die in den lbeorien größtenteils unberücksichtigt gelassen wurden, herangezogen. Es wird somit nicht das sonst übliche Vorgehen gewählt, jeden einzelnen theoretischen Ansatz zu überprüfen, sondern versucht, die verschiedenen Einflußgrößen auch in ihren wechselseitigen Beziehungszusammenhängen zu erfassen. Die unterschiedlieben Theorien der personellen Einkommensverteilung und die bisherigen Untersuchungen legen nahe, daß eine Vielzahl von interdepent

Siehe Kapitel A.

2 Vgl.

dazu beispielsweise Weizsdcker, S. 147- 148.

u. a. Dworschak oder Brinknklnn, S. 23, der es ebenfalls als notwendig erachtet, "die Bestirnrnungsfaktoren der verschiedenen verteilungstheoretischen Ansätze auf ihre Bedeutung ... hin zu untersuchen", solange keine "herrschende" Theorie vorliegt, da mit Hilfe der verschiedenen Ansätze zumeist nur Teilaspekle im Rahmen der personellen Einkommensverteilung zufriedenstellend erklärt werden können. 3 Vgl.

48

D. Thesen zur Erklärung der Lohnmobilität

denten Faktoren die personelle Einkommensverteilung beeinflussen. Als Arbeitshypothese wäre davon auszugehen, daß diese Faktoren auch die Veränderung der individuellen Einkommen im Zeitablauf bestimmen, da sich die Verteilung aus den individuellen Einkommen zusammensetzt und von daher deren Dynamik die Form der personellen Einkommensverteilung im Zeitablauf determiniert. Die Theorien der personellen Einkommensverteilung umfassen ein breites Spektrum4 • Es wurden stochastische Modelle entwickelt, in denen die Einkommensverteilung als das Ergebnis eines Zufallsprozesses angesehen wird der Faktor Glück ist der einzig bestimmendes. Eine Vielzahl von Theorien hingegen sehen die Ursache für die Einkommensverteilung allein durch den Arbeitsmarkt bedingt und reichen von rein arbeitsangebotsorientierten Theorien, wie beispielsweise der Humankapitaltheorie oder der Lebenszyklustheorie, bei denen das Individuum und seine Entscheidungen im Mittelpunkt stehen, bis hin zu rein arbeitsnachfrageorientierten Theorien, die einem Individuum keinen Einfluß auf die personelle Einkommensverteilung zugestehen6. Andere Theorien wiederum sehen in der personellen Einkommensverteilung das Abbild der sozialen Schichten in einer Gesellschaft und weisen ökonomischen Faktoren eine nur geringe Bedeutung zu7. Für alle Theorieansätze konnte in den letzten Jahren anband von empirischen Untersuchungen gezeigt werden, daß die jeweiligen Determinanten die 4 Einen Überblick über verschiedene An~ätze zur Erklärung der personellen Einkommensverteilung und daraus abgeleitete Hypothesen fiir empirische Untersuchungen findet man z. 8. in Brown. V gl. u. a. auch Brinlcmann, Dworschilk, Hancock I Richardson, S. 346-347, und Ramser. s Siehe beispielsweise Champernowne (1953) oder Rutherford. Diese Ansätze werden im Verlauf der Arbeit nicht weiter behandelt, da sie unzureichende Erklärungen liefern. Die stochastischen Theorien, bei denen der personellen Einkommensverteilung ein Zufallsprozeß zugrunde liegt, der auch eine entsprechende Einkommensdynamik bewirken würde, ohne daß beispielsweise das Individuum Einflußmöglichkeiten auf seinen Einkommensverlauf hat, erklären im Sinne einer ökonomischen Theorie nichts. So schreibt Blinder (1974), S. 7: "What do all these stochastic models contribute to an economist's understanding of incorne distribution? In my opinion, not very much. Assuming a stochastic mechanism, no matter how complex, to be the sole determinant of income inequality is to give up before one starts. It is antithetical to the mainstream of economic theory which seeks to explain complex phenomena as the end result of deliberate choices by decision-makers. Borrowing terms from the econometric literature, one may think of the deterministic part of any modelas "what we (think we) know" and the stochastic disturbance as the measure of our ignorance. The probabilistic approach to distribution theory appears to allocate the entire variance in income to the latter. One would hope that economics could do better than that." Solche Beurteilungen sind u. a. auch in Brown, S. 77, Klanberg I Krupp, S. 129, Lydall, S. 19-20, oder Ramser, S. 28, zu finden. 6 Eine Übersicht ist beispielsweise enthalten in: Göbel ( 1983), Klanberg I Krupp, Pohmer, Ramser, Sahota oder Sahota I Rocca; vgl. dazu auch die in der Fußnote 2 in Kapitel A aufgefiihrten Arbeiten. 7 Piore oder Sengenherger.

D. Thesen zur Erklärung der Lohnmobilität

49

personelle Einkommensverteilung beeinflussen. Von daher wird im folgenden nicht von einer Theorie, z. B. der Humankapitaltheorie, die lange Zeit im Vordergrund der empirischen Untersuchungen stand, ausgegangen, sondern versucht, die die personelle Einkommensverteilung beeinflussenden Faktoren, die sich auch in empirischen Arbeiten als relevant erwiesen haben, zu systematisieren und ihren Einfluß auf die individuelle Einkommensdynamik zu beurteilen. Die empirischen Analysen in den letzten Jahren haben gezeigt, daß sowohl individuelle als auch ökonomische und soziale Faktoren die personelle Einkommensverteilung maßgeblich beeinflussen8• Es ist von daher auch Ziel der nachfolgenden empirischen Untersuchung, herauszufinden, ob und wieviel die einzelnen spezifischen Determinanten zur Erklärung der Lohnmobilität beitragen können und ob es eine Dominanz von Faktoren bzw. Faktorgruppen für die Erklärung der Lohndynamik gibt.

Im Zentrum der Betrachtung der personellen Einkommensverteilung und somit auch der Lohnmobilität steht das Individuum. Dieses ist von Faktoren abhängig, die es in Abhängigkeit vom Alter nur zum Teil beeinflussen kann. In den ersten Lebenspbasen9 wird es von der Familie und deren sozialem Umfeld geprägt und ist von den Entscheidungen Anderer abhängig, d. h. fremdbestimmt Zu den genetischen, ererbten Faktoren, deren Auftreten und Wirkung rein stochastisch ist, treten die durch die Erziehung im Elternhaus und durch das Sozialgefiige, in dem sieb die Familie befindet, ausgeprägten Determinanten hinzu. Die Möglichkeiten, durch eigene Entscheidungen den individuellen Lebenszyklus zu beeinflussen und selbst zu bestimmen, beginnen etwa ab dem 14. Lebensjahr des Individuums mit der Wahl einer Berufsausbildung bzw. einer Fortsetzung der Scbulausbildung. Spätestens nach der Beendigung der Berufsausbildung bzw. nach dem Abschluß der Schulausbildung ist ein Individuum, gemäß der sehr vereinfachten Darstellung in dem Modell, selbstbestimmt Es trifft seine Entscheidungen in Abhängigkeit von seiner Umwelt, die Rahmenbedingungen setzt und das Individuum in seinen Wahlmöglichkeiten mehr oder weniger stark einschränkt. Bei sich im Zeitablauf ändernden Rahmenbedingungen - und ohne genaue Kenntnis

8 Durch diese Analysen wird eine Aussage von Preiser bestätigt: "ln Wirklichkeit vollzieht sich der ProzeB der Verteilung im Zusammenwirken gesellschaftlicher, psychologischer und technischer Bedingungen ...", Preiser, S. 627. 9Zu den unterschiedlichen Zyklen, die ein Individuum durchlaufen kann- den lndividualzyklus, den Familienzyklus oder den Haushaltszyklus - siehe Krause/ Schäuble, S. 54.

50

D. Thesen zur Erklärung der Lahmnobilität

der zukünftigen Entwicklung - trifft ein Individuum seine Entscheidungen unter Unsicherheit10• Diese Rahmenbedingungen sind gemäß den personellen Einkommensverteilungstheorien vor allem ökonomische, demographische und soziale Faktoren, staatliche Lenkungsinstrumente sowie der Faktor Glück. Die Veränderungen dieser Determinanten haben Auswirkungen auf den Lebenszyklus des Individuums, auf die Entscheidungen, die das Individuum trifft bzw. betreffen und somit auf die Lohnmobilität Dabei ist zu berücksichtigen, daß diese Faktoren zum einen interdependent, d h. nicht unabhängig voneinander sind und als Konglomerat die Lohnmobilität beeinflussen, und zum anderen von exogenen Faktoren abhängig sind, wie beispielsweise der internationalen politischen Lage - als ein markantes Beispiel seien Kriege erwähnt- oder auch den internationalen Wirtschaftsverflecbtungen.

Im folgenden werden die möglichen Determinanten der Lohndynamik aufgeführt und ihre vermutete Wirkung dargestellt. I. Individuelle Faktoren Die Theorien der personellen Einkommensverteilung, die das Individuum in das Zentrum ihrer Betrachtung stellen, wie beispielsweise die Humankapitaltheorieund die Lebenszyklustheorie, erklären die Verteilung anband von individuell beeinflußbaren und nicht beeintlußbaren Faktoren II. Zu den nicht beeintlußbaren Determinanten gehört das Glück, die Familie untergliedert in durch die Vererbung und die Erziehung bedingte Faktoren -, die Gesundheit, das Alter und die (erste) Scbulausbildung. Als von einem Individuum beeintlußbare Faktoren werden die weitere formale Ausbildung, das Erwerbsleben und Ereignisse, wie beispielsweise die Bildung eines eigenen Haushalts, eine Heirat, die Geburt eines eigenen Kindes oder ein Ortswechsel betrachtet. Die Faktoren, auf die das Individuum keinen Einfluß bat, bedingen persönliche Eigenschaften wie Geschlecht, Alter, Intelligenz, Gesundheit, Schichtzugehörigkeit, Risikobereitschaft, Einsatzfreudigkeit oder die Belastungsmöglichto Siehe dazu die Ausführungen in Kapitel B. Hiermit ist die Vorstellung verbunden, daß die individuelle Arbeitskraft als ein Aggregat angesehen wird, das u. a. auch aus Motivation, geistiger Konzentration, kognitiven Fahigkeiten, der Morbidität usw. besteht 11

I. Individuelle Faktoren

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keit, um nur e101ge wenige zu nennen. In Abhängigkeit von diesen Eigenschaften trifft das Individuum im weiteren Verlauf seines Lebens Entscheidungen bezüglich der formalen Ausbildung im Sinne einer weiteren Schul- und/ oder BerufSausbildung, des Erwerbslebens und individueller Ereignisse, wie z. B. der Gründung eines eigenen Haushalts. Gemäß der Humankapitaltheorie trifft ein Individuum seine Ausbildungsentscheidungen12 so, daß es seinen Lebenseinkommensstrom maximiert. Diese Entscheidungen determinieren zunächst die Eintrittsplazierung in der personellen Einkommensverteilung, d. h. die Höhe des Anfangseinkommens. Auch wenn das individuelle Humankapital nicht direkt zu Beginn des Berufseintritts beobachtbar ist und der Lohn nicht gemäß der Grenzproduktivität festgelegt werden kann13, so werden die Arbeitgeber schnell zwischen den Arbeitnehmern auf der Basis der Ausfütuung der jeweiligen Tätigkeiten differenzieren können und ein der sich aus dem gegebenen Humankapital ergebenden Grenzproduktivität entsprechendes Arbeitsentgelt zahlen 14. Dies führt dazu, daß die Arbeitskräfte relativ schnell in eine Lohnposition gelangen, in der sie dann im weiteren Lebenslauf verharren. Somit liegt für die in das Erwerbsleben eintretenden Individuen eine anfanglieh recht hohe, aber nur kurfristige Lohnmobilität vor. Für die schon längere Zeit im Erwerbsprozeß befindlichen Individuen ist anzunehmen, daß die Lohndynamik sehr gering ist, weil sie nach ihrer Grenzproduktivität, die durch das Humankapital bestimmt wird, entlohnt werden. Da im Verhältnis zu den sich im Erwerbsprozeß befindenden Personen die Anzahl der in das Erwerbsleben eintretenden klein ist, wäre die Dynamik der in der personellen Einkommensverteilung erfaßten Löhne nach dieser Theorie gering. These 1:

Bestimmt die Ausbildung vor Eintritt in das Erwerbsleben maßgeblich die Lohnmobilität, so ergeben sich nur geringe Veränderungen der Lohnverläufe während der Erwerbsphase - nur zu Beginn des Erwerbslebens kommt es zu Veränderungen der Löhne.

Die Möglichkeit, durch Entscheidungen den Lohnverlauf zu beeinflussen, umfaßt aber nicht nur die Ausbildungsphase. Ein Individuum versucht, durch weitere Investitionen in sein Humankapital seinen Lebenseinkommensstrom zu 12 Investitionen in Humankapital während des Erwerbslebens werden bei den folgenden Überlegungen zunächst unberücksichtigt gelassen. 13 Hier wird die Annahme der vollkommenen Infonnation eingeschränkt Dies bedeutet, daß sowohl Arbeitgeber als auch Arbeitneluner auf beobachtbare Indikatoren angewiesen und die Möglichkeit von Fehlallokationen gegeben sind. 14 Hier wird idealtypisch unterstellt, daß die individuelle Grenzproduktivität fesl'ltellbar ist und somit eine Entlohnung nach dieser stattfinden kann.

52

D. lbesen zur Erklärung der Lohnmobilität

maximieren. Dies geschieht im Erwerbsleben durch das sogenannte trainingon-the-job•s, durch leaming-by-doingt6, d. h. durch das Ansarmnein von berufsspezifischer Erfahrung, oder aber auch durch außerbetriebliche Weiterbildungsmaßnahmen, die zu einer Höherqualifizierung führen und einen Arbeitsplatz- oder sogar einen Berufswechsel bedingen können. Diese Entscheidungen eines Individuums im Verlauf des Erwerbslebens in Verbindung mit den individuell nicht beeio.Oußbaren Faktoren führen zu einer Lohndifferenzierung zwischen den lndividuen• 7 und somit zu einer Lohnmobilität während der Erwerbsphase. These 2:

Sind auch die während des Erwerbslebens getätigten Investitionen in Humankapital für die Lohnmobilität relevant, so ist dies im Verlaufe des individuellen Erwerbslebens mit einer Lohnsteigerung verbunden - es liegt neben der kurzfristigen Dynamik der Löhne zu Beginn des Erwerbslebens auch eine Aufwärtsmobilität längerfristiger Art innerhalb der personellen Einkommensverteilung vor.

Auch während der Erwerbstätigkeit wird Humankapital gebildet, allerdings nur bis zu einem bestimmten Zeitpunkt. Ein Individuum investiert solange in sein Humankapital, bis eine Amortisation der Investitionen nicht mehr gegeben ist. Zudem gilt auch für die Bildung von Humankapital das Gesetz der abnehmenden Grenzerträge, so daß es zu einem Nachlassen der Investitionen in Humankapital im Zeitverlauf kommt. Diese Annahmen begründen den inversU-förmigen Verlauf des individuellen EinkommensprofiJsn bzw. des Alterslohnprofils.

15 Das training-on-the-job fmdet speziell zu Beginn einer Erwerbstätigkeit ~taU. Klanberg I Krupp, S. 146-147, weisen darauf hin, daß es sich bei dem Begriff training-on-the-job um einen tenninus technicus handelt, der angelsächsischen Ursprungs und außerhalb des nordamerikanischen Bildungssystems nicht ohne weiteres verständlich ist. Auf das Bildungssystem in der Bundesrepublik Deul~chland bezogen, wäre er etwa vergleichbar mit einer Praktikantentätigkeit, z. T. auch mit einer Referendartätigkeit oder einer Trainee-Stelle innerhalb eines Untemelunens "jedenfalls mit einer Tätigkeit, für die ein Gehalt oder Quasigehalt gezahlt wird, welches aber niedriger als in einer regulären Position einer vergleichbaren Tätigkeit ist." 16 "Leaming-by- p + 0,1 oder p' > p - 0,1 (0 < p < I; 0 < p' < I) definiert worden; siehe Kapitel C. Zur I:lefinition eines Dezils siehe Kapitel C, Fußnote 72. 2

I. Methodik der Eceignisanalyse

105

Dezil 10

9 8

7

6 5

4 3

2

mit

t2

'fo t1

t",

'tJ

Zeit

Beginn des Beobachrungszeitraums Ende des Beobachhlngszeitraums Zeitpunkt des m'ten Dezilwechsels (m =I, 2, ... ) Abbildung F. I: Fiktiver Lohnverlauf eines Individuums

Das Ereignis bzw. die Sequenz von Ereignissen ist die zentrale Variable, die den eigentlichen Gegenstand der Analyse bildet, da sich die Hypothesen auf die Determinanten für das Eintreten von Ereignissen beziehen - ob beispielsweise Frauen häufiger die Dezilzugehörigk:eit wechseln als Männer und wovon dieser Wechsel beeinflußt wird. Eine statistische Methode zur Analyse der in Abbildung F.l dargestellten Informationen ist die Ereignisanalyse3 • Sie ermöglicht nicht nur die Beschreibung eines Lohnverlaufs, sondern auch die Untersuchung des Einflusses, den die Ereignisgeschichte sowie exogene Variablen auf den weiteren Verlauf ausüben. Bei der Analyse können somit 1. Informationen über den Prozeß seit Beginn des Beobachtungszeitraums 'to bis zum Zeitpunkt t, 'to < t < 't 1, und darüber hinaus 3 Andere Bezeichnungen fiir diese Methode sind Survivalanalyse, Duration-Analysis, Analysis of Event Histories. Anstelle einer langen Literahlrliste siehe beispielsweise Andreß ( 1985), Blassfeld et al., Bohm, Dielemann I Mitter, Kiefer oder Tuma I Hannan sowie die dort angegebene Literahlr.

106

F. Untersuchung der Lohnmobilität mit der Ereignisanalyse

2. die Abhängigkeit des Verlaufs von exogenen Variablen berücksichtigt werden. Dafür sind jedoch zwei Annahmen notwendig. Die erste lautet: Die Verweildauereines Individuums in einem bestimmten Zustand beeinflußt nicht die exogenen Variablen. Da der Beginn der ersten Episode vor dem Beginn des Beobachtungszeitraums 'to liegen kann - dies wird auch als Zensierung von links bezeichnet4 (in der Abbildung F.l ist dies durch eine punktierte Linie angedeutet) -, ist zweitens die Annahme notwendig, daß die Ereignisgeschichte vor dem Zeitpunkt 'to keinen Einfluß auf den Prozeß hat, d. h. durch eine Zensierung von links geht keine Information über den Prozeß verloren. Unter diesen beiden Annahmen wird die individuelle Lohnmobilität als stochastischer Prozeß folgendermaßen beschrieben: Der Zustandsraum umfaßt alle möglichen Zustände Zk (k = 1, 2, ... )in denen sich ein Individuum befinden kann und besteht aus elf Ausprägungen: - Zugehörigkeit zum 1., 2., ... 10. Dezil (Zk, k = 1, ... , 10) und - Ausscheiden aus dem Erwerbsleben als absorbierender Zustand Z 11 , d. h. dieser Zustand kann von einem Individuum nicht mehr verlassen werden. Die Verweildauer Ti,m eines Individuums i in einem Dezil in der m'ten Episode ist definiert durch (6.1). Ti,m := ti,m- ti,m-l mit i = l, ... , n und m = 1, 2, ... Die zentrale Größe des Prozesses ist die Mobilitätsrate r(t)s. Sie gibt an, wie groß das Risiko oder die Chance für das Eintreten eines Dezilwechsels ist. Definiert ist die Mobilitätsrate6 als Grenzwert der bedingten Übergangswahrscheinlichkeit, d. h. der bedingten Wahrscheinlichkeit eines Dezilwechsels für ein Individuum, dividiert durch das Zeitintervall Llt:

4 Siehe zu diesem Problem Cox I Oakes, S. 4-5, Diekmann, S. 173, Flinn I Heckman (1982a, 1982b und 1982c) sowie Tuma I HaiiiiQn, S. 128-135. Für eine Kohortenanalyse ist die Zensierung von links nicht so gravierend, da der Beobachtungszeitraum für alle Personen zum gleichen Zeitpunkt 'fo beginnt und die Personen zu Beginn ihrer Ereignisgeschichte gemeinsamen Einflüssen ausgesetzt sind. V gl. Diekmann I Mitter, S. 23. 5 Andere Bezeichnungen für die Mobilitätsrate sind Hazard-, Übergangs- oder Mortalitätsrate, Intensitäts- oder R.isikofunktion. . 6 Au_ f eine lndizierung für die Epis~e ~· ~s Zus_ta.ndes v_or _und nach de~ Wechsel,-~ und Z". (j 'I' k, J =I, ..., 10, k =I, ..., II), sowte für dte lnd1v1duen 1 (1 =I, ... , n) wud aus Griiriden der Übersichtlichkeit verzichtet. Die Ereignisgeschichte und die Kovariablen, die ebenfalls eine Bedingung für die Wahrscheinlichkeit des Wechsels darstellen, wurden aus dem gleichen Grund nicht in die Formel mit aufgenommen.

r(t)

=

lim

I. Methodik der Ereignisanalyse

107

~(~)· P[tO Die Mobilitätsrate ist nur nach unten begrenzt und nimmt Werte größer als Null an. Gemäß Gleichung (6.2) läßt sich die Mobilitätsrate als WahrscheinlichJceit für das Eintreten eines Dezilwechsels in einem sehr kurzen Zeitintervall & interpretieren, unter der Bedingung, daß bis zum Zeitpunkt t noch kein Ereignis aufgetreten ist Durch die Wahl einer speziellen Mobilitätsrate werden alle anderen zur Beschreibung des Ereignisprozesses benötigten Funktionen festgelegt, denn es gelten die im folgenden beschriebenen Beziehungen': Die WahrscheinlichJceit, daß eine Person bis zum Zeitpunkt t kein Ereignis erlebt, gibt die Überlebensfunktion G(t) an. Sie berechnet sich nach der Formel: t

G(t) = P[T

~ t] = exp(- J r(u) du)

(6.3).

0

Die Verteilungsfunktion F(t) gibt die Wahrscheinlichkeit an, daß eine Person bis zum Zeitpunkt t ein Dezil wechselt: F(t) = P[T ~t] = 1- G(t) Die Dichtefunktion f(t) berechnet sich somit gemäß der Formel: d F(t)

= r(t). G(t) dt und der Erwartungswert E(T) für die Verweildauer ergibt sich als: f(t)

(6.4).

(6.5),

00

E(T)

=

J t . r(t) . G(t) dt

(6.6).

0

Um eine parametrische Analyse durchführen zu können, muß die Mobilitätsrate als Funktion der Zeit und der exogenen Variablen, auch Kovariaten genannt, wie bei einer Regressionsgleichung spezifiziert werden. Die Spezifikation der Abhängigkeit sollte sich aus theoretischen Überlegungen ergeben. Liefert die Theorie über die Zeitabhängigkeit der Mobilitätsrate keine Anhalts7 Zur besseren Lesbarkeit wird auf eine lndizierung verzichtet. Für eine detaillierte Darstellung siehe beispielsweise Allison, Arminger, Blossfeld et al., BtJhm, Cox I Oalces, Diekmann, Diekmann I Mitter sowie Tuma I Hannan.

F. Untersuchung der Lohnmobilität mit der Ereignisanalyse

108

punkte, so kann man diese durch eine Datenanalyse erhalten. Dazu wird mit Hilfe eines geeigneten Verfahrens die Mobilitätsrate geschätzt. Aus dieser errechnet man anschließend die den Prozeß beschreibenden Funktionen - in den meisten Fällen genügt die Überlebensfunktion - und zeichnet deren Verlauf. Auf der Grundlage dieser Darstellungen wird dann die funktionale Form der Zeitabhängigkeit der Mobilitätsrate spezifiziert•. Die Methode des Sterbetafei-Schätzers9 ist ein parameterfreies Schätzverfahren und eignet sich deswegen für eine explorative Untersuchung der Daten1°. Besonders nützlich für einen detaillierten Einblick in den Prozeßverlauf sind dabei auch die graphischen Darstellungen der geschätzten Funktionen. Bei der Methode des Sterbetafel-Schätzers wird auf die Information über den exakten Zeitpunkt des Dezilwechsels verzichtet und der Beobachtungszeitraum in Intervalle eingeteilt, die nicht notwendigerweise äquidistant sein müssen. Die Information reduziert sich für jedes Zeitintervall auf: - die Anzahl der Individuen, die den Beginn des betreffenden Intervalls erleben, - die Anzahl der Individuen, die im betreffenden Intervall einen Zustandswechsel erfahren und - die Anzahl der Individuen, die im betreffenden Intervall zensiert werden, d h. die aus der Untersuchung ausscheiden. Die Annahmen, auf die sich diese Methode stützt, sind: - die zensierten Beobachtungen sind in jedem Zeitintervall gleichverteilt und - die der Untersuchung zugrundeliegende Grundgesamtheit ist homogen, d. h. die Mobilitätsrate ist für alle Individuen mit identischer Verweildauer gleichtt. Die Sterbetafelmethode ermöglicht es, Hinweise auf eine Verletzung der Homogenitätsannahme zu erlangen, indem die Grundgesamtheit in Subgruppen geteilt und für diese getrennt Mobilitätsraten geschätzt werden. Ergeben sich 8

Einige der gebräuchlichsten Funktionsformen der Zeitabhängigkeit der Mobilitätsrate stellen

z. B. Bloss[efd el al., S. 34-42, dar.

9 In der englischsprachigen Literatur wird diese Methode als "life-table-estimator" oder "actuarial method" bezeichnet. Zur Darstellung der Schätzmethode siehe beispielsweise Diekmann I Mitter, S. 60-68.

10 Außerdem ermöglicht dieses Verfahren eine Auswertung auch bei dem umfangreichen Datenmaterial, das dieser Arbeit zugrunde liegt. 11 Diekmonn I Mitter, S. 49. Ist diese Annalune verletzt, m. a. W. sind die Untersuchungseinheiten heterogen und wird dies nicht explizit berücksichtigt, beispielsweise durch eine Gliederung der Untersuchungseinheiten in homogene Subgruppen, so kann dies zu erheblichen Verzerrungen und zur fehlerhaften Interpretation der Ergebnisse führen.

I. Methodik der Ereignisanalyse

109

Abweichungen zwischen den Schätzwerten, so deutet dies auf eine Verletzung der Annahme hin. Im folgenden wird die Sterbetafebnethode für das Zwei-Zustands-Modell mit absorbierendem Zielzustand12 erläutert, da sich das Konzept der Analyse so am besten darstellen läßt. Zur Ermittlung der Schätzwerte werden die folgenden Daten benötigt: n Gesamtzahl der Individuen zu Beginn des Beobachtungszeitraums, d1 : Anzahl der Fälle, für die im l'ten Intervall ein Ereignis eintritt (I =0, ... , q), und c1 : Anzahl der im I'ten Intervall zensierten Beobachtungen (I = 0, ... , q). Die Anzahl der Individuen, die zu Beginn des l'ten Intervalls noch kein Ereignis erlebten und auch nicht zensiert wurden, ergibt sich aus: R1 = n R 1 = R1_1 - d 1_1 - c1_1

fürl=O für I= 1, ... , q

(6.7).

R 1 wird als Risikomenge zu Beginn des I'ten Intervalls bezeichnet. Die Mobilitätsrate r 1 für das l'te Intervall kann, falls keine Zensierungen in diesem Intervall aufgetreten sind, durch die relative Häufigkeit geschätzt werden,d h.: (6.8)

=

Anzahl der Fälle, für die ein Ereignis im l'ten Intervall eingetreten ist Risikomenge

Liegen zensierte Beobachtungen vor, ist der Umfang der Risikomenge R 1 für das I'te Intervall zu korrigieren. Gemäß der Annahme, daß die Zensierungen über ein Intervall gleichverteilt sind - was bedeutet, daß die zensierten Falle dem Risiko im Durchschnitt nur die halbe Zeit ausgesetzt sind- ist von R 1 die Hälfte der zensierten Fälle, !h c., abzuziehen. Für die Wahrscheinlichkeit, daß im l'ten Intervall ein Dezilwechsel eintritt, unter der Bedingung, daß das Zeitintervall von dem Individuum erreicht wird, ergibt sich als Schätzfunktion:

l l In diesem Modell ist es den Individuen nicht möglich, in den Ausgangszustand vor Eintritt eines Ereignisses zurückzukehren, d. h. die Ereignisse sind irreversibel; siehe Diekmann I Mitter, s. 37 ff.

F. Untersuchung der Lohnmobilität mit der Ereignisanalyse

110

=

(6.9).

(RI- ~ c~

Mit Hilfe der Funktion r1 lassen sich für die Überlebensfunktion G(t), die Verteilungsfunktion F(t) und die Dichtefunktion f(t) Schätzer angeben 13• Die Schätzfunktion G(a1) für die Überlebensfunktion G(t), d. h. für die Wahrscheinlichkeit, bis zum l'ten Intervall [a 1, a 1+1) keinen Dezilwechsel zu vollziehen, erhält man gemäß der Formel: (6.10).

....

Der Schätzer F(a1) für die Verteilungsfunktion F(t) ergibt sich gemäß:

....

F(a1)

=

....

(6.11).

1 - G(a1)

Bezeichnet h 1 = a1 - a1+ 1 die Länge des l'ten Intervalls, so erhält man für die Dichtefunktion f(t) den Schätzer i 1: ft

G(a1)- G(a1+ 1)

G(a1)

=

r

· 1+ 1

(6.12).

Für die Ermittlung einer Schätzfunktion der Mobilitätsrate r(t) der zugrundeliegenden stetigen Verweildauer können f1 und G(a~ verwendet werden, da gemäß Gleichung (6.5) r(t)

=

f(t) G(t)

ist. Als Schätzer einer "mittleren Mobilitätsrate" für den Intervallmittelpunkt lrot des l'ten Intervalls und der Näherung:

....

....

G(lroJ)

=

f(lro,)

=

erhält man:

13

....

G(a1) + G(a1+ 1)

2

i, P[f > lrot1

Zur Herleitung dieser Schätzfunktionen siehe beispielsweise Blossfeld et al., S. 42-44.

I. Methodik der Ereignisanalyse

=

111

ft G(a1) + G(al+l) 2

=

2. fl

....

....

G(a1) + G(a1+1)

(6.13),

und unter Verwendung der Gleichung (6.12):

....

ft

=

i(~l)

=

ergibt sieb die Fonnel:

G(a1) · i-1+1 ht 2. ft ht · (1 + Pt+t)

(6.14)

(6.15).

Dies ist der Schätzer für die mittlere Mobilitätsrate bei stetiger Verweildauer. Bei der Interpretation der Ergebnisse ist jedoch Vorsiebt geboten. Die Wahl der Intervallbreiten h 1 (I= 0, ... , q) ist willkürlich und die Ergebnisse werden davon beeinflußt: Je größer die Intervallbreiten sind, desto ungenauer werden die Schätzungen der Funktionen sein. Ein weiteres Problem ist die Annahme, daß die zensierten Beobachtungen gleichverteilt sind. Diese Annahme ist ebenfalls um so problematischer, je größer die Intervallbreiten gewählt werden. Nicht beobachtete und somit unberücksichtigt bleibende Heterogenitäten beeinflussen die Fonn der geschätzten Mobilitätsraten ebenfalls maßgeblich. Sind beispielsweise die Übergangsraten für jedes Individuum im Zeitablauf konstant, aber zwischen den Individuen unterschiedlich, so führt dies zu einer im Zeitablauf abnehmenden Mobilitätsrate für alle Individuen, da zuerst die Individuen mit einer hoben Übergangsrate einen Dezilwecbsel erleben und im Zeitablauf nur die Individuen mit einer geringen Übergangsrate im Ausgangszustand verbleiben. So dürften für die Lohnmobilität unterschiedliche Mobilitätsraten für Männer und Frauen vorliegen, die sich auf unterschiedliche Sozialisations-, Entwicklungs- und ökonomische Bedingungen begründen. Diese Heterogenitäten, die zu einer Zeitabhängigkeit der Mobilitätsraten führen, können in einem parametrischen Regressionsmodell durch die Einbeziehung von Kovariablen explizit berücksichtigt werden.

F. Untersuchung der Lohnmobilität mit der Ereignisanalyse

112

II. Analyse der Zeitabhängigkeit der Mobilitätsrate In die Untersuchungt4 geben nur die Personen ein, die den Status "Arbeiter" haben15 • Da sowohl kohorten- als auch geschlechtsspezifiscbe Unterschiede in der Gesamtstichprobe vorliegent6, werden die einzelnen Kohorten, getrennt nach dem Geschlecht, analysiert, um eine durch diese beiden Faktoren bedingte Heterogenität auszuschließen.

Die auf der Grundlage der geschätzten Mobilitätsraten erstellten Zeichnungen der Überlebensfunktion G(t):

J t

G(t) = exp( -

r(u) du)

(6.16).

0

werden im folgenden dazu benutzt, die zeitliebe Entwicklung der Mobilitätsrate aufzuzeigen und zu spezifizieren: - ist der Verlauf der logarithmierten Überlebensfunktion linear mit einem negativen Anstieg, so liegt eine vom Zeitverlauf unabhängige, konstante Mobilitätsrate vor; - ist der Verlauf der logarithmierten Überlebensfunktion nach unten gekrümmt, nimmt die Mobilitätsrate im Zeitverlauf zu. Dies kann im vorliegenden Fall so interpretiert werden, daß die Wahrscheinlichkeit eines Dezilwechsels mit zunehmendem Alter steigt 1'; - ist der Verlauf der logarithmierten Überlebensfunktion nach oben gekrümmt, so nimmt die Mobilitätsrate im Zeitverlauf ab I 8; - weist die logarithmierte Überlebensfunktion Sprungstellen auf, ist dies ein Hinweis auf einen kurzfristig wirksamen, aber deutlieben Anstieg der Mobilitätsrate; - ein steiler Verlauf der logarithmierten Überlebensfunktion entspricht einer großen Neigung zum Wechsel, d. h. einer hohen Mobilitätsrate, ein flacher Verlauf dagegen einer geringen Mobilitätsrate. 14 Die

1S

Untersuchung wurde mit dem Programmpaket SPSS, Version 9, durchgeführt. Vgl. Anhang 0.1.

16 Siehe 17 Dies

74.

beispielsweise Abschnitt E.3.

wird als "positive aging" bezeichnet; siehe z. B. Diebnann I Mitter, S. 73-74. 18 Man spricht in einem solchen Fall auch von "negative aging"; vgl. Dielemann I Mitter, S. 73-

U. Analyse der Zeitabhängigkeit der Mobilitätsrate

113

Diese Interpretation des Verlaufs der Überlebensfunktion beruht auf der Annahme einer homogenen Population - unbeobachtete und somit nicht kontrollierte Heterogenitäten beeinflussen den Verlauf der geschätzten Mobilitätsrate und Überlebensfunktion maßgeblich und können zu Fehlinterpretationen führen. Oboe zusätzliche Informationen ist die Unterscheidung zwischen zeitlieben Effekten und dem Vorbandensein von Heterogenität nicht möglich.

Im vorliegenden Fall kömte aufgrund der Ergebnisse im fünften Kapitel19 angenommen werden, daß das Verlaufsmuster der Mobilitätsrate von Sozialisations- und Entwicklungsbedingungen abhängt, also sowohl geschlechtsspezifisch als auch kohortenspezifisch ist. Des weiteren lassen diese Ergebnisse vermuten, daß die Mobilitätsrate im Zeitablauf nicht konstant ist und eventuell vier Perioden mit unterschiedliebem Verlauf vorliegen (siehe Abbildung F.2): - für die Zeit bis 1960 ein steigender Verlauf, d. b. eine Zunahme der Wahrscheinlichkeit für einen Zustandswechsel; - für die Zeit zwischen 1960 und 1973 ein konstanter Verlauf mit einer demnach konstanten Mobilitätsrate; - für die Zeit ab 1973 bis etwa 1976 ein sinkender Verlauf mit einer abnehmenden Wahrscheinlichkeit für eine Zustandswechsel und - für die Zeit ab 1976 wieder ein steigender Verlaufzo. Deshalb wurden nicht nur für den gesamten Untersuchungszeitraum jeweils eine Sterbetafel berechnet und die Funktionen gezeichnet, sondern auch für diese vier Perioden getrennt, um zu überprüfen, ob eine Zeitabhängigkeit der Mobilitätsrate vorliegt. Der Verlauf der Überlebensfunktion (bei einer logarithmischen Skaleneinteilung) für die Untergruppen gleicht in etwa dem in Abbildung F.3 dargestellten Verlauf für Arbeiter des Jahrgangs 1916, unabhängig von Geschlecht und Kohortenzugehörigkeit: Einem langsamen, linearen Absinken folgt gegen Ende des Beobachtungszeitraums - dem Jahresende 1979 - ein Übergang zu einem

19 Siehe die Zusanunenfassung in Abschnitt E.m. Für die Überlebensfunktion bedeutet dies bei einer logarithmischen Skaleneinteilung, daß sie einen - für die erste Periode nach unten gebogenen, fallenden Verlauf aufweist, - für die zweite Periode einen linearen (konstanten), fallenden Verlauf, der nicht so steil ist wie in der ersten Periode, - für die dritte Periode einen flachen, nach oben gebogenen Verlauf bzw. ein Abflachen der Kurve aufweist und - für die vierte Periode einen Verlauf, ähnlich dem der ersten. 20

114

F. Untersuchung der Lahmnobilität mit der Ereignisanalyse

sehr steilen Verlauf. Es liegt somit eine über den Zeitraum von 1950 bis 1979 konstante, relativ geringe Mobilitätsrate vor21. G(t) bzw. r(t)

r(t)

1950

1960

1973

1976

Zeit

Abbildung F.2: Hypothetischer Verlauf der Mobilitätsrate r(t) und der Überlebensfunktion G(t) in den Jahren 1950 bis 1979

Wie eingangs dargestellt, ließen die Auswertungen in Kapitel E eher eine Mobilitätsrate erwarten, die zunächst ansteigt, zu Beginn der 60er Jahre abnimmt und etwa ab Mitte der 70er Jahre wieder ansteigt - auf jedenfall keine im Zeitablauf konstante Rate. Für die getrennt nach den vier Perioden durchgeführte Schätzung der Mobilitätsrate und der Überlebensfunktion ergibt sich allerdings ein anderes Bild der Lohnmobilität Betrachtet man die Überlebensfunktionen der jeweiligen Perioden (siehe beispielhaft Abbildung F.4), so ist erkennbar, daß die periodenspezifischen Profile für alle Subgruppen viel steiler verlaufen als die über den gesamten Beobachtungszeitraum ermittelten. Außerdem sind die Funktionsverläufe für die Perioden nicht gleich: Die zweite Periode weist den Verlauf mit der geringsten negativen Steigung auf, gefolgt von der ersten und dritten Periode - für die vierte Periode ist die negative Steigung am stärksten. Die Punktionsverläufe weisen in der Regel eine konstante negative Steigung auf, nur 21 Bei die,;er Interpretation wird eine Zeitabhängigkeit unterstellt. Der Kurvenverlauf kann allerdings auch als Indiz für nicht beobachtete Heterogenität gewertet werden.

G (t)

0.01000

0.02000

0.05000

0.10000

0.20000

0.50000

I

0

40

T

1955

80

I

120 1960

160

1

1965

200

I

240 197 0

280

1

19 75

320

I

360 1980

* *

* * **

Abb. F.3: Verlauf der Überlebensfunktion G(t) der 1916 geborenen Arbeiter in den Jahren 1950 bis 1979

1950

******************************** ************** *********

(loqarithmische Skala)

1.00000 !**********************

*

*

400

J ahr

Monat

!.

VI

i

i

i.

~·

'St

11,9.

S'

~

~

B'

l

!= ~

I

I

I 1955

I

80

I I

120

I

160

I 1965

I

200

I I

240

I

280

I

1975

320

G(t) für 1976 - 1979

G(t) für 197 3 - 1976

I

*

* *

> *

* *

***

360

1\

*

*

0 . 01000

1960

1970

1980

400

Abb. F.4: Verlauf der Überlebensfunktion G(t) für die vier Perioden, berechnet für die 1916 geborenen Arbeiter in den Jahren 19.50 bis 1979

1950

I

II

I

I

40

** **

I

1\

0 . 02000 I

0

G(t) für 1960 - 1 973

I

I

****** ****

I

***

1\

0 . 05000 I

0 . 10000 I

******** ****

G(t) für 1950 - 1960

I

1\

............. •.•....••

**** * *************

(logarithmische Skala)

I········· ·••...•...

0 . 20000 I

0.50000

1 . 00000

G(t)

Jahr

Monat

'I

E

öi"

:I

dQ"

w

~·

..t

a

~

0 a'

:::

B"

t

~

"

:=; ::r

1\' öl

:-n c: :I

0\

D. Analyse der Zeitabhängigkeit der Mobilitätsrate

117

zum Ende der Periode hin haben die Überlebensfunktionen einen nach unten gekrümmten Verlauf, was darauf schließen läßt, daß die Mobilitätsraten - getrennt für die einzelnen Perioden - nicht im Zeitablauf konstant sind, sondern wachsen. Es scheint sich somit doch die auf der Analyse mit dem ShorrocksJndex beruhende Vermutung zu bestätigen, daß die Mobilitätsrate für die zweite Periode die geringste ist22. Dies müßte bei der Spezifikation der funktionalen Form der Zeitabhängigkeit berücksichtigt werden.

Eine andere Möglichkeit, die Zeitabhängigkeit oder Heterogenität zu kontrollieren, ist ihre explizite Berücksichtigung durch exogene Variablen, z. B. durch zusätzliche individuelle Charakteristika bzw. sich im Zeitablauf ändernde exogene Faktoren. Denn es ist zu beachten, daß die Zensierungsmuster nicht in allen Perioden gleich sind. So liegt beispielsweise bei den 1916 geborenen Arbeiterinnen der Anteil der Zensierungen zwischen 74,17% (für die vierte Periode) und 92,11% (für die dritte Periode). Dies deutet darauf hin, daß auch die Zensierungsmuster über den Beobachtungszeitraum 'to bis 't 1 im Zeitablauf nicht konstant bleiben23. Berücksichtigt man diese Einschränkungen, so dürfte die Wahl einer zeitunabhängigen Mobilitätsrate r(t) = r bei einer Kontrolle der Heterogenität bzw. der Zeitabhängigkeit der Mobilitätsrate über exogene Variablen das geeignetere Vorgehen sein24• Somit hat die Funktion der Mobilitätsrate die Form: r = exp(I\J + ß 1 • x 1(t) + ... + ßp · xp(t))

(6.17)

mit ßj : Koeffizienten der exogenen Variablen, xj(t) : Exogene Variable,j = 1, ... , p. Diese Spezifikation der funktionalen Form hat zudem den Vorteil, daß eine Interpretation der Koeffizienten leicht ist. Ersetzt man in dem Modell exp(ß; durch t', und Desinvestitionen nicht berücksichtigt werden können. 37 Die Kovariaten "Arbeitslosigkeit" (ALO), "Krankheit" (KRANK) und "Schwangerschaft" (SCHWANG) gehen als Dummy-Variablen in das Modell ein und sind jeweils mit dem Wert I kodiert.

m. Parametrische Überprüfung der lbesen r

=

exp(ßo+

=

ao . a 1

ßt ·ALo(t) + ß2 · KRANK(t) + ß3 · SOIWANG(t) + ß4 · ERFAHR(t) + ßs · ERFAHR2(t))

121

(6.19)

bzw. r

ALO(t)

ERFAHR(t)

·(X4

KRANK(t)

•~

-~

SOIWANG(t)

• a3

(6.20).

ERFAHR2(t)

Die Ergebnisse der Schätzung dieses Modells sind in der Tabelle F.1 aufgeWerte ist zu etkennen, daß der gemeinsame Effekt aller führt. Anband der Kovariablen auf die Mobilitätsrate hoch signifikant ist. Des weiteren weisen (fast) alle Kovariaten signifikante Effekte auf. Nur bei den 1921 geborenen Arbeiterinnen ist der Parameter für den Effekt "Schwangerschaft" bei einer lrrtumswahrscheinlichk:eit von 0,05 nicht signifikant von Null verschieden. Anhand des Vorzeichens der !>-Koeffizienten ist die Richtung des Effektes erkennbar. Krankheit und Arbeitslosigkeit wirken positiv, d h. mobilitätserhöhend, Erfahrung und Schwangerschaft mobilitätsmindernd Einen geschlechtsspezifischen Unterschied kann man nur bei der Variablen "Arbeitslosigkeit" feststellen. Dort sind die Koeffizienten der Arbeiterinnen deutlieb größer - bis auf den der 1916 geborenen Arbeiter.

x2..

Zur leichteren Interpretation des Effektes der exogenen Variablen wurden die a-Werte berechnet und das quantitative Ausmaß des jeweiligen Effektes auf die Mobilitätsrate und die mittlere Verweildauer ermittelt (Tabelle F.2). So gut wie keinen Einfluß auf die Mobilitätsrate bzw. die mittlere Verweildauer haben die quadrierten Werte der Variablen "Anzahl von Versicherungsjabren" (ERFAHR2). Der Effekt der Kovariaten "Anzahl von Versicberungsjabren" (ERFAHR) reduziert demgegenüber die Mobilität. Ein zusätzliches Jahr in einer versicherungspflichtigen Tätigkeit erhöht die Verweildauer durchschnittJich um 14% (1916 geborene Arbeiterinnen) bis 34% (1921 geborene Arbeiterinnen). Die Erfahrung bewirkt somit eine Stabilisierung des Lohnverlaufs. Dies entspricht der Vermutung3s, daß dieser Faktor mindernd auf die individuelle Lohnmobilität wirkt. Die anderen individuellen exogenen Variablen sind als Dummy-Variablen in das Modell aufgenommen worden. Die fiir sie berechneten a-Werte geben somit an, um wieviel die Mobilitätsrate der Gruppe mit der Kodierung 1 niedriger 38

V gl. Kapitel E.

-5,370 -4,672 -4,841 -4,757 -4,754

Geburtskohorte der Arbeiter 1916 1918 1919 1921 1924 -0,1967 -0,2049 -0,1847 -0,1764 -0,1807

(b)

0,0045 0,0041 0,0038 0,0034 0,0036

0,0024 0,0040 0,0032 0,0073 0,0045

Erfahrung•l

-0,1285 -0,1915 -0,1625 -0,2942 -0,2191

(a)

0,5674 0,7462 0,6056 0,6384 0,4872

0,6827 0,2468 0,2909 0,9000 0,4784

Krankheit

Quelle: Eigene Berechnungen.

•l (a) Anzahl der Versicherungsjahre; (b) Anzahl der Versicherungsjahre, quadriert. b) Der Wert ist nicht signifikant bei einer Irrtumswahrscheinlichkeit von 0,05. c) Die Anzahl der Freiheitsgrade beträgt bei den Arbeiterinnen elf= 5 und bei den Arbeitern df = 4.

-5,860 -5,239 -5,329 -4,923 -4,631

Geburtskohorte der Arbeiterinnen 1916 1918 1919 1921 1924

Konstante

-,-

-,-,-,-,-

-1,444 -1 ,280 -1,098 -0,142bl 0,528

Schwangerschaft

Die geschätzten ~-Koeftlzlenten der Individuellen Faktoren

Tabelle F.l

------

0,6996 0,1219 0,0649 0,1543 0,0223

0,7904 0,9694 0,8608 1,3250 0,6798

-

Arbeitslosigkeit

--

3539 8406 4181 5849 6662

1508 1600 1903 8032 4181

x2 -Werte•l

-

l

t

tl'

~·

!f

8"

~·

3

~

I

..Ir'

~

c:

[

~

N N

-17,86 -18,53 -16,86 -16,17 -16,53

Geburtskohorte der Arbeiter 1916 1918 1919 1921 1924

21,74 22,75 20,28 19,29 19,80

13,71 21,11 17,65 34,21 24,52

(2)

0,45 0,41 0,38 0,34 0,36

0,24 0,40 0,32 0,73 0,45

(1)

Erfahrung•> (b)

-0,45 -0,41 -0,38 -0,34 -0,36

-0,24 -0,40 -0,32 -0,72 -0,45

(2)

Quelle: Eigene Berechnungen.

b)

(1)

76,37 110,90 83,24 89,35 62,78

-43,30 -52,58 -45,43 -47,19 -38,57

-49,47 -21,87 -25,24 -59,34 -38,02

(2)

Krankheit

97,92 27,99 33,76 145,% 61,35

•) (a) Anzahl der Versicherungsjahre, (b) Anzahl der Versicherungsjahre, quadriert. Der Koeffizient ist bei einer Irrtumswahrscheinlichkeit von 0,05 nicht signiftkant.

-12,60 -17,43 -15,00 -25,49 -19,68

Geburtskohorte der Arbeiterinnen 1916 1918 1919 1921 1924

(1)

(a)

-,-

-.--.-.--,-

-76,40 -72,20 -66,65 -13 ,24b) -40,99

-.--.-.-.--,-

323,76 259,66 199,85 15,25 69,46

Schwangerschaft (1) (2)

Der Einfluß der Iodlviduellen Faktoren auf die MobiUtätsrate (1) und die mittlere Verweildauer (2) • in v, H. •

Tabelle F.l

101,29 12,96 6,71 16,68 2,25

8,22 163,64 136,51 276,22 97,35

(1)

-50,32 -11,47 -6,29 -14,30 -2,20

-7,60 -62,07 -57,72 -73,42 -49,33

(2)

Arbeitslosigkeit

N

"'

f

J6 ...ft

i,2'

r

f

f

Fl

124

F. Untersuchung der Lohnmobilität mit der Ereignisanalyse

oder höher ist. Bei der Interpretation ist zu berücksichtigen, daß die Zeiten der Schwangerschaft, Krankheit und Arbeitlosigkeit in der Rentenversicherung als Ausfallzeiten gelten und somit kein Entgelt ausgewiesen wird39• Dies bedeutet, daß die davon betroffenen Individuen zum ersten Dezil gehören. Des weiteren ist zu beachten, daß ein Vergleich nur innerhalb der nach Geburtsjahr und Geschlecht getrennten Kohorten möglich ist, aber nicht zwischen diesen Gruppen. Die Effekte von Krankheit und Arbeitslosigkeit entsprechen den Erwartungen, denn in der Regel sind dies kurzfristige, vorübergehende Ereignisse40. Die mittlere Verweildauer dieser Gruppe ist bis zu 70% niedriger. Die Individuen verlassen somit diesen Zustand schneller als die übrigen am Erwerbsprozeß während dieser Zeit beteiligten Personen. Bei der Variablen "Krankheit" (KRANK) sind keine großen Unterschiede zwischen Arbeiterinnen und Arbeitern festzustellen. Beide Geschlechter werden etwa gleich stark davon betroffen. Dagegen ist der Effekt der Arbeitslosigkeit auf die Mobilitätsrate bei den Arbeiterinnen erheblich größer als bei den Arbeitern, mit Ausnahme der 1916 geborenen Arbeiter. Bezogen auf die jeweiligen Kohorten sind Männer somit in der Regellänger arbeitslos als Frauen. Eine Erldärung dafür mag sein, daß bei Frauen eine positive Selektion vorliegt, wenn sie am Erwerbsprozeß teilnehmen, da in der Stichprobe sehr viele Frauen enthalten sind, die eine lange Erwerbskarriere aufzuweisen haben41. Ein weiterer Grund könnte darin liegen, daß die Frauen in anderen Berufen tätig sind als die Männer und in diesen Berufen die Auktuation relativ hoch ist. Für die These 1 lassen sich keine empirischen Anhaltspunkte finden. Dies gilt nicht für die dritte These: Individuelle Lohnmobilität wird durch individuelle Ereignisse42 beeinflußt, und zwar sowohl steigernd - durch Arbeitslosigkeit und Krankheit - wie auch mindernd - durch Berufserfahrung und Schwangerschaft.

39 Vgl.

dazu die Stichprobenbeschreibung I und§ 1259 RVO. Die ausgewiesene Dauer der Arbeitslosigkeit in Monaten ist im Anhang 11.2 Tabelle ll.6 dargestellt und beträgt mindestens einen Monat 4 1 Siehe Oppmann, S. 290. 42 Vgl. Kapitel D, S. 53. 40

m. Parametrische Überprüfung der Thesen

125

2. Der Einfluß sozialer und ökonomischer Faktoren auf die individuelle Lohnmobilität Bei der Überpriifung der Wirkungsweise sozialer und ökonomischer Faktoren steht man vor der Schwierigkeit, Wirkungszusammenhänge und Faktoren operationalisieren zu müssen, d. h. Variablen zu finden, die als Proxy-Variablen geeignet sind, den Einfluß des jeweiligen Faktors auf die zu erklärende Variable wiederzugeben. Eine Restriktion stellt dabei die Forderung dar, hoch korrelierende exogene Variablen nicht gemeinsam in das Modell aufzunehmen. So werden beispielsweise die Faktoren des Arbeitsmarld:es und der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung nicht unabhängig von der Wirtschaftspolitik sein, die es ja gerade zum Ziel hat, diese Variablen zu beeinflussen. Um festzustellen, ob eine stochastische Abhängigkeit der exogenen V ariablen vorliegt, wurde eine Korrelationsanalyse durchgeführt. Diese ermöglicht es zwar nicht, kausale Abhängigkeiten aufzuzeigen, zeigt aber die Intensität des Zusammenhangs der Variablen. Um die lineare Abhängigkeit der exogenen Variablen zu überpriifen, wurden die Korrelationskoeffizienten nach Kendall43 bzw. nach Spearman44 berechnet und getestet, ob sich diese Koeffizienten signifikant von Null unterscheiden und somit die jeweiligen Kovariaten miteinander korreliert sind. Es wurden nur die exogenen Variablen beriicksichtigt, für deren Korrelationskoeffizienten ein Signifikanzniveau von größer oder gleich 0,05 errechnet wurde und 847 formulierte Wi.drung des Arbeitsmadctes empirisch zu untersuchen4ll. Des weiteren konnte These ()49 aufgrund der deskriptiven Analyse ausgeschlossen werden, da die Untersuchung mit Hilfe des Meßkonzeptes von Shorrocks ergab, daß eine langfristige Lohnmobilität in der Stichprobe nicht vorliegt. Es verbleiben für die weitere Analyse die Thesen 4 und 5: These4:

Konjunkturabhängige Determinanten des Arbeitsmarktes beeinflussen die Lohnmobilität dahingehend, daß sich für die personelle Einkommensverteilung eine im Rythmus der konjunkturellen Arbeitsmarktlage zu- bzw. abnehmende Lohndynamik feststellen läßt: - bei guter konjunktureller Lage eine Erhöhung der Lohndynamik bzw. eine Aufwärtsmobilität der Löhne, -bei ausgeglichener Konjunktur eine Verminderung der Lohndynamik, - bei schlechter Lage wieder eine Zunahme der Lohndynamik, bedingt nun durch eine Abwärtsmobilität der Löhne.

These 5:

Eine Lohnnivellierung, bewirkt durch ein längerfristig nicht ausreichendes Erwerbspersonenpotential, und eine Lobndifferenzierung, verursacht durch ein längerfristiges Überangebot an Arbeitskräften, wirken erhöhend auf die Lohnmobilität

46 These 7: Aufgrund des Verhaltens der Tarifvertragsparteien ist davon auszugehen, daß eine langfristige Lohnmobilität nicht vorliegen wird. 4 7 These 8: Aus den Segmentalionsansätzen folgt, daß die Veränderung der Lölme auf den verschiedenen Teilarbeitsmärkten unterschiedlich ist (a) In dem Bereich der primären Teilarbeitsmärkte sind die Lohnverläufe stabil und es dürfte nur eine geringe kurzfristige Lohnmobilität vorliegen, die auf die Einstellung von flir das spezifische Training ungeeigneten Arbeitskräften zurückzuführen wäre. (b) Des weiteren mUßte eine, wenn auch geringe, langfristige Aufwärtsmobilität von Löhnen festzustellen sein, verursacht von den Arbeitskräften, die eine innerbetriebliche Karriere durchlaufen. (c) Für die andere Kategorie der Teilarbeitsmärkte müßte hingegen eine erhebliche Veränderung der Löhne festzustellen sein. Da in diesen Teilarbeitsmärkten keine Aufstiegs- bzw. Karrieremöglichkeiten vorhanden sind, müßte die Lohnmobilität von kurzfristiger Art und unsystematisch sein, weil die Wechsel zwischen Beschäftigung und Arbeitslosigkeit von der Ertragslage des jeweiligen Unternehmens abhängen.

411 Es fehlen beispielsweise Informationen über die Mitgliedschaft der Personen bei einer Gewerkschaft und über den ausgeübten Beruf, so daß weder der Einfluß der Gewerkschaftszugehörigkeit ermittelt, noch die Zugehörigkeit zu einem Arbeitsmarktsegment in der Untersuchung berücksichtigt werden konnte.

49 These 6: Für die personelle Einkommensverteilung ist eine Lohnmobilität über die gesamte Erwerbstätigkeitsphase festzustellen, falls die Altersstruktur der Arbeitnehmer jungen Erwerbspersonen gute Aufstiegsmöglichkeiten bietet

m. Parametrische Überprüfung der Thesen

127

Als makroökonomische Variablen, die die unterschiedliche Entwicklung auf dem Arbeitsmarkt widerspiegeln, wurden zunächst die folgenden Kovariaten ausgewählt: - der Anteil der Erwerbspersonenso an der Wohnbevölkerung, - die Arbeitslosenquotest, - die Zahl der offenen Stellens2 in Tausend, - die Zahl der weiblichen bzw. männlichen Kurzarbeiters3 in Tausend, - die Zahl der Arbeitsvennittlungen durch die Arbeitsämters4 in Tausend. - die Arbeitnehmerquotess, - der Anteil der beschäftigten Ausländer an den beschäftigten Arbeitnehmern insgesamt56 • Von diesen exogenen Variablen verblieben nach der Korrelationsanalyses7 die folgenden für die parametrische Analyse: - der Anteil der Erwerbspersonen an der Wohnbevölkerung (ERWPERS) und - die Arbeitslosenquote, getrennt für Frauen und Männer (ALOQUO). Das geschätzte Modell lautet:

=

r

exp(ßo + ß1 · ERWPERS(t) + ß2 · ALOQUO(t))

(6.21)

bzw. r

=

Geburtskohorte der Arbeiterinnen 1916 1918 1919 1921 1924

-23,73 -22,42 -22,84 -17,42 -21,62

0,3495 0,3207 0,3387 0,2120 0,3154

0,1877 0,1968 0,1556 0,1913 0,1546

2980 1973 2818 5463 4449

Geburtskohorte der Arbeiter 1916 1918 1919 1921 1924

-19,01 -19.47 -18,82 -18,01 -17,47

0,2484 0,2700 0,2586 0,2442 0,2322

0,2511 0,1833 0,1624 0,1475 0.1484

5721 8644 1622 5487 2770

•> Die Anzahl der Freiheitsgrade beträgt 2. Quelle: Eigene Berechnungen.

Alle J}-Werte sind bochsignifikant, d. b. für alle Geburtskohorten tragen die beiden Kovariablen zusätzlich zur Erklärung der Mobilitätsrate (individuelle Lobnmobilität) bei. Der quantitative Einfluß dieser Arbeitsmarktfaktoren ist in Tabelle F.4 aufgeführt. Die Ergebnisse zeigen, daß beide Kovariablen einen positiven Einfluß auf die Mobilitätsrate babenss. Eine Erhöhung der Arbeitslosenquote um einen Prozentpunkts9 bewirkt, daß sieb die individuelle Lohnmobilität - der Arbeiterinnen um 17-22% und - der Arbeiter um 16-28% erhöht. Bei den Arbeitern besteht zudem eine Systematik zwischen der Ar-

5~ Dies steht im Widerspruch zu den Ergebnissen der Untersuchung von Doolry I Gottschallc; vgl. auch Kapitel D. 59 Eine kurzfristige Verschlechterung der Arbeit,marktlage, d. h. eine Erhöhung der Arbeitslosenrate, hat eine Erhöhung der individuellen Lohnmobilität zur Folge.

m. Parametrische Überprüfung der TI!esen

129

beitslosenquote und dem Geburtsjahr der Kohorte: je jünger die Kohorte ist, desto geringer ist der Einfluß der Arbeitslosenquote. TabelleF.4

Der Etafluß der Arbeitsmarktfaktoren auf die MobiHtätsrate (1) und die mittlere Verweildauer (2) -in v. H.Anteil der Erwerbspersonen an der Wohnbevölkerung (I) (2)

Arbeitslosenquote für Frauen bzw. Männer (2) (I)

Geburtskohorte der Arbeiterinnen 1916 1918 1919 1921 1924

41,84 37,81 40,30 23,61 37,08

-29,49 -27,44 -28,72 -19,10 -27,05

20,65 21,75 16,80 21,08 16,72

-17,12 -17,86 -14,38 -17,41 -14,32

Geburtskohorte der Arbeiter 1916 1918 1919 1921 1924

28,19 31,00 29,51 27,66 26,14

-21,99 -23,66 -22,79 -21,67 -20,72

28,54 20,12 17,63 15,89 15,60

·22.20 -16,75 -14.99 -13,71 -13,49

Quelle: Eigene Berechnungen.

Der Effekt einer Veränderung des Erwetbspersonenpotentials auf die Mobilitätsrate beträgt - ca. 40% bei den Frauen (ausgenommen der Geburtskohorte 1921) und - zwischen 26 und 31% bei den Männem. Die Ergebnisse der Analyse stützen die Thesen 4 und 5: Kurz- sowie langfristige Veränderungen am Arbeitsmarkt bewirken eine Veränderung der individuellen Lohnmobilität. Die konjunkturelle Entwicklung des Arbeitsmarktes wirkt zwar bei einer Abschwächung mobilitätsmindernd auf die individuelle Lohnmobilität, was im Widerspruch zur These 4 steht. Eine Erklärung für die mobilitätsmindernde Wirkung einer Konjunkturabschwächung wäre das Vorliegen von Lohnrigiditäten, die durch das Verhalten der lnteressenvetbände von Arbeitgebern und Arbeitnehmern verursacht wurden und das Absinken von Löhnen verhindern. Auch bei der Analyse der Wirkung von Arbeitsmarktfaktoren auf die individuelle Lohnmobilität ist der Unterschied zwischen den Kohorten erheblich.

130

F. Untersuchung der Lohnmobilität mit der Ereignisanalyse

Diese kohortenbedingten Unterschiede waren ebenfalls bei der deskriptiven Untersuchung in Kapitel E festgestellt worden60. Ein möglicher Grund dafür sind die unterschiedlichen Bedingungen während der Sozialisations- und Ausbildungsphase der Kohorten sowie während der ersten Berufsjahre, in denen sie mit unterschiedlichen Aibeitsmarktbedinguogen konfrontiert waren. Ein anderer Grund könnte in der nach rentenversicherungsrechtlichen Kriterien unterschiedlichen Kohortenzusammensetzung liegen61• Inhaltlich läßt sich jedoch nicht begrtinden, wieso die Faktoren, die zum Ausscheiden des Individuums aus dem Erwerbsleben führten, während der gesamten Erwerbstätigkeitsphase vorlagen und die Kohortenunterschiede verursachen sollten. Individuen scheiden im vorliegenden Datensatz formal aus drei Gründen aus dem Erwerbsleben aus: 1. aus gesundheitlichen Gründen, d h. wegen Erwerbs- oder Berufsunfähigkeit sowie Schwerbehinderung, 2. wegen Aibeitslosigkeit und 3. auf Grund der Inanspruchnahme eines Altersruhegeldes wegen Vollendung des 60., 63. oder 65. Lebensjahres. Welchen Einfluß die individuellen Faktoren wie Krankheit (l.) bzw. Arbeitslosigkeit (2.) auf die individuelle Lohnmobilität ausüben, ist schon in Abschnitt lll.l untersucht worden, und die Ursachen, die zu einer Inanspruchnahme eines Altersruhegeldes (3.) führen, sind in dem Erwerbsverlauf der jeweiligen Individuen selbst begründet. Des weiteren ist die Wirkung der Kovariaten geschlechtsspezifisch. In der Regel ist der Effekt auf die individuelle Lohnmobilität bei den Albeitern geringer als bei den Aibeiterinnen. b) Der Einfluß gesamtwirtschaftlicher Faktoren auf die individuelle Lohnmobilität Von den in Kapitel D abgeleiteten Thesen werden im folgenden die Thesen 9 und 10 untersucht, da die These 1162 aufgruod der bisherigen Untersuchungen widerlegt werden konnte63; 60 Siehe 61

Abschnitt E.D.2. Vgl. dazu Anhang I.

62 These II: Strukturelle Veränderungen der Gesamtwirtschaft führen zu einer Erhöhung der Lohnmobilität 63 In Kapitel E ist festgestellt worden, daß eine längerfristige Lohnmobilität nicht vorliegt.

m. Parametrische Überprüfung der Thesen

lbese 9:

131

In Zeiten einer konjunkturellen Aufschwungphase einer Wirtschaft kommt es zu einer Lohndifferenzierung und somit zu einer Erhöhung der Lohnmobilität, die durch ein Zurückgehen der Konjunktur wieder reduziert wird.

These 10: Durch die Preissteigerung wird die Tendenz zur uniformen Lohnentwicklung verstärkt, was zur Folge hat, daß die individuelle Lohnmobilität zumindest nicht erhöht wird. Als Indikatoren für die gesamtwirtschaftliche Entwicklung können dienen: die bereinigte Bruttolohoquote64, die Veränderung des Bruttosozialproduktes gegenüber dem Vorja1Jr6s, die Veränderung der Produktivität66 gegenüber dem Vorjahr, die Veränderung des Preisindexes für die Lebenshaltung eines mittleren Arbeitnehmerhaushaltes67 gegenüber dem Vorjahr, - der Anteil der Bruttoanlageinvestitionen am Bruttosozialprodukt 68 und - die Nettosachvermögensbildung für den Zeitraum von 1950 bis 1958 bzw. ab 1960 die Nettoinvestitionen der Unternehmer'~.

-

Von diesen verblieben nach der Korrelationsanalyse als stochastisch voneinander unabhängige exogene Variablen: - die Veränderung des Bruttosozialproduktes gegenüber dem Vorjahr (BSPVER),

- die Veränderung des Preisindexes für die Lebenshaltung eines mittleren Arbeitnehmerhaushaltes gegenüber dem Vorjahr (PINDVER), - der Anteil der Bruttoanlageinvestitionen am Bruttosozialprodukt (BRJNV). Die Veränderung des Bruttosozialproduktes gilt als ein allgemeiner Indikator der wirtschaftlichen Entwicklung. Als eine Proxy-Variable für die Auswirkungen des technischen Fortschritts wird u. a die Entwicklung der Bruttoanlageinvestitionen aufgefaßt. Mit der Kovariaten "Veränderung des Preisinde64 Statistisclws Bundesamt (v. J.) für 1950 bis 1959 und ab 1960 Sachverstßndigenral, S. 53, Tabelle 7, sowie eigene Berechnungen, Basisjahr 1960. 6S Institut für Wirtschaftsforschung. Die Veränderung wurde in jeweiligen Preisen berechnet. 66 Gernessen wird dies als die jeweilige Veränderung des realen Bruttoinlandsproduktes je Erwerbstätigenstunde gegenüber dem Vorjahr; Institutfür Wirtschaftsforschung. 67

Siehe Statistisches Bundesamt (v. J.) und eigene Berechnungen.

Für die Jahre 1950-1959 wurden die Daten Breischneideret al., S. H52, und ab 1960 Sachverstßndigenrat, S. 247, Tabelle 27• entnommen. 69 Ein Wert für das Jahr 1959 konnte nicht ermittelt werden. Als Quelle diente fLir die Zeit von 1950 bis 1958 G/eitze, S. 169, und ab 1960 Statistisches Bundesamt (1983), S. 209, Tabelle 2.18, und eigene Berechnungen. 68

132

F. Untersuchung der Lohnmobilität mit der Ereignisanalyse

xes" enthält das Modell einen spezifischen (Spät-)lndikator11l für die konjunkturelle Entwicldung, dem in These 10 eine eigenständige Bedeutung im Prozeß der Lohnfindung beigemessen wird: r

bzw.

=

exp(ßo + ßt · BSPVER(t) + ß2 · PINDVER(t) + ß3 · BRINV(t))

r = -0,1156

Anteil der Bruttoanlageinvestitionen am Bruttosozialprodukt

der gesamtwirtschaftlichen Faktoren

TabelleF5 ~-Koemzienten

Der geschätzte Koeffizient ist bei einer Irrtumswahrscheinlichkeit von 0,05 nicht signifikant von Null verschieden. Die Anzahl der Freiheitsgrade beträgt df = 3.

· -

-3,622 -7,021 -5,508 -5,455 ·5,567

Geburtskohorte der Arbeiter 1916 1918 1919 1921 1924

Quelle: Eigene Berechnungen.

b)

•>

-3,767 -3,262 -4,658 -4,969 -4,323

Geburtskohorte der Arbeiterinnen 1916 1918 1919 1921 1924

Konstante

Die geschätzten

1590 3155 438 1474 802

999 590 806 240 1165

X2 -Werteb>

,..., ,...,

r

B'

Jg

12'

r

~·

if

!9 er ~

--- - -

-

10,30 13,31 7,50 8,44 7,32

Geburtskohorte der Arbeiter 1916 1918 1919 1921 1924

-----

12,67 10,61 10,34 7,98 12,00

(1)

- -

-9,34 -11,75 -6,98 -7,78 -6,82

-11,25 -9,59 -9,37 -7,39 -10,71

(2)

Veränderung des Bruttosozialproduktes

Geburtskohorte der Arbeiterinnen 1916 1918 1919 1921 1924

Quelle: Eigene Berechnungen.

Tabelle F.6

-11,89 -20,06 -11,85 -12,18 -12,19

-17,27 -14,74 -15,87 -14,63 -17,15

(1)

13,49 25,09 13,44 13,87 13,88

20,88 17,29 18,86 17,14 20,70

(2)

Veränderung des Preisindexes

Der Einfluß der gesamtwirtschaftlichen Faktoren auf die MoblUtälsrate (1) und die mittlere Verwelklauer (2) • in v. H. •

-14,77 -7,17 -5,27 -5,53 -4,72

-14,97 -15,99 -9,80 -8,29 -10,91

17,33 7,72 5,56 5,85 4,95

16,78 19,03 10,86 9,04 12,25

Anteil der Bruttoanlageinvestitionen am Bruttosozialprodukt (2) (1)

i ~­

l

[

l

t

~

I

Ir

.

~

~

:"11

~

m. Parametrische Überprüfung der Thesen

135

IV. Zusammenfassung Ziel dieses Kapitels war es aufzuzeigen, welche exogenen Variablen einen Einfluß auf die individuelle Lohnmobilität und somit auf die personelle Einkommensverteilung haben. ob beispielsweise eine nur angebotsorientierte Theorie, wie z. B. die Humankapitaltbeorie, zur Erklärung ausreicht, oder ob sie wichtige Bestimmungsgrößen außer Acht läßt. Es konnte ein Teil der in Kapitel D entwickelten Thesen durch die geringe Anzahl individueller Variablen im Datensatz und durch eine nur bedingt mögliche Operationalisierung der Thesen sowie der notwendigen Selektion exogener Variablen nicht überprüft werden. Die Variablen wurden auch nicht in einem Modell gemeinsam aufgenommen, da dies nur innerhalb eines Modells, das auf theoretischen Vorstellungen über die Wirkungszusammenhänge der exogenen Variablen beruht, geschehen kann. Von daher wurden auch keine Modelltests durchgeführt, die nur bei einem Modell sinnvoll sind, das die individuelle Lohnmobilität erklärt und alle wichtigen Einflußgrößen berücksichtigt.

Die Untersuchung zeigte, daß die Lohnmobilität von individuellen und ökonomischen Faktoren beeinflußt wird. Individuelle Ereignisse beeinflussen die Lohnmobilität sowohl mindernd Schwangerschaft - als auch steigernd - Krankheit und Arbeitslosigkeit. Ebenso wirken individuelle Faktoren, die sich kontinuierlich ändern, auf die Lohnmobilität. Von diesen konnte nur die Berufserfahrung spezifiziert werden, die mobilitätsmindernd wilkt. Die individuelle Lohnmobilität wird auch von konjunkturellen und strukturellen Änderungen des Arbeitsmarktes und der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung beeinflußt. Positive Veränderungen der Arbeitslosenquote, des Erwerbspersonenpotentials und des Bruttosozialproduktes bewirken eine Erhöhung der individuellen Lohnmobilität Demgegenüber wirkt eine Erhöhung des Preisindexes und der Bruttoanlageinvestitionen mobilitätsmindernd. Eine Berücksichtigung individueller und ökonomischer Größen im Rahmen der Erklärung der individuellen Lohnmobilität und somit der personellen Einkommensverteilung ist dementsprechend unumgänglich.

G. Zusammenfassung Ziel dieser Arbeit war es zu untersuchen, ob bzw. in welchem Umfang Einkommensmobilität in der Bundesrepublik Deutschland vorliegt und von welchen Faktoren sie abhängt. Dazu wurde eine deskriptive Vorgehensweise gewählt, um die Fülle der Einflußfaktoren zu selektieren und in geeigneten Indikatoren zusammenzufassen sowie Anhaltspunkte über ihre relative Bedeutung bei der Erklärung der Einkommensverteilung zu gewinnen. Die Arbeit liefert insbesondere Ergebnisse, die zur Entwicklung einer empirisch fundierten dynamischen Theorie der personellen Einkommensverteilung hilfreich sind. Eine Einbettung der Untersuchung in die Verteilungstheorie enthält das Kapitel B. Das verwendete Datenmaterial ist eine Stichprobe, die für die von der Bundesregierung berufene Kommission Alterssicherungssysteme von den deutschen Rentenversicherungsträgem erstellt wurde. Es handelt sich um eine repräsentative Stichprobe für den Rentenzugang des Jahres 1981. Sie beinhaltet Informationen über individuelle Einkommensverläufe für das gesamte Erwerbsleben. Für die Analyse mußten die Begriffe "Einkommen" und "Mobilität" spezifiziert werden (Kapitel C): - "Einkommen" ist das Bruttoarbeitsentgelt, wie es in den individuellen Konten bei den Rentenversicherungsträgem erlaßt ist - daher wird der Begriff "Lohn" verwendet-und - "Mobilität" ist die Veränderung der relativen Lohnposition im Zeitablauf (Kapitel E) bzw. der Wechsel der Zugehörigkeit zu einer Einkommensklasse (Kapitel F), wobei die Klasseneinteilung nach Dezilen erfolgte. Ausgangspunkt für eine empirische Untersuchung ist die Formulierung von Thesen über die Abhängigkeit der zu erldärenden Lohnmobilität von individuellen, sozialen und ökonomischen Faktoren, die empirisch übetprüft werden sollen. In der vorliegenden Arbeit konnten nur heuristisch erarbeitete Thesen über die Wirkungsweise von Einflußfaktoren auf die individuelle Lohnmobilität herangezogen werden (Kapitel D ). Es ist zwar eine Theorie der Verteilung

G. Zusammenfassung

137

der Arbeitseinkommen entwickelt worden', die für die Herleitung eines empirisch überprüfbaren Erklärungsmodells der Lohnmobilität hätte verwendet werden können. Diese 1beorie führt die Verteilung jedoch zum Teil auf individuelle Faktoren zurück, deren Wirkung anband des zur Verfügung stehenden Datenmaterials nicht analysiert werden kann, da in diesem zu wenig Informationen über individuelle Charakteristika enthalten sind. In den beiden anschließenden Kapiteln wurde die individuelle Lohnmobilität für den Zeitraum von 1950 bis 1979 auf der Grundlage des Mobilitätsindexes von Shorrocks (Kapitel E) und der Ereignisanalyse (Kapitel F) untersucht, um die in Kapitel D abgeleiteten 1besen auf ihre empirische Relevanz zu überprüfen. Für die Analyse mit Hilfe des Mobilitätsindexes wurde die von Shorrocks 2 vorgeschlagene sowie eine modifizierte Vorgehensweise gewählt. Der Grund dafür war, daß in anderen empirischen Untersuchungen für die Lebenseinkommen, d. h. für über einen längeren Zeitraum aggregierte Einkommen, eine geringere Ungleichheit nachgewiesen wurde als für die jeweiligen Periodeneinkommen. Dies wurde mit einer langfristigen Veränderung der Einkommen und somit mit einer langfristig anhaltenden Mobilität begründet. Deshalb bildete diese zunächst den Untersuchungsgegenstand. Das Ergebnis der Analyse war, daß eine lang andauernde individuelle Lohnmobilität, die zu einer Nivellierung der Lebenseinkommen führt, nicht vorliegt. Die Veränderung der Löhne ist somit von kurz- bis mittelfristiger Art. Um darüber zu weiteren Aussagen zu gelangen, wurde das Vorgehen bei der Berechnung des Mobilitätsmaßes leicht modifiziert: Die Löhne wurden nur noch über kürzere Zeiträume aggregiert, um so die kurz- bis mittelfristige Lohnmobilität erfassen und beschreiben zu können. Es wurden Mobilitätsprofile gezeichnet, deren Verlauf als Indiz für den Einfluß von Konjunkturschwankungen auf die individuelle Lohnmobilität gewertet wurde: Ein konjunktureller Aufschwung hat eine Erhöhung, ein Abschwung eine Verminderung der Lohnmobilität mit einem time-lag von etwa einem Jahr zur Folge. Die Instabilität der Löhne ist somit nicht nur zufallsbedingt oder ausschließlich von

1 Siehe 2

Weizsäcker.

V gl. dazu Shorrocks ( 1978).

138

G. Zusammenfassung

individuellen Faktoren abhängig, sondern auch von konjunkturellen Einflüssen3.

Im Anschluß daran wurden die verbleibenden Hypothesen mit Verfahren der Ereignisanalyse übetprüft Es wurde in drei voneinander getrennt berechneten Modellen eine Mobilitätsrate, d h. das Risiko eines Klassenwechsels, geschätzt und der Einfluß ausgewählter Determinanten auf diese quantifiziert. Es wurde ein Modell fiir - individuelle Faktoren, - gesamtwirtschaftliche Faktoren sowie - Faktoren des Arbeitsmarktes geschätzt und getestet. Die jeweils geschätzte Mobilitätsrate und somit die individuelle Lohnmobilität war sehr klein, wurde jedoch durch exogene Variablen zum Teil sehr stark beeinflußt. Bei den untersuchten Kohorten ist z. B. die Wirlrung der BerufSerfahrung auf den Lohnverlauf stabilisierend: Ein zusätzliches Jahr in einer versicherungspflichtigen Tätigkeit reduzierte die Lohnmobilität bis zu 25%. Einen steigemden Effekt konnte beispielsweise für die Arbeitslosenquote (eine exogene Arbeitsmarktvariable) gezeigt werden: Die Erhöhung der Arbeitslosenquote um einen Prozentpunkt steigerte die Lohnmobilität durchschnittlich um etwa20%. Bei der parametrischen Analyse zeigte sich sehr deutlich, daß in dem zur Verfügung stehenden Datenmaterial zu wenig Informationen über individuelle Merkmale enthalten sind. So fehlen für eine tiefergehende Untersuchung wichtige Angaben über weitere Einkünfte, die schuliche und berufliche Ausbildung, den ausgeübten Beruf und den Familienstand bzw. die jeweilige Haushaltszusammensetzung, um nur einige zu nennen. Mit diesen zusätzlichen Informationen wäre es beispielsweise möglich, die Auswirlrungen der Sozial- und Verteilungspolitik, von Abgaben und TransferzahJungen usw. auf die individuelle Einkommensmobilität zu analysieren. Zudem sind die Bruttoarbeitsentgelte nur bis zu der Beitragsbemessungsgrenze aufgeführt, so daß ein Teil der im Datensatz erfaßten Individuen mit dem Berufsstatus eines Angestellten bei der Untersuchung nicht berücksichtigt werden konnte. Dies beschränkt die Aussagefahigkeit der Ergebnisse auf die Bruttolöhne und deren Entwicklung. Hier könnte durch das ab 1984 durchgeführte Sozio-ökooomische Panel", in dessen Rahmen 3 Hinweise darauf lieferte auch eine Untersuchung dieses Datenmaterials mit Hilfe von Mobilitätsmatrizen; siehe Schmäh// Faching~r. S. 14-16. 4 Hanef~ld ( 1987).

G. Zusammenfassung

139

vielfältige individuelle Merkmale erhoben werden, Abhilfe geschaffen werden - obgleich dieser Datensatz keine Infonnationen über das gesamte Erwerbsleben von Personen enthält. Nach einer entsprechenden Laufzeit dieses Panels wäre es sogar möglich, ein auf der Basis der lbeorie der Verteilung der Arbeitseinkommens entwickeltes Erklärungsmodell der individuellen Lohnmobilität empirisch zu überprüfen. Trotz dieser zum Teil beträchtlichen Mängel des verfügbaren Datenmaterials läßt sich als Ergebnis dieser Arbeit festhalten, daß eine Berücksichtigung sowohl individueller Variablen, wie dies z. B. im Humankapitalansatz geschieht, als auch von makroökonomischen Größen für eine dynamische Verteilungstheorie unumgänglich ist. Eine Theorie der personellen Einkommensverteilung muß sowohl angebots- als auch nachfrageorientierte Aspekte des Arbeitsmarktes erfassen und dabei die Interdependenzen aller Märkte berücksichtigen. Es ist dabei zu beachten, daß für ein Wirtschaftssubjekt nicht nur die Höhe des in einer Periode erzielten Einkommens von Bedeutung ist, sondern auch die Entwicklung seines Einkommens im Zeitablauf- die Einkommensmobilität Die hier präsentierten Ergebnisse sind auch von verteilungspolitischem Interesse. Da das Datenmaterial in erster Linie Aussagen über die Verteilung der Arbeitseinkommen vor Einsetzen der (direkten) staatlichen Umverteilungsmaßnahmen6 über das Steuer- und Transfersystem erlaubt, konnte gezeigt werden, daß eine Einkommenspolitik im Sinne einer Beeinflussung der Verteilung der Primär-Einkommen in der Bundesrepublik Deutschland für die Jahre 1950 bis 1979 für die untersuchten Kohorten im Gesamteffekt keine wesentliche Wirlrung erzielte. Es zeigte sich weiterhin, daß die betrachteten Arbeitseinkommen in diesem Zeitraum nur einer geringen Mobilität unterlagen - die individuellen Positionen in der Primär-Verteilung der Einkommen somit im Zeitablauf in der Regel eine hohe Stabilität aufwiesen. Dieses Ergebnis ist für die Verteilungs- und Sozialpolitik von Bedeutung.

s Weizsdcker. Dies heißt nicht, daß die indirekte Wirkung, die Umvert.eilungsmaßnahmen - beispielsweise über Anpassungsprozesse - auf die Verteilung der Arbeitseinkommen haben, bei dem verwendeten Daterunaterial nicht vorliegt. 6

Anhang I. Stichprobenbeschreibung Die in den Untersuchungen benutzte Stichprobe ist eine Sondererhebung der deutschen Rentenversicherungsträger, die 1982 für die von der Bundesregierung berufene Sachverständigenkommission Alterssicherungssysteme (ASK) durchgeführt wurde 1• Dabei handelt es sich um eine 10%-Zufallsstichprobe aus der Grundgesamtheit des Neuzugangs an Versichertenrenten des Jahres 1981 der Rentenversicherungen der Albeiter (ArV), der Angestellten (AnV) und der Knappschaft (KnV)2• Diese insgesamt 62 049 anonymisierten Datensätze enthalten nur Informationen über rentenversicherungsrechtlich relevante Tatbestände der versicherten Personen3• Es handelt sich hierbei hauptsächlich um Daten von sogenannten "Neuzugängen", d. h. von solchen Personen, die im Jahre 1981 einen positiven Rentenbescheid erhalten haben. Demgemäß sind keine Fälle in der Stichprobe enthalten, deren Rente umgewandelt wurden, wie etwa Berufsunfahigkeitsrenten in Alters- bzw. Erwerbsunfahigkeitsrenten. Versicherungsfälle des Jahres 1981 wegen Erwerbsunfahigkeit (§ 1247 Reichsversicherungsordnung (RVO), § 24 Angestelltenversicherungsgesetz (AVG), § 47 Reichsknappschaftsgesetz (RKG)) wären aufgrund der langen Bearbeitungszeiten für die Rentenberechnung erst im Laufe des Jahres 1982 erfaßt worden. Deshalb wurden aus dieser Gruppe auch Versicherungsfälle aus dem Jahr 1980 zugelassen, da ansonsten Versicherungsfalle wegen Erwerbsunfahigkeit nicht in hinreichender Anzahl hätten berücksichtigt werden können 4• Bei diesen "Zugangsrentnem" handelt es sich weiterhin um solche Personen, die eine Versichertenrente der folgenden Arten erhalten: Vgl. dazu BUIIdesregieru"g (1983a), S. 17-24, und Hei~. die vorliegende Untersuchung wurden die Daten der knappschaftliehen Rentenversicherung nicht berücksichtigt. 3Vgl. dazu JotlaS et al. (1981, 1982a. 1982b und 1982c), H.-W. Müller (1980a und 1980b) sowie Oppmon". 4 Siehe z. B. Buradesregierung (1983b), S. 147. I

2 Für

I. Stichprobenbeschreibung

141

- Rente wegen Erwerbsunfähigkeit (§ 1247 RVO, § 24 AVG, § 47 RKG) - Altersrubegeld, unterschieden nach: -- Nonnales Altersruhegeld mit Vollendung des 65. Lebensjahres(§ 1248 V RVO, § 25 V AVG, § 48 V RKG) -- Vollendung des 60. Lebensjahres bei Vorliegen von Arbeitslosigkeit (§ 1248 II RVO, § 25 II AVG, § 48 II RKG) -- Vollendung des 60. Lebensjahres bei Frauen (§ 1248 ill RVO, § 25 ill AVG, § 48 ill RKG) -- Vollendung des 62. Lebensjahres bei Vorliegen von Schwerbeschädigung, BeruJN- oder Erwerbsunfabigkeit (§ 1248 I RVO, § 25 I AVG, § 48 IRKG) -- Flexibles Altersruhegeld bzw. vorgezogenes Altersruhegeld mit Vollendung des 63. Lebensjahres(§ 1248 I RVO, § 25 I AVG, § 48 I RKG). Die ASK-Stichprobe wurde mit dem Ziel gezogen, den Übergang aus dem Erwerbsleben in den Ruhestand zu untersuchen5. Damit bezieht sich die ASKStichprobe auf die Grundgesamtheit der Personen, die gerade diesen Wechsel vollzogen haben. Aus diesem Grunde sind auch keine Personen in der Stichprobe erfaßt, die zum einen eine Berufsunfahigkeitsrente nach § 1246 RVO (§ 23 AVG), und zum anderen eine Hinterbliebenenrente gemäß § 1263 RVO (§ 40 AVG) erhalten, da diese beiden Gruppen noch am Erwerbsprozeß beteiligt sind. Von den 623 257 Personen des Rentenzugangs 1981 blieben deswegen 170 358 unberücksichtigt, so daß die Grundgesamtheit letztendlich 452 899 Individuen umfaßte. Nach der Durchführung der Stichprobenziehung und der Überprüfung der in der Stichprobe vorliegenden Datensätze auf Plausibilität und inhaltliebe Konsistenz, bildeten schließlich 62 049 Fälle den Sticbprobenbestand6. Im einzelnen wird der Zusammenhang zwischen dem Rentenneuzugang, der Grundgesamtheit, der Stichprobe und dem Stichprobenbestand aus der Tabelle 1.1 ersiehtlieb. Im wesentlichen sind in dem vorliegenden Datensatz die Versicherungszeiten mit den jeweils zugehörigen Angaben über die Art der Versicherungszeit enthalten - unterschieden beispielsweise - nach dem Versicherungszweig, d h. an welche Rentenversicherung wurden

5 Siehe beispielsweise Heine. 6Vgl. Oppmann, S. 289; in diesem Artikel ist ein Hochrechnungsrahmen für die ASKStichprobe angegeben.

142

Anhang

die Beiträge bezahlt - Arbeiter-, Angestellten- oder knappschaftliehe Rentenversicherung -, und - nach Pllichtbeitrags-, Ausfall- oder Ersatzzeiten, wobei der Beginn und die Dauer der jeweiligen Zeit angegeben sind. Tabelle 1.1

Die Soodererlltebung der Reoteoverslcberuogstriiger

KnV

RV

ArV

AnV

insgesamt Rentenzugang 1981

378 995

223 224

21038

623 257

Grundgesamtheit -absolut - in % des Rentenzugangs

273 101 72,1%

171491 76,8%

8 297 39,4%

425 889 72,7%

Stichprobe -absolut - in % des Rentenzugangs - in % der Grundgesamtheit

35 137 9,3% 12,9%

22 836 10,2% 13,3%

8 297 39,4% 100%

66270 10,6% 14,6%

Stichprobenbestand -absolut - in % des Rentenzugangs - in % der Grundgesamtheit - in % der Stichprobe

33 558 8,9% 12,3% 95,5%

20959 9,4% 12,2% 91,8%

7 532 35,8% 90,8% 90,8%

62049 10,0% 13,7% 93,6%

Quelle: Oppmann, S. 289, und eigene Berechnungen.

Die Einkommensangaben beziehen sich auf die versicherungspflichtigen Tätigkeiten und sind beschränkt auf das Bruttoarbeitsentgelt (Bruttolohn oder -gehalt) bis zur Höhe der in dem jeweiligen Jahr geltenden Beitragsbemessungsgrenze. Es sind nicht die monatlich erhaltenen Bruttoarbeitsentgelte abgespeichert, sondern Eink:ommenssummen, die über den Zeitraum (in Monaten gemessen) innerhalb eines Jahres ermittelt wurden, in dem der Versicherte ein beitragspflichtiges Entgelt erzielte. Dieser Zeitraum umfaßt maximal ein Jahr, und zwar dann, wenn der Versicherte in diesem Jahr ohne Unterbrechung gearbeitet hat. Schwankungen der Einkommen innerhalb dieses Zeitraumes sind nicht ausgewiesen - somit können monatliche Entgelte nicht exakt, sondern nur durch eine Durchschnittsbildung über den ausgewiesenen Zeitraum ermittelt

I. Stichprobenbeschreibung

143

werden: Einkommensangaben sind für den entsprechenden Beschäftigungszeitraum, der höchstens ein Jahr beträgt, genau erfaßt. Die Angaben über die Zeiten der Beschäftigung sind hingegen auf den Monat genau erfaßt, ebenso die Angaben über Zeiten der Nichterwerbstätigkeit sowie die Gründe dafür. Des weiteren sind in dem Datensatz Informationen über die Ausbildung, d. h. Schulausbildung und Lehrzeit, enthalten. Die Forschungsinteressen im Rahmen der Einkonunensverteilungsanalyse erfordern spezifische Grundgesamtbeiten. Prinzipiell kann man folgende Grundgesamtbeilen unterscheiden: 1. Periodenquerschnitt Ein Periodenquerschnitt ist dann von Interesse, wenn Fragen der Einkommensverteilung, der sektoralen und regionalen Einkommensschichtung in einer Periode- in der Regel einem Jahr- zu untersuchen sind. 2. Kohorte Eine Kohorte7 - z. B. ein Geburtsjahrgang oder Personen mit gleichem Jahr des Eintritts ins Erwerbsleben - mit ihrem gesamten Lebenserwerbsverlauf ist von Interesse, wenn der Untersuchungsgegenstand die Lebenserwerbsphase, ggf. auch die anschließende Phase des Rentenbezugs, ist (Lebenseinkonunensanalyse), insbesondere bei Fragestellungen wie: - Welche dauerllaften Effekte haben spezifische Berufseingangsbedingungen für den späteren Erwerbsverlauf! - Wie divergieren die Einkommenspfade von Individuen, die annähernd gleiche Eingangsbedingungen vorfanden? - Wie witken sich wirtschaftliebe oder politische Phänomene auf individuelle Erwerbsverläufe aus ? 3. Populationslängsschnitt Unter einem Populationslängsschnitt versteht man das Aggregat vieler Kohorten über einen bestimmten Zeitraum. Diese Gesamtheit wäre für die meisten langfristigen, auf dynamische Zusanunenhänge abstellenden Fragestellungen die adäquate Grundgesamtheit Ein Populationslängsschnitt würde es ermöglichen, sowohl Kohorten- als auch Periodenquerschnittsanalysen durchzuführen, die Entwicklung des dynamischen Prozesses der Einkommenserzielung zu verfolgen und den Zustand dieses Prozesses an einem beliebigen Zeitpunkt (Querschnitt) innerhalb des Beobachtungszeitraums zu untersuchen. Viele noch offene Fragen, die sich auf die Verbindung von Ko7

Zur allgemeinen Darstellung des Kohortenkonzepts siehe z. B. Ryder.

144

Anhang

horten- und Periodenquerschnittsuntersuchungen beziehen 8, könnten dadurch beantwortet werden. Die der ASK-Stichprobe zugrundeliegende Gesamtheit weist Merlanale aller drei Typen der oben beschriebenen Grundgesamtheilen auf: Die Stichprobe enthält eine Reihe verschiedener Kohorten, sie urnfaßt für einige Perioden einen Teil der jeweiligen Periodenquerschnitte und schließlich sind einige Kohorten mit ihren gesamten Erwerbsphasen erfaßt. Allerdings gilt dies nur eingeschränkt: 1. Keine Periode wird innetbalb der ASK-Stichprobe durch einen kompletten Querschnitt erfaßt Stets fehlen den möglichen Periodenquerschnitten der ASK-Stichprobe einige Altersklassenaufgrund des Rentenzugangsalters. 2. Keine Kohorte wird in der ASK-Stichprobe vollständig erfaßt. Die Grundgesamtheit der ASK-Stichprobe bezieht sich nur auf jene Kohortewnitglieder, die nicht bereits vor 1981 eine Rente ernalten haben oder nach dem Stichjahr eine Rente beantragen werden. Ebenso sind jene Personen nicht erfaßt, die nicht dem System der gesetzlichen Rentenversicherung angehören. 3. Kein Periodenabschnitt wird nach Kohorten vollständig erfaßt. Die innnerhalb der ASK-Stichprobe erfaßten Kohorten bilden disjunkte Mengen, und sind daher für Interkohortenvergleiche nur bedingt zu gebrauchen. Aus der Kombination der vomergehenden Kritikpunkte ergeben sich noch zusätzliche Begrenzungen der ASK-Stichprobe, so daß sie nicht auf die Grundgesamtheit eines Populationslängsschnittes bezogen werden kann. Diese Problematik wird aus Abbildung 1.1, in der die Altersverteilung der ASK-Stichprobe dargestellt ist, ersichtlich. Bei den Analysen und der Interpretation der Ergebnisse sind die durch den speziellen Aufbau des Datensatzes bedingten Einschränkungen besonders zu beachten.

B Dies sind beispielsweise Fragen nach der Form von Einkommensprofilen oder in bezog auf lnterkohortenvergleiche.

I. Stichprobenbeschreibung Männer 4000

145 Frauen

2000 0 0 4000 6000 '------''------''-------''-----+90+---...___ _...___ _.L-_

8000

6000

2000

Abb. 1.1: Altersverteilung der ASK-Stichprobe im Jahre 1981

8000 _____,

146

ß. Die Verteilung der Löhne innerhalb der Stichprobe

ll. Die Verteilung der Löhne innerhalb der Stichprobe In diesem Abschnitt soll die Verteilung der Löhne innerhalb der Stichprobe exemplarisch anband einzelner Geburtskohorten beschrieben und mit Hilfe unterschiedlicher Statistiken ein relativ umfassendes Bild der Lohnverteilung gezeichnet werden

Das arithmetische Mittel und der Median der Löhne dienen dazu, die Lage der Verteilung zu bestimmen. Diese Werte wurden fiir einzelne ausgewählte Geburtsjabrgänge, getrennt nach Geschlecht und Status•, berechnet und ihre Entwicklung untereinander, gemessen anband der nominalen Änderungsraten, und auch mit den in den jeweiligen Statistischen Jahrbüchern und in der Statistik des Verbands Deutscher Rentenversicherungsträger (VDR) 2 ausgewiesenen jährlichen Durchschnittsverdiensten verglichen. In der Arbeit wird nur auf das arithmetische Mittel Bezug genommen, da die beiden Lagemaße, wie aus der Tabelle 11.1 ersichtlich ist, sich in ihrer Größe und Entwicklung sehr ähnlich sind3 • Als ergänzendes Maß zum arithmetischen Mittelwert ist zur Darstellung der Häufigkeitsverteilung ein Maß für die Variabilität, d. h. für die Ungleichheit der empirischen Verteilung, notwendig. Es gibt eine Vielzahl von Maßzahlen, die zur Beschreibung der Ungleichheit geeignet sind, jedoch kein wertfreies, objektives Ungleichheitsmaß im Sinne von "statistischer Neutralität"4. Daher wird hier der Forderung von Lütbi an die Ungleichheitsmessung entsprochen, eine Auswahl mehrerer Ungleichheitsindizes zu benutzen, die die Veränderungen in einzelnen Bereichen der Verteilung unterschiedlich starlc ausweisen5.

Um die Verteilung der Löhne und die Ungleichheitsentwicklung differenzierter als durch die verschiedenen Maßzahlen beschreiben zu können, 1 Unter dem Begriff "Status" wird die Zugehörigkeit zu dem jeweils meldenden Versicherungsträger, hier der Arbeiterrenten- oder Angestelltenversicherung verstanden. Zur genaueren Darstellung siehe die Stichprobenbeschreibung im Anhang I. 2 Verband Deutscher Rentenversicherungstriiger, S. 46. 3 In empirischen Untersuchungen hat sich erwiesen, daß die Lohn- und Einkommensverteilung rechtsschief ist. Der Wert des arithmetischen Mittels liegt dabei z. T. erheblich über dem des Medians (vgl. Deutsches Institut [Ur Wirtschaftsforschung (1973, S. 223, und 1974, S. 12) sowie Göseke I Bed4u, S . 186, S. 192 und S. 198). Dies ist in der vorliegenden Analyse nicht so, weil die Löhne nur bis zur Höhe der Beitragsbemessungsgrenze erfaßt wurden (vgl. Kapitel C) und von daher große Werte, die die Differenz von arithmetischem Mittel und Median verursachen, nicht in der Stichprobe enthalten sind, d. h. die Lohnverteilung der Stichprobe ist rechtszensiert (vgl. zu diesem Begriff Maddala, S. 5 und S. 149-151 ). 4Siehe dazu LUthi. 5 Vergleiche

besonders Champenwwne (1974), LUthi und Meier.

li. Die Verteilung der Löhne innerhalb der Stichprobe

147

Tabelle 11.1

Dun:bschoittlkhe Jahresarbeitsentgelte - ln DM -

Arbeiter 1916•> Median

arithm. Mittelwert

Bruttolohnund -gehaltssummeh>

2556,00 3014,00 3249,00 3560,00 3670,00 4065,00 4474,00 4733,00 5136,00 5347,00 5845,00 6535,00 7140,00 7671,00 8446,00 9216,00 9811,00 10076,00 10707,00 11724,00 13307,00 15124,00 16483,00 18206,00 20232,00 21503,00 22671,00 23610,00 25175,00 26751,00 28643,00

2432,75 2919,19 3144,02 3387,06 3590,43 3984,99 4405,72 4671,92 4990,71 5303,33 5818,77 6430,88 7028,57 7524,75 8270,10 9068,72 9700,33 9952,03 10614,63 11635,30 13128,60 14778,76 16169,60 17901,26 19826,64 20975,06 22077,89 23104,72 24735,41 26524,07 28326,84

2918,00 3393,00 3660,00 3876,00 4077,00 4401,00 4751,00 4998,00 5332,00 5625,00 6148,00 6775,00 7395,00 7850,00 8556,00 9336,00 10014,00 10349,00 10988,00 12003,00 13841,00 15403,00 16821,00 18711,00 20742,00 22063,00 23611,00 25226,00 26577,00 28077,00 29922,00

Jahr

1950 1951 1952 1953 1954 1955 1956 1957 1958 1959 1960 1961 1962 1963 1964 1965 1966 1967 1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 Quelle:

Bruttojahresarbeitsentgeltec> für AIVundAnV 3161,00 3579,00 3852,00 4061,00 4234,00 4548,00 4844,00 5043,00 5330,00 5602,00 6101,00 6723,00 7328,00 7775,00 8467,00 9229,00 9893,00 10219,00 10842,00 11839,00 13343,00 14931,00 16335,00 18295,00 20381,00 21808,00 23335,00 24945,00 26242,00 27685,00 29485,00

•> Arbeiter der Geburtskohorte 1916, eigene Berechnungen;

b)

Statistisches Bundesamt ( 1984); Deutscher Rentenversicherungstrdger.

c) Verband

werden zusätzlich die relativen Anteile der Dezile6 am Gesamtlohn der jeweiligen ausgewählten Kohorte näher betrachtet.

6 Die Definition des

Begriffs ''Dezil" ist in Fußnote 74 des Kapitels C angegeben.

148

Anhang

Die berechneten Maßzahlen werden nur anband der 1916er und 1921er Kohorten für den Zeitraum von 1950 bis 1979 aufgeführt, da für alle anderen Kohorten sehr ähnliche Verläufe vorliegen. 1. Der Durchschnittslohn und seine Entwicklung

Wie erwartet, zeigt sich bei der Bettachtung der Durchschnittslöhne (siehe dazu die Tabelle ll.2), daß: - der Lohn der Männer im Durchschnitt höher liegt als der der Frauen, - die Angestellten mehr verdienen als die Arbeiter und - in jedem Jahr der monatliche Durchschnittslohn der jüngeren Kohorten in der Regel über dem der älteren liegt7. Die Entwicklung der Durchschnittslöhne zeigt in etwa den Verlauf, der sowohl in den Bruttoarbeitsentgelten der Arbeiter und Angestellten als auch in den Durchschnittswerten der Bruttolohn- und Gehaltssumme zum Ausdruck kommt (siehe Tabellen ll.l und ll.2). Ein Vergleich der Durchschnittswerte der Stichprobe mit denen aus amtlichen Statistiken ist nur sehr eingeschränkt aussagefähig, da die hier verwendeten Daten des Statistischen Bundesamtes und des VDR auf Periodenquerschnitten beruhen•. Die Gegenüberstellung veranschaulicht, daß sich die Entwicklung, die sich in den Querschnittserhebungen zeigt, auch in den Längsschnittdaten der jeweiligen Kohorten widerspiegelt. Was vielleicht überrascht, ist die z. T. geringe Abweichung der Durchschnittslöhne der männlichen Arbeiter des Jahrgangs 1916 von den durchschnittlichen Bruttoarbeitsentgelten und auch, daß die zeitliche Entwicklung der Änderungsraten für keine der Untergruppen, ob Arbeiter oder weibliche Angestellte, ob Arbeiterinnen oder männliche Angestellte, sieb bemerkenswert von der der Änderungsraten in den ausgewiesenen Statistiken unterscheiden (siehe Tabelle II.3). 2. Die Ungleichheit der Löhne im Zeitablauf

Bettachtet man die Varianz der Löhne, so ist, wie aucb bei der Entwicklung der Durchschnittslöhne, ein stetiges Anwachsen seit 1950 zu konstatieren (vgl. 7 Dieses Ergebnis gilt nur für den Rentenzugang 1981 und kann nicht einfach auf alle in den jeweiligen Jahren Geborenen übertragen und als Ergebnis eines Kohorteneffekts interpretiert werden. 8 V gl. zu dem unterschiedlichen "O!arakter" von Datenerhebungen Anhang 1.1. Zudem beziehen sich die Ergebnisse der amtlichen Statistiken auf Grundgesamtheilen und nicht auf Stichprobenerhebungen.

li. Die Verteilung der Löhne innerhalb der Stichprobe

149

Tabelle 11.2

DurcMc:boittlicbe Jabresarbellseotgelte - in DM -

Jahr

1950 1951 1952 1953 1954 1955 1956 1957 1958 1959 1960 1961 1962 1963 1964 1965 1966 1967 1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 Quelle:

Kohorte•> 1916 Arbeiter

männl. Arbeiter Arbeiterinnen Angestellte

Brutto- Bruttojahlohn- und resarbeits-gehalts- entgeltec> summ eh> für ArV undAnV

2432,75 2919,19 3144,02 3387,06 3591,43 3984,99 4405,72 4671,92 4990,71 5303,33 5818,77 6430,88 7028,57 7524,75 8270,10 9068,72 9700,33 9952,03 10614,63 11635,30 13128,60 14778,67 16169,60 17901,26 19826,64 20975,06 22077,89 23104,72 24735,41 26524,07 28326,84

1361,14 1652,95 1788,58 1775,07 1894,87 1995,85 2245,58 2291,38 2534,39 2786,66 2935,34 3123,13 3537,48 3793,53 4061,53 4581,46 5179,92 5513,77 5901,61 6605,27 7504,34 8729,33 9753,54 11280,87 12744,30 13465,70 13675,72 12846,46 14104,37 15693,76 16604,12

2918,00 3393,00 3660,00 3876,00 4077,00 4401,00 4751,00 4998,00 5332,00 5625,00 6148,00 6775,00 7395,00 7850,00 8556,00 9336,00 10014,00 10349,00 10988,00 12003,00 13841,00 15403,00 16821,00 18711,00 20742,00 22063,00 23611,00 25226,00 26577,00 28077,00 29922,00

•> Eigene Berechnungen;

1921

3695,84 2663,53 4292,24 3285,21 4545,22 3624,52 5325,56 3926,78 5600,75 4158,23 5878,96 4644,61 6181,94 5107,54 6695,71 5325,30 7215,87 5599,99 7606,54 5937,80 7887,96 6617,60 8607,70 7233,87 9019,70 7889,70 8308,47 9588,60 10207,24 9196,43 10416,35 10077,48 12487,95 10657,42 13294,91 10665,88 15357,06 11484,26 16766,64 12809,44 18100,69 14873,81 19579,38 16343,21 21476,71 17751,38 23421,75 19669,04 25930,27 21484,85 28603,16 22746,28 31018,64 24148,13 33229,27 25583,24 35747,55 26179,23 37910,87 28034,51 39416,00 27143,86

b) Statistisches Bundesamt ( 1985); c) Verband Deulscher Rentenversicherungsträger ( 1984).

3161,00 3579,00 3852,00 4061,00 4234,00 4548,00 4844,00 5043,00 5330,00 5602,00 6101,00 6723,00 7328,00 7775,00 8467,00 9229,00 9893,00 10219,00 10842,00 11839,00 13343,00 14931,00 16335,00 18295,00 20381,00 21808,00 23335,00 24945,00 26242,00 27685,00 29485,00

150

Anhang Tabelle/13

Änderuogsrateo•> der dorcbscbnittUcbeo Jahresarbeitsentgelte • Ia v. H. •

Jahr

1950 1951 1952 1953 1954 1955 1956 1957 1958 1959 1960 1961 1962 1963 1964 1965 1966 1967 1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980

Kohorte 1916 Arbeiter

-,·

20,00 7,70 7,73 6,00 10,99 10,56 6,04 6,82 6,26 9,72 10,52 9,29 7,06 9,91 9,66 6,96 2,59 6,66 9,62 12,83 12,57 9,41 10,71 10,76 5,79 5,26 4,65 7,06 7,23 6,80

1921

männl. ArbeiteArbeiter rinnen Angestellte ' 21,44 8,21 -0,55 6,75 5,33 12,51 2,04 10,61 9,95 5,34 6,40 13,27 7,24 7,06 12,80 13,06 6,45 7,03 11,92 13,61 16,32 11,73 15,66 12,97 5,66 1,56 -6,06 9,79 11,27 5,80

-,-

16,14 5,89 17,17 5,17 4,97 5,15 8,31 7,77 5,41 3,70 9,12 4,79 6,31 6,45 2,05 19,89 6,46 15,51 9,18 7,96 8,17 9,69 9,06 10,71 10,31 8,44 7,13 7,58 6,05 3,97

·,·

23,34 10,33 8,34 5,89 11,70 9,97 4,26 5,16 6,03 11,45 9,31 9,07 5,31 10,69 9,58 5,75 0,08 7,67 11,54 15,54 9,88 8,62 10,80 9,23 5,87 6,16 5,94 2,33 7,09 -3,18

Brutto- Bruttojahlohn- und resarbeits-gehaltsentgelte für ArV summe undAnV

·,-

16,28 7,87 5,90 5,19 7,95 7,95 5,20 6,68 5,50 9,30 10,20 9,15 6,15 8,99 9,12 7,26 3,35 6,17 9,24 15,31 11,29 9,21 11,24 10,85 6,37 7,02 6,84 5,36 5,64 6,57

•> Die durchschnittlichen Änderungsraten für den Zeitraum von 1950 bis 1980 betragen: -

1916 Arbeiter 1916 Arbeiterinnen männl. Arbeiter 1916 1921 Arbeiter Bruttolohn- und -gehaltssumme Bruttojahresarbeitsentgelte für ArV und AnV

Quelle: Eigene Berechnungen.

8,57 v. H. 8,84 v. H. 8,28 v. H. 8,13 v. H. 8, II v. H. 7,76 v. H.

-,·

13,22 7,63 5,43 4,26 7,42 6,51 4,11 5,69 5,10 8,91 10,20 9,00 6,10 8,90 9,00 7,19 3,30 6,10 9,20 12,70 11,90 9,38 12,00 11,40 7,00 7,00 6,90 5,20 5,50 6,50

li. Die Verteilung der Löhne innerhalb der Stichprobe

151

Tabelle 11.4). Das kann nicht verwundern, da dies schon allein durch die Vergrößerung des Streubereicbs9 - die Beitragsbemessungsgrenze, die die obere Tabelle ll.4

Varianz der Jahresarbeitsentgelte

Jahr

1950 1951 1952 1953 1954 1955 1956 1957 1958 1959 1960 1961 1962 1963 1964 1965 1966 1967 1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 Q~lle:

Kohorte 1916 Arbeiter

Arbeiterinnen

männl. Angestellte

1,5·(10)6 1,9·(10)6 2,1·(10)6 2,3·(10)6 2,4·(10)6 2,7·(10)6 3,2·(10)6 3,3·(10)6 3,7·(10)6 4,0·(10)6 4,5·(10)6 5,1·(10)6 5,5·(10)6 6,1·(10)6 7,0·(10)6 8,2·(10)6 8,9·(10)6 9,7·(10)6 1,2·(10)7 1,4·(10)7 1,7·(10)7 1,9·(10)7 2,3·(10)7 2,6·(10)7 3,0·(10)1 3,9·(10)7 5,3·(10)7 7,9·(10)7 8,4·(10)7 9,9·(10)7 1,1·(10)8

5,7·(10)5 6,9·(10)5 7,9·(10)5 9,8·(10)5 9,8·(10)5 1,1·(10)6 1,6·(10)6 1,8·(10)6 1,9·(10)6 2,4·(10)6 2,5·(10)6 3,4·(10)6 3,7·(10)6 4,3·(10)6 4,9·(10)6 6,5·(10)6 6,8·(10)6 7,6·(10)6 8,4·(10)6 9,5·(10)6 1,2·(10)7 1,6·(10)7 1,7·(10)7 2,1·(10)7 2,6·(10)7 3,5·(10)7 4,7·(10)7 6,4·(10)7 6,6·(10)7 6,7·(10)7 7,5·(10)7

2,8·(10)6 2,9·(10)6 3,9·(10)6 4,4·(10)6 4,8·(10)6 5,0·(10)6 5,5·(10)6 4,3·(10)6 4,6·(10)6 5,6·(10)6 6,6·(10)6 6,8·(10)6 7,9·(10)6 8,9·(10)6 9,9·(10)6 1,2·(10)1 1,4·(10)7 1,4·(10)1 2,0·(10)1 2,0·(10)7 2,0·(10)1 2,2·(10)1 3,1·(10)7 3,4·(10)1 3,6·(10)1 4,6·(10)7 6,1·(10)7 8,5·(10)7 9,7·(10)7 1,2·(10)8 1,5·(10)8

Kohorte 1921 Arbeiter 1,2·(10)6 1,5·(10)6 1,8·(10)6 1,8·(10)6 1,9·(10)6 2,1 ·(10)6 2,2·(10)6 2,3·(10)6 2,4·(10)6 2,6·(10)6 2,9·(10)6 3,2·(10)6 3,6·(10)6 3,7·(10)6 4,5·(10)6 5,1-(10)6 5,7·(10)6 6,7·(10)6 9,0·(10)6 1,0·(10)1 1,1·(10)1 1,3·(10)7 1,5·(10)1 1,9·(10)1 2,3·(10)7 2,8·(10)7 3,1 ·(10)7 3,7·(10)7 4,6·(10)7 4,7·( 10)7 7 ,5·(10)7

Eigene Berechnungen.

9 Der

Begriff "Streubereich" bezeichnet den Bereich, über den die Löhne variieren können.

152

Anhang

Grenze der hier betrachteten Löhne bildet, ist seit 1949 immer wieder erhöht wordento und die Löhne sind nominal gestiegen- verursacht sein könnte. Demgemäß hätte die Ungleichheit innerhalb der Verteilung im Zeitablauf zugenommen. Die Varianz ist jedoch ein Maß, das nicht dimensionslos ist und auf absolute Lohnunterschiede sensitiv reagiert. Eine Vergrößerung des Streubereichs hat, wenn die Werte über den gesamten Bereich variieren können, eine Erhöhung der Varianz zur Folge. Es ist somit denkbar, daß bestimmte Entwicklungen der Ungleichheit durch die Varianz nur vorgetäuscht sind, da der Lohn trendmäßig durch Wirtschaftswachstum und/oder Inflation zumindest nominal ansteigttt. Soll eine Deflationierung bzw. Inflationierung der Werte vermieden werden12, ist es erforderlich, zusätzliche Ungleichheitsmaße zu betrachten, die unterschiedlich stark auf Lohntransfers von und in verschiedene Verteilungsbereiche reagieren13 • Im folgenden werden das Maß von Atkinson mit E =0,5 und E = 0,9, der Gini-Koeffizient und der Variationskoeffizient benutzt 14• Durch die Wahl der verschiedenen Ungleichheitsindizes ist es jedoch nicht möglich zu beurteilen, ob die Ungleichheit in den Verteilungssegmenten unterschiedlich hoch ist, d. h. die Werte der unterschiedlichen Maße sind miteinander nicht vergleichbarts. Es ist leider nicht möglich, die gewonnenen Ergebnisse, wie beim Durchschnittslohn, mit Daten aus anderen veröffentlichten (amtlichen) Statistiken zu vergleichent 6 • Die Ungleichheitsindizes sind ebenfalls, wie auch die Durch-

10 Siehe

II

Verb Die Werte in den Klammem geben das Signifikanmiveau an.

(2)

(I)

Ausländer

(2)

(I)_

Arbeitnehmerquote

Erwerbspersonen

0,226 (0,071) 0,416 (0,018)

0,290 (0,020) 0,503 (0,003) -0,208 (0,100) -0,163 (0,374)

-0,336 (0,007) -0,227 (0,211)

Arbeitsvermittlungen

0,796 (0,001) 0,924 (0,001)

1,00

1,00

Arbeitnehmerquote

- - ------- -

0,159 (0,205) 0,294 (0,103)

0,204 (0,101) 0,359 (0,044)

Frauen

Kurzarbeiter Männer

Fortsetzung Tabelle 111.2

1,00

1,00

0,796 (0,001) 0,924 (0,001)

Ausländer

i

.

F3

VI

N

=

iir

~

=

c

6:: ~

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