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Literatur
Eine Regression beider Reservationslöhne für alle Arbeitslosen weist eine Konstante, die nicht signifikant von null verschieden ist, und einen Steigungskoeffizienten von eins auf; vgl. Schmidt und Winkelmann (1993: 165–166).
Das grundlegende Modell stammt von Kiefer und Neumann (1979). Schmidt und Winkelmann (1993) haben es aufgegriffen und dahingehend angewandt und erweitert, dass erfragte und aus dem Modell heraus prognostizierte Reservationslöhne verglichen werden können. Die in dieser Arbeit vorgestellte Darstellung des Schätzansatzes ist eng an Schmidt und Winkelmann (1993) angelehnt.
Vgl. Gleichung (5‴) in Abschnitt 3.1.3.
Sofern der Koeffizient von λ als (σ 2o -σ ro )/σ geschrieben wird, ist ersichtlich, dass λ nur negativ werden kann, wenn der Störterm in der Gleichung für den offerierten Lohn und in der Reservationslohngleichung positiv korreliert sind und wenn die Varianz des Störterms der Reservationslohngleichung die Varianz in der Gleichung für den offerierten Lohn übersteigt. Somit führen variablere Reservationslöhne gegenüber den offerierten Löhnen dazu, dass Arbeitslose mit einem niedrigeren offe rierten Lohn schneller eine neue Beschäftigung finden. In diesem Fall ist der beobachtbare akzeptierte Lohn im Mittel niedriger als der Mittelwert der Verteilung der offerierten Löhne (vgl. Schmidt und Winkelmann 1993: 153).
Durch die Integration des prognostizierten Selektionsterms in die Schätzgleichung der akzeptierten Löhne zeigt sich die Nähe dieses Vorgehens zum stochastischen Frontier-Ansatz (vgl. Fußnote 83 in Abschnitt 4.3.1).
DieVerwendung der Kleinst-Quadrat-Schätzung zur Überprüfung der Güte der erfragten Reservationslöhne anhand der selektionskorrigierten erfragten Reservationslöhne und der aus dem theoretischen Modell prognostizierten Reservationslöhne dient im Folgenden zur Ergänzung der grafischen Analyse der Abbildungen Al bis A5 in Abschnitt 8.5 im Anhang. Kritisch bleibt zur Kleinst-Quadrat-Schätzung anzumerken, dass die verwendeten Variablen in Gleichung (55) potenziell Fehler aufweisen können, da es sich um prognostizierte Werte handelt. Der Fehlereinfluss auf die prognostizierten Werte kann grundsätzlich sowohl systematischer als auch unsystematischer Natur sein. Da wie beschrieben selektionskorrigierende Schätzungen vorgenommen werden, wird aufgrund der dadurch gegebenen Erwartungstreue ein systematischer Fehler ausgeschlossen vgl. dazu auch Abschnitt 4.3.3.2, speziell Gleichung 36). Für zufällige Fehler gilt, dass sie zu konsistenten, aber ineffizienten Schätzern führen, sofern sie in der endogenen Variablen auftreten. Zufällige Fehler in der exogenen Variablen führen zu inkonsistenten Schätzern, die sich bei einem ausgewiesenen R2 von mehr (weniger) als 50 Prozent durch größere (kleinere) ausgewiesene Schätzfehler auszeichnen. In beiden Fällen sinkt durch den zufälligen Fehler das ausgewiesene R2 (vgl. zu diesen Aspekten die ausführliche Diskussion der Auswirkungen der mit zufälligen Fehlern behafteten Variablen in Abschnitt 8.2 im Anhang). Da im vorliegenden Fall das Bestimmtheitsmaß für die Kleinst-Quadrat-Schätzung der Gleichung (55) in der Gesamtstichprobe mit über 85 Prozent sehr hoch ist, die geschätzten Parameter keine unerwarteten Größenordnungen aufweisen und die geschätzten Koeffizienten sigifikant sind (vgl. Tabellen 22–26 in Abschnitt 5.3), wird im Folgenden davon ausgegangen, dass mögliche zufällige Fehler in den prognostizierten Werten keine relevante Rolle spielen und die Kleinst-Quadrat-Schätzung der Gleichung (55) somit als Gütemaß des linearen Zusammenhangs zwischen den selektionskorrigierten erfragten Reservationslöhnen und den aus dem theoretischen Modell prognostizierten Reservationslöhnen verwendet werden kann.
Dieser Wert entspricht ziemlich exakt den Angaben aus der amtlichen Abgangs-statistik für den Untersuchungszeitraum (vgl. laufende Hefte der Amtlichen Nachrichten bzw. der Strukturanalyse der Bundesanstalt für Arbeit).
Anfangs erhält ein Arbeitsloser Arbeitslosengeld; erst bei längerer Arbeitslosigkeitsdauer bezieht er dann die zehn Prozentpunkte niedrigere Arbeitslosenhilfe. Außerdem kann es bei gleicher Vorgeschichte in der Erwerbsbiographie keine Unterschiede in der Anspruchsberechtigung geben. Vgl. zu einer Diskussion um die Wirkung von exogenen Variablen der Arbeitslosigkeitstransferzahlungen auf die Arbeitslosigkeitsdauer z.B. Schimmelpfennig (2000: 186–187).
Vgl. dazu Greene (2002: Kapitel E15.3.2).
Die in Schmidt und Winkelmann (1993) verwendeten identifizierenden Variablen lassen beispielsweise Schätzungen für Langzeitarbeitslose im vorliegenden Datensatz nicht zu; vgl. dazu auch die Anmerkungen in Abschnitt 5.3.4.
Die Schätzungen mit Selektionskorrektur werden heteroskedastiekonsistent nach Heckman (1976, 1979) und Greene (1981) vorgenommen.
Bei Schmidt und Winkelmann (1993: 160) liegen die Unterschiede der Koeffizienten im reduzierten bzw. dem strukturellen Probit in etwa in gleicher Größenordnung vor.
Der Koeffizient des geschätzten Lohnes lässt sich nach Gleichung (52) und (53) in Abschnitt 5.1 als (l-m)/σ interpretieren. Bei einem 1-zu-l-Einfluss des mittleren offerierten Lohnes auf den Reservationslohn wäre der Koeffizient somit null. Bei ei nem Koeffizienten kleiner null, wie im vorliegenden Fall, ist der Einfluss des mittleren offerierten Lohnes auf den Reservationslohn überproportional. Vgl. dazu auch Kiefer und Neumann (1979: 183).
Auf die Berechnung der Standardfehler in Spalte 2 und 3, wie in Schmidt und Winkelmann (1993: 164, 169–170) dargestellt, wird an dieser Stelle verzichtet.
Schmidt und Winkelmann (1993: 165–166) erzielen bei ihren Schätzungen Bestimmtheitsmaße unter 50 Prozent und Böheim (2002:30) deutlich unter 20 Prozent.
Die Korridore der Arbeitslosigkeitsdauern wurden nach dem Kriterium der minimalen möglichen Zeiträume gewählt, wobei speziell die Anzahl der Beobachtungen der akzeptierten Löhne nach Arbeitslosigkeit für längere Arbeitslosigkeitsdauern restrin-gierend wirkte (vgl. auch Tabelle 15 und 16). Für kürzere Zeiträume bzw. weniger Überlappung der Zeiträume treten die in Abschnitt 5.3.1 beschriebenen Probleme auf. Zusätzlich liegt der geschätzte Parameter ρ in der Heckman-Prozedur für kürzere Zeiträume zum Teil außerhalb des [-1, 1]-Bereichs (vgl. z.B. Greene 1981 und 2002: Kapitel E23:3). In diesem Fall müsste auf die Maximum-Likelihood-Schätzung (MLE) ausgewichen werden. Diese weist allerdings zwei Nachteile auf: Zum einen zeigen die praktischen Durchführungen der Schätzungen, dass die MLE sensitiver auf die in Abschnitt 5.3.1 beschriebenen Konsistenzprobleme reagieren. Zum ande-ren gilt die in der Literatur beschriebene Effizienzdominanz der MLE gegenüber der zweistufigen Heckman-Methode nur asymptotisch; für kleine Stichproben, wie im vorliegenden Fall, gibt es hingegen Hinweise, dass die Heckman-Schätzung eine größere Effizienz und kleinere Verzerrungen als die MLE aufweist (vgl. dazu Nelson 1984; Nawata 1994; Leung und Yu 1996).
Die pauschale Kritik an der Verwendung von erfragten Reservationslohnen im GSOEP, wie sie beispielsweise von Brenke (2002) geäußert wird, kann damit als unbegriindet abgewiesen werden.
Schmidt und Winkelmann (1993: 166) finden die beste Anpassung des Modells bei einem Zinssatz von 6 Prozent.
Christensen (2002) führt in seiner Untersuchung allerdings keine Selektionskorrektur durch.
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(2005). Die Validität der erfragten Reservationslöhne im Sozio-oekonomischen Panel. In: Die Lohnansprüche deutscher Arbeitsloser. Kieler Studien - Kiel Studies, vol 333. Springer, Berlin, Heidelberg. https://doi.org/10.1007/3-540-37676-3_5
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