Zusammenfassung
Ausgehend von der anhaltenden Diskussion über eine vermeintliche „Destabilisierung“ und „Destandardisierung“ von Erwerbsverläufen untersuchen wir in diesem Beitrag, wie sich die Mobilitätsmuster westdeutscher Beschäftigter zwischen 1984 und 2008 entwickelt haben. Wir betrachten die Beschäftigten getrennt nach Geschlecht, Bildung, Arbeitsmarkterfahrung, Betriebsgröße und Branche und berücksichtigen neben Übergängen in Erwerbslosigkeit und Arbeitgeberwechseln auch innerbetriebliche Stellenwechsel und Aufstiege. Unsere auf dem Soziooekonomischen Panel basierenden Analysen zeigen, dass es zu einem Rückgang innerbetrieblicher Stellenwechsel und Aufstiege gekommen ist. Für Männer trifft dies vor allem für Arbeitsmarkteinsteiger sowie für Beschäftigte in großen Betrieben zu, was wir als Hinweise auf einen Abbau interner Arbeitsmärkte und auf zunehmende Probleme beim Berufseinstieg interpretieren. Für weibliche Beschäftigte fiel der Rückgang der innerbetrieblichen (Aufwärts-)Mobilität deutlich geringer aus. Eine Zunahme von Arbeitgeberwechseln und Übergängen in Erwerbslosigkeit können wir vor allem für geringqualifizierte Frauen und Männer nachweisen.
Abstract
We contribute to the long-standing debate about an alleged “destabilization” and “destandardization” of employment biographies by analyzing how the job-shift patterns of West German workers have changed between 1984 and 2008. Using data from the German Socio-Economic Panel, we study changes in the rates of (upward) within- and between-firm mobility as well as the risk of employment exit, analyzing trends separately by gender, education, labour force experience, firm size, and sector. We document a considerable and pervasive reduction in the rate of (upward) within-firm moves. The decline is stronger for men and particularly steep for the employees of large companies and for those with limited labour force experience. We interpret these findings as evidence for a decline of internal labour markets and for increasing difficulties among labour market entrants. A second major result of our analysis is that rates of between-firm mobility and employment exit have risen primarily for low-educated men and women.
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Notes
Über die (Un-)Freiwilligkeit von Betriebsaustritten liegen in der Regel keine Informationen vor. Dementsprechend wird diese indirekt gemessen, bei Erlinghagen (2005) zum Beispiel über den Grund für den Betriebsaustritt (z. B. arbeitnehmer- vs. arbeitgeberseitige Kündigung). Hacket (2009) klassifiziert Wechsel, die mit einer längeren Erwerbsunterbrechung einhergehen, als unfreiwillig und Wechsel ohne Unterbrechung als freiwillig und zeigt, dass letztere mit Einkommensgewinnen einhergehen. In unseren Analysen zu Auf- und Abstiegen richten wir die Aufmerksamkeit auf Veränderungen des Verdienstes (ähnlich wie Carroll u. Mayer 1986 oder Diewald u. Sill 2005).
Aufstiege sind definiert als Wechsel mit einer Zunahme des realen monatlichen Bruttoverdienstes um mehr als 10 %, Abstiege als Wechsel mit einem Verdienstrückgang von mehr als 5 %.
Durch dieses recht „konservative“ Vorgehen verlieren wir Informationen über Wechsel, die zwischen t und t + 1 stattgefunden haben, von den Befragten in t + 1 aber fälschlicherweise auf einen Zeitpunkt vor dem Interview in t datiert wurden, sodass wir die Häufigkeit von inner- und zwischenbetrieblichen Wechseln möglicherweise leicht unterschätzen. Wir haben auch mit weniger konservativen Vorgehensweisen experimentiert, die in t + 1 berichtete, aber auf einen Zeitpunkt vor dem Interview in t datierte Wechsel unter bestimmten Bedingungen als fehldatierte und daher zu berücksichtigende Wechsel behandeln. Keine dieser alternativen Vorgehensweisen hatte nennenswerte Auswirkungen auf unsere zentralen Ergebnisse.
Vergleiche der Daten aus der Zeit vor und nach der Änderung des Befragungsmodus ergaben keine Hinweise darauf, dass diese Vorgehensweise zu Verzerrungen führt. Mehrfachnennungen waren in den Jahren bis 1993 insgesamt sehr selten; für nur ca. 3 % der Fälle mit mindestens einem Wechsel wurde ein zweiter Wechsel berichtet. Auch ein Vergleich der Zeittrends für die Jahre vor und nach 1993 ergab keine Hinweise auf systematische Unterschiede.
Übergänge von Personen mit Abitur, aber ohne beruflichen Abschluss, werden aufgrund der sehr geringen Fallzahl dieser Gruppe nicht gesondert betrachtet. Bei der Schätzung der Gesamtquoten sowie der Übergangsmodelle wurden die Informationen dieser Personen aber berücksichtigt.
Zusätzlich zu diesen Merkmalen spezifizieren wir in einigen unserer Übergangsmodelle einen nichtlinearen Effekt der Beschäftigungsdauer beim derzeitigen Arbeitgeber, um so die Zeitabhängigkeit von Mobilitätsprozessen zu berücksichtigen. Die Nichtlinearität wird sehr flexibel über restricted cubic splines modelliert (s. dazu auch Beck et al. 1998). Darüber hinaus wird in diesen Modellen der Befragungsmonat in t und t + 1 kontrolliert, um der Variation der Befragungszeitpunkte zwischen den einzelnen SOEP-Wellen Rechnung zu tragen.
Der Fokus auf abhängig Beschäftigte schließt zudem Beobachtungen von Personen aus, die zum Befragungszeitpunkt t selbständig beschäftigt sind. Wechsel aus abhängiger Beschäftigung in Selbständigkeit hingegen werden nicht ausgeschlossen, auch wenn wir diese Übergänge wegen ihrer sehr geringen Häufigkeit (weniger als 0,5 % aller Beobachtungen) im Nachfolgenden nicht weiter thematisieren.
Die Daten zum Wirtschaftswachstum beruhen auf der Volkswirtschaftlichen Gesamtrechnung des Statistischen Bundesamtes (Stand: August 2009). Bei den geschlechtsspezifischen Arbeitslosenquoten handelt es sich um die von der Bundesagentur für Arbeit online veröffentlichten, auf abhängige zivile Erwerbspersonen bezogenen Quoten für Westdeutschland (http://www.pub.arbeitsagentur.de/hst/services/statistik/detail/z.html, Stand: 2. Juni 2010).
In diesen Übergangsmodellen werden die Wechselwahrscheinlichkeiten als abhängig von dem Bildungsniveau, der Arbeitsmarkterfahrung, der Firmengröße, der Branche, der Dauer der Beschäftigung beim derzeitigen Arbeitgeber sowie des Befragungsmonats (in t und t + 1) spezifiziert. Die Schätzung der Modelle erfolgt im Rahmen ereignisdatenanalytischer Verfahren, wobei sich im vorliegenden Fall Verfahren für diskrete Zeit anbieten, da im SOEP die interessierenden Arbeitsplatzmerkmale nur zum jeweiligen Befragungszeitpunkt erhoben werden. Da in ereignisdatenanalytischen Modellen für diskrete Zeit die Übergangswahrscheinlichkeiten direkt geschätzt werden, können grundsätzlich sowohl Logit- oder Probit-Modelle als auch lineare Wahrscheinlichkeitsmodelle verwendet werden. Letztere haben insbesondere im Falle relativ seltener Ereignisse gegenüber den Maximum-Likelihood basierten Logit- und Probit-Modellen den Vorteil, auch Informationen derjenigen Gruppen zu nutzen, für die keine Übergänge beobachtet werden können. Da sich die Vorhersagen der verschiedenen Modelle im Hinblick auf die Schätzung der mittleren gruppenspezifischen Übergangswahrscheinlichkeiten nur geringfügig unterscheiden, berechnen wir unsere Übergangsmodelle auf der Grundlage von linearen Wahrscheinlichkeitsmodellen.
Die kontrafaktischen Wechselquoten beruhen auf den vorhergesagten Wechselwahrscheinlichkeiten, die sich aus den jahresspezifischen Übergangsmodellen für die beobachtete Beschäftigtenstruktur von 1984 ergeben.
Zur Schätzung dieser Mehrebenenmodelle verwenden wir ein so genanntes zweistufiges Verfahren (two-step estimation). In einem ersten Schritt werden die Koeffizienten der Übergangsmodelle jahresspezifisch geschätzt, um sie anschließend in einem zweiten Schritt jeweils als abhängige Variable zu nutzen und durch Ebene-2-Variablen, in unserem Fall der lineare Zeittrend und die Kontrollvariablen für die Arbeitsmarktlage, zu erklären. Insbesondere bei relativ hohen Fallzahlen auf der ersten Ebene weist dieser Ansatz im Vergleich zu den herkömmlichen simultanen Schätzverfahren einige deutliche Vorteile auf (Achen 2005). So ist erstens im zwei-stufigen Verfahren eine wesentlich flexiblere Modellspezifikation möglich, da beispielsweise die Effekte aller Ebene-1-Variablen als variierend angenommen werden können, was in simultanen Schätzverfahren oftmals mit numerischen Instabilitäten und Konvergenzproblemen einhergeht. Zweitens basiert die zwei-stufige Schätzung nicht auf der Annahme einer bivariaten Normalverteilung der Fehlerterme der beiden Ebenen, wie sie etwa für die mit der Maximum-Likelihood-Methode geschätzten Mehrebenenmodelle notwendig ist. Drittens schließlich erlaubt die direkte Schätzung der Parameter der ersten Ebene eine genaue Diagnostik der Regressionen auf der zweiten Ebene, wodurch z. B. statistische Ausreißer leichter identifiziert werden können.
Für diese wie auch für alle nachfolgenden Analysen von Übergängen in Erwerbslosigkeit gelangen wir zu keinen qualitativ anderen Schlussfolgerungen, wenn wir alternativ Übergänge in Arbeitslosigkeit betrachten. Dies gilt in gleichem Maße für die Übergänge von männlichen und von weiblichen Beschäftigten.
Interessanterweise hat sich für weibliche Beschäftigte aber der Anteil von Aufstiegen an allen innerbetrieblichen Wechseln seit Mitte der 1980er deutlich erhöht und liegt seitdem mit knapp 40 % über dem entsprechenden Anteil von ca. 26 % für Männer (Tab. A2). Dementsprechend gering fällt mit ca. 0,01 % pro Jahr der Rückgang der innerbetrieblichen Aufstiege aus (p < 0,05).
Die lineare Spezifizierung des Zeittrends ist in diesem speziellen Fall daher natürlich problematisch. Im Interesse einer einfachen und kompakten Darstellung der Ergebnisse halten wir aber dennoch an dieser fest.
Die berichteten Ergebnisse fallen sehr ähnlich aus, wenn wir statt der tatsächlichen die potenzielle Arbeitsmarkterfahrung (typischerweise definiert als Alter minus Bildungsjahre minus 6) untersuchen. Die mögliche Endogenität der tatsächlichen Arbeitsmarkterfahrung, die ja vom bisherigen Erwerbsverlauf abhängt, scheint daher kein Problem für unsere Schätzungen zu sein.
Allerdings erweist sich in diesem Fall nur noch der Rückgang für Frauen in der privatwirtschaftlichen Industrie als signifikant.
Für die Betrachtung der Dauer der Betriebszugehörigkeit spricht, dass für alle drei hier betrachteten Mobilitätsarten eine zeitliche Abhängigkeit mit der Dauer der Beschäftigung beim derzeitigen Arbeitgeber besteht. Gegen eine Berücksichtigung der Betriebszugehörigkeit spricht, dass Unterschiede in der Beschäftigungsdauer zwischen Gruppen gleichzeitig deren unterschiedliche Wahrscheinlichkeiten von Betriebsaustritten widerspiegeln. Eine Berücksichtigung der Betriebszugehörigkeit hat demnach insbesondere bei der Betrachtung von zwischenbetrieblichen Wechseln und Übergängen in Erwerbslosigkeit den Nachteil, die Effekte anderer Merkmale (wie etwa der Bildung) zumindest teilweise zu absorbieren.
Auch die für die Männer beschriebene zunehmende Spreizung der Betriebszugehörigkeitsdauer findet sich für geringqualifizierte Frauen nicht oder nur in sehr abgeschwächter Form.
Auch für diese Modelle haben wir eine Variante mit der Dauer der Betriebszugehörigkeit und eine Variante ohne diese Information berechnet (s. Fußnote 17).
Vgl. dazu auch die Ergebnisse in Tab. A3, die für diese Beschäftigtengruppe zwar keinen so starken Rückgang innerbetrieblicher Aufstiege, wohl aber eine deutliche Zunahme zwischenbetrieblicher Abstiege im Vergleich zur Referenzgruppe zeigen.
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Giesecke, J., Heisig, J.P. Destabilisierung und Destandardisierung, aber für wen? Die Entwicklung der westdeutschen Arbeitsplatzmobilität seit 1984. Köln Z Soziol 62, 403–435 (2010). https://doi.org/10.1007/s11577-010-0109-y
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