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Literatur
Devine und Kiefer (1991) fassen ihre Zusammenstellung empirischer Studien zum Reservationslohn in Bezug auf den Einfluss des Reservationslohns auf die Arbeitslosigkeitsdauer deutlicher zusammen: „Reservation wages affect unemployment duration positively.“ (Devine und Kiefer 1991:76).
Die einzige dem Autor bekannte Untersuchung, in der selektionskorrigierte erfragte Reservationslöhne als erklärende Faktoren für den Übergang in Arbeit berücksichtigt werden, ist die Analyse über australische jugendliche Arbeitslose von Brooks und Volker (1985).
Nach Kenntnis des Autors wird ein derartiger Ansatz zur Untersuchung des Einflusses erfragter Reservationslohne auf die Arbeitslosigkeitsdauer bisher in der Literatur nicht verwendet. Lediglich Brooks und Volker (1985) verwenden selektionskorri-gierte Reservationslohne in einem multinomialen Logit-Modell zur Erklärung der Wahrscheinlichkeit des Übergangs in Arbeit für jugendliche australische Arbeitslose.
Vgl. für eine Einführung in die Hazardrate-Analyse z.B. Kalbfleisch und Prentice (1980), Blossfeld et al. (1986) oder Kiefer (1988). Die Darstellung in diesem Kapitel ist im Wesentlichen an Blossfeld et al. (1986) angelehnt.
Da die Angaben im GSOEP lediglich auf Monatsbasis vorliegen, müsste eigentlich ein diskretes Modell, wie z.B. von Hamerle und Tutz (1989) vorgeschlagen, formuliert werden. Allison (1984: 22) hingegen argumentiert, dass in einem Datensatz ohne zeitvariierende Kovariable die Ergebnisse bei Verwendung zeitkontinuierlicher Modelle kaum Verzerrungen gegeniiber den Ergebnissen bei Verwendung eines zeitdiskreten Modells aufweisen. Diese Aussage wird auch von Galler (1986) bestätigt. Dieser zeigt anhand von Monte-Carlo-Simulationen, dass die Verzerrung bei der Verwendung zeitkontinuierlicher Hazardrate-Modelle trotz Annahmeverletzung dann vernachlässigbar ist, wenn die Intervallbreite ein Viertel oder weniger der mittleren Episodenlänge beträgt. Diese Bedingung ist im vorliegenden Fall erfüllt, da die durchschnittliche Länge der Zeitperioden knapp 8 Monate beträgt.
Arminger (1988) merkt an, dass es sich bei der Hazardrate selbst nicht um eine bedingte Wahrscheinlichkeit, sondern vielmehr um eine bedingte Dichte handelt. Sie kann unter der Annahme der Stetigkeit Werte größer als eins annehmen. Die Hazardrate kann nur für kleine Δt als Approximation der Übergangswahrscheinlichkeit interpretiert werden (vgl. auch Blossfeld et al. 1986: 32).
Es wird dabei angenommen, dass der Zensierungsmechanismus nicht informativ ist (random censoring), d.h., dass die Verteilung der zensierten Zeiten nicht von den die Verteilung der abgeschlossenen Dauer bestimmenden Parametern abhängt (vgl. Hamerle und Tutz 1989: 43–44).
Als alternativer Ansatz hätte auch der semiparametrische Schätzansatz des Proportional-Hazards nach Cox (1972, 1975) gewählt werden können, der eine Verteilungsannahme überflüssig macht. Da sich für diesen Ansatz in der ökonometrischen Stan dard-Software keine unbeobachtete Heterogenität mit semiparametrischer Mischkomponente (vgl. Abschnitt 6.2.2.3) berücksichtigen lässt, wird hier nicht weiter auf diese Modellklasse eingegangen.
Die Anzahl der Parameterrestriktionen gibt dabei im LR-Test die Anzahl der Freiheitsgrade der χ2-Verteilung an. Vgl. für das LR-Test-Prinzip z.B. Johnston und DiNardo (1997: 147–148).
Die Hazardrate der verallgemeinerten F-Verteilung existiert nicht in geschlossener Form und muss approximiert werden (vgl. Greene 2002: E27–3).
Vgl. dazu z.B. Kiefer (1988: 661–663).
Ygl. für die Auswirkungen verschiedener Modelle mit unbeobachteter Heterogenität Wangler (1997: 43–64).
Es wird dabei die Annahme getroffen, dass die beobachteten Kovariablen und die Heterogenitätskomponente unabhängig sind. Vgl. für eine kritische Diskussion dieser Annahme Wangler (1997: 84–85).
Solch ein Schätzansatz wurde mit der Fragestellung der Arbeitslosigkeitsdauer in Deutschland u.a. von Hujer und Schneider (1996) und Hujer et al. (1999) durchgeführt.
Vgl. Wangler (1997: 67–85) für eine ausführliche Darstellung und Diskussion der parametrischen Modellierung der Heterogenitätskomponente im Hazardrate-Modell.
So zeigen beispielsweise Heckman und Singer (1982a, 1982b, 1984) anhand eines einzelnen Datensatzes, dass die Schätzergebnisse je nach getroffener Verteilungsannahme wesentlich voneinander abweichen können. Allerdings gibt es auch Untersuchungen, die zu robusten strukturellen Modellergebnissen bei unterschiedlicher Verteilungsannahme kommen; vgl. z.B. Manton et al. (1986).
Lechner (1996: 4) argumentiert speziell in Bezug auf das GSOEP, dass eine Berücksichtigung der unbeobachteten Heterogenität im Allgemeinen unnötig sei, da der Datensatz eine hohe Anzahl an Kontrollvariablen zur Verfügung stellt.
Solch ein Schätzansatz wurde mit der Fragestellung der Arbeitslosigkeitsdauer in Deutschland u.a. von Galler und Pötter (1987), Hujer und Schneider (1989) und Steiner (1994) durchgeführt.
Vgl. Wangler (1997: 85–93) für eine ausführliche Darstellung und Diskussion der semiparametrischen Modellierung der Heterogenitätskomponente im Hazardrate-Modell.
Steiner (1994) beginnt beispielsweise mit vier Stützstellen.
Die Schätzungen werden auf Basis des in Abschnitt 4.1 vorgestellten Datensatzes durchgeführt. Vgl. für eine Diskussion des auf 12 Monate Arbeitslosigkeitsdauer restringierten Datensatzes Christensen (2003a: 20–22).
Das Stützstellenverfahren wird mit der Latent Class Model-Methode in Limdep 8.0 berechnet. Dabei wird keine klassenübergreifende Konstante ausgegeben, so dass diese nach Sachs (2002: 137–138) gebildet wird. Die Stützwerte der einzelnen Klassen werden hinterher um den Wert der klassenübergreifenden Konstanten korrigiert. Die Koeffizienten des Hazardrate-Modells werden im Folgenden zur besseren Interpretation mit — multipliziert
Vgl. z.B. Hunt (1995), Steiner (1997) und Hujer und Schneider (1996).
Zeitlich befristete Änderungen in den gesetzlichen Regelungen zur Arbeitslosenversicherung, wie sie beispielsweise in Österreich mit einer Erhöhung der Bezugsdauer des Arbeitslosengeldes für ältere Arbeitslose von 30 auf maximal 209 Wochen von 1989 bis 1992 in extremer Weise stattgefunden haben, hat es in Deutschland nicht gegeben, so dass sprunghafte Änderungen in der Arbeitslosenquote oder dem Anteil an Langzeitarbeitslosen über die Zeit nicht auf solche zurückgeführt werden können. Vgl. für eine Studie mit einem derartigen Ansatz für Österreich Lalive und Zweimüller (2002).
Ebenfalls auf Basis eines nichtstationären Suchmodells simulieren Schneider und Fuchs (2000) die Wirkungen einer ersatzlosen Abschaffung der Arbeitslosenhilfe auf die Reservationslöhne und den Übergang in Arbeit. Allerdings sind in dieser Untersuchung zum einen einige Annahmen des Modells relativ unrealistisch (vgl. auch Fußnoten 229, 244, 249), zum anderen werden weder verschiedene Gruppen am Arbeitsmarkt unterschieden noch Reformschritte — wie sie etwa in der Agenda 2010 dargelegt werden — in das Modell integriert. Die Darstellung der Reservationslohnentscheidung in Schneider und Fuchs (2000: 315) enthält darüber hinaus Fehler, wie dem Autor von Olaf Fuchs bestätigt wurde.
Der letzten Annahme liegt die Vorstellung zugrunde, dass eine zunehmende Stigmatisierung mit längerer Arbeitslosigkeitsdauer stattfinden kann, d.h., die Wahrscheinlichkeit, ein Lohnangebot zu erhalten, kann sinken. Diese Annahme stellt den wesentlichsten Unterschied zu dem von Schneider und Fuchs (2000) verwendeten Mo dell dar.
Die Höne der so genannten Arbeitslosenhilfe II kann im Einzelfall durch veränderte Pauschalbeträge und z.T. gezahlte Zuschläge von der Sozialhilfe abweichen, was in der vorliegenden Untersuchung allerdings aus Vereinfachungsgründen vernachlässigt wird. Vgl. für Details z.B. Sachverständigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung (2003: 144).
Für den Wert der Sozialhilfe einschließlich einmaliger Leistungen wird dabei nach Boss (2002: 39) ein Betrag von 1215 DM bzw. 620 € (in Preisen von 2001) angenommen.
Vgl. Brixy et al. (2002) für einen Überblick Über die Arbeitslosenbefragung 2000, durch Infas im Auftrag des IAB (Nürnberg) erhoben.
Schneider und Fuchs (2000) unterstellen ein Arbeitsangebot für einen Abschnitt von zwei Wochen, d.h., unabhängig von der Arbeitslosigkeitsdauer 26 Arbeitsangebote pro Jahr, was als unrealistisch hohe Zahl angesehen werden kann.
Schneider und Fuchs (2000) unterstellen Zinssätze zwischen 12 Prozent und 22 Prozent, was aus Sicht des Autors unrealistisch hohe Werte sind.
Diese Größenordnung entspricht in etwa den Simulationsergebnissen von Steiner (2003), der neben der Integration der Arbeitslosenhilfe in die Sozialhilfe auch eine Reduktion der Sozialhilfe und eine Negativsteuer im Niedriglohnbereich untersucht und einen Beschäftigungseffekt von rund 300 000 Personen ermittelt.
In Abschnitt 6.2.3 wurde ein lognormales Hazardrate-Modell mit einer mittleren Arbeitslosigkeitsdauer von 7,7 Monaten geschätzt. Vgl. für die Berechnung der mittleren Spelldauer im lognormalen Modell z.B. Greene (2000: 942).
Das „Vierte Gesetz für moderne Dienstleistungen am Arbeitsmarkt“ („Hartz IV“) sieht des Weiteren vor, dass dem Arbeitslosen die Sozialhilfe nur dann gekürzt wird, wenn er eine angebotene Stelle ablehnt, die oberhalb des maßgeblichen Tariflohns oder, wenn keine tarifvertragliche Regelung existiert, oberhalb des ortsüblichen Lohns liegt. Diese Regelung führt de facto zu der Einführung eines Mindestlohns, der eine Ausweitung der Nachfrage nach gering entlohnter Arbeit verhindert. Vgl. dazu auch Siebert (2003b) und Sachverständigenrat zur Begutachtung der gesamtwirt-schaftlichen Entwicklung (2003: 145).
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(2005). Reservationslöhne und Arbeitslosigkeitsdauer. In: Die Lohnansprüche deutscher Arbeitsloser. Kieler Studien - Kiel Studies, vol 333. Springer, Berlin, Heidelberg. https://doi.org/10.1007/3-540-37676-3_6
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