Stellensuchdauer und Anfangseinkommen bei Hochschulabsolventen

Ziegler, R.; Brüderl, J.; Diekmann, A. Article Stellensuchdauer und Anfangseinkommen bei Hochschulabsolventen Zeitschrift für Wirtschaftsund Sozialwissenschaften (ZWS) - Vierteljahresschrift der Gesellschaft für Wirtschaftsund Sozialwissenschaften, Verein für Socialpolitik Provided in Cooperation with: Duncker & Humblot, Berlin Suggested Citation: Ziegler, R.; Brüderl, J.; Diekmann, A. (1988) : Stellensuchdauer und Anfangseinkommen bei Hochschulabsolventen, Zeitschrift für Wirtschaftsund Sozialwissenschaften (ZWS) - Vierteljahresschrift der Gesellschaft für Wirtschaftsund Sozialwissenschaften, Verein für Socialpolitik, ISSN 0342-1783, Duncker & Humblot, Berlin, Vol. 108, Iss. 2, pp. 247-270, https://doi.org/10.3790/schm.108.2.247 This Version is available at: https://hdl.handle.net/10419/291684 Standard-Nutzungsbedingungen: Die Dokumente auf EconStor dürfen zu eigenen wissenschaftlichen Zwecken und zum Privatgebrauch gespeichert und kopiert werden. 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Sozialwissenschaften (ZWS) 108 (1988), S. 247 - 270 Duncker & Humblot, Berlin 41 Stellensuchdauer und Anfangseinkommen bei Hochschulabsolventen Ein empirischer Beitrag zur Job-Search-Theorie* Von R. Ziegler, J. Brüderl und A. Diekmann Für die ökonomische Job-Search-Theorie ist die „Sucharbeitslosigkeit" im Anschluß an die Phase der Hochschulausbildung ein geradezu paradigmatisches Lehrbuchbeispiel (Stigler (1962)). Die Untersuchung der Dauer der Sucharbeitslosigkeit und des Anfangseinkommens bei einer Gruppe von Hochschulund Fachhochschulabsolventen ist Gegenstand dieser Arbeit. Die empirischen Ergebnisse werfen ein kritisches Licht auf einige Hypothesen der Suchtheorie. 1. Hypothesen zur Entwicklung der Beschäftigungschance Wie entwickelt sich die Chance einer Beschäftigungsaufnahme mit zunehmender Dauer der Arbeitslosigkeit und von welchen Faktoren hängt die Dauer der Stellensuche ab? Auf diese Frage versucht unter anderem die neoklassische Job-Search-Theorie eine Antwort zu geben1. Sie unterstellt keine vollkommene Markttransparenz. Zwar wird angenommen, daß die Arbeitsuchenden die Verteilung der Lohnangebote kennen, aber welchen Lohn ein bestimmtes Unternehmen anbietet, können sie nur unter Aufwendung von Suchkosten herausfinden. Unter dieser Bedingung unvollständiger Information über die Lohnangebote einzelner Firmen wird ein Arbeitsloser nach der Theorie das erste Stellenangebot akzeptieren, bei dem der Lohn einen Schwellenwert, das Lohnanspruchsniveau („reservation wage"), erreicht bzw. überschreitet. Bei optimalem, sequentiellem Suchverhalten legt der Stellensuchende das Lohnanspruchsniveau (w*) so fest, daß der erwartete Nettoertrag der Suche maximiert wird. Das ist nach den Regeln der Marginalanalyse der Lohnsatz, bei dem die Grenzkosten einer weiteren Stellensuche dem Grenzertrag der Suche entsprechen. Alle Angebote werden akzeptiert, die mindestens diesem optimalen Lohnanspruchsniveau entsprechen, das gleich dem erwarteten Ertrag der Suche ist. Aus den (unrealistischen) Annahmen des Grundmodells - hierzu gehören insbesondere unendliche Beschäftigungsdauer, konstante Suchkosten und eine konstante * Der Beitrag entstand im Rahmen des von der Deutschen Forschungsgemeinschaft geförderten Sonderforschungsbereichs 333 „Entwicklungsperspektiven von Arbeit". 1 Lippman / McCall (1976); König (1979); McKenna (1985). ZWS 108 (1988) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.2.247 | Generated on 2023-04-04 12:10:54 248 R. Ziegler, J. Brüderl und A. Diekmann Stellenangebotsrate - folgt die Konstanz des Lohnanspruchsniveaus. Dagegen implizieren einige realistischere Bedingungen (die begrenzte Lebensarbeitszeit, ein sich erschöpfendes Vermögen und eine systematische anstelle einer zufälligen Suche2) ein mit zunehmender Dauer der Stellensuche monoton sinkendes Lohnanspruchsniveau. Die tatsächliche Beschäftigungschance hängt jedoch nicht nur von der Bereitschaft ab, ein Stellenangebot zu akzeptieren, sondern auch von der Stellenangebotsrate. Bezeichnen wir die (bedingte) Wahrscheinlichkeit einer Beschäftigungsaufnahme im Zeitintervall {t,t + At} unter der Voraussetzung der Arbeitslosigkeit bis zum Zeitpunkt t mit q(t, t + At), die kumulierte Verteilung der Löhne mit F(w) und die Wahrscheinlichkeit, im Zeitintervall {t}t + At} ein Stellenangebot zu erhalten, mit a(t,t + At), so läßt sich für die Beschäftigungschance schreiben: (1) q(t,t+At) = a(t,t + At) • {l - F(w*{t))} . {l — F(w*(t))} ist die Wahrscheinlichkeit, daß es sich um ein akzeptables Angebot handelt, das angenommen wird, weil es mindestens dem jeweiligen Lohnanspruchsniveau entspricht. Durch Grenzwertbildung folgt hieraus für die Beschäftigungsrate (2) r(t) = lim (1 /At) • q(t,t + At) = A(i) • {1 - F(w* (t))} , ¿£->0 wobei A(t) = lim (1/At) - a(t,t + At) die Stellenangebotsrate bezeichnet. Wird die Stellenangebotsrate während der Suchphase als konstant angenommen (Poisson-Prozeß mit A(t) = A), so folgt aus dem skizzierten Modell, daß die Beschäftigungsrate r(t) bei sinkendem Lohnanspruchsniveau w*(t) mit der Dauer der Arbeitslosigkeit ansteigt (ebenso steigt natürlich die Beschäftigungschance q). Diese Behauptung steht aber im Gegensatz zu einer Reihe weiterer ökonomischer und soziologischer Hypothesen sowie empirischer Befunde3 über den Verlauf der Arbeitslosigkeit. So kann der nachfrageseitige Effekt auftreten, daß Firmen Arbeitnehmer mit längeren Arbeitslosigkeitszeiten bei ansonsten gleichen, sichtbaren Qualifikationsmerkmalen bei der Arbeitsplatzvergabe benachteiligen. Nach der „Screening-Hypothese"* könnte nämlich die Dauer der bisherigen Arbeitslosigkeit als negatives Auslesekriterium fungieren, wenn Arbeitgeber eine längere Arbeitslosigkeit als Anzei2 Vgl. McKenna (1985). 3 u.a. Franz (1982a); Noll / Berger (1982); Lempert (1983); Noll (1985); Hujer / Schneider (1986a), (1986b). 4 Spence (1973), (1981); Stiglitz (1975). ZWS 108 (1988) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.2.247 | Generated on 2023-04-04 12:10:54 Stellensuchdauer und Anfangseinkommen bei Hochschulabsolventen 249 chen geringerer Qualifikation werten. Der vermutete oder tatsächliche Verlust von Qualifikationen („Humankapitalabschreibungen") während der Dauer der Beschäftigungslosigkeit wird den negativen Effekt der Arbeitslosigkeitsdauer auf die Beschäftigungschance weiter verstärken. Nach einer bekannten soziologischen Studie ist weiterhin eine Art „Marienthal-Effekt" anzunehmen. In der Untersuchung „Die Arbeitslosen von Marienthal"5 zeigte sich, daß Arbeitslosigkeit von wachsender Resignation begleitet wird. Eine ansteigende und die Suchaktivitäten hemmende Entmutigung von Arbeitslosen kann daher ebenfalls mit zunehmender Dauer der Arbeitslosigkeit die Beschäftigungschance reduzieren6. In einigen neueren JobSearch-Modellen werden diese Effekte in der Angebotsrate berücksichtigt. Es ergeben sich keine eindeutigen Verläufe der Beschäftigungschance mehr7. Im empirischen Teil der vorliegenden Studie werden wir uns daher zunächst mit der Frage befassen, welches Verlaufsmuster die Beschäftigungsrate in der untersuchten Stichprobe von Hochschulabsolventen tatsächlich aufweist. Die Beschäftigungsrate wird aber auch mit den Merkmalen der untersuchten Absolventen und den jeweils vorgefundenen Arbeitsmarktbedingungen variieren. So ist z.B. zu erwarten, daß bei Hochschulabsolventen die Angebotsrate für Geisteswissenschaftler geringer ist als für Naturwissenschaftler, und die Angebotsrate für Frauen unter derjenigen der Männer liegt. Allerdings läßt sich nicht zwangsläufig deduzieren, daß benachteiligte Gruppen auf dem Arbeitsmarkt länger arbeitslos sind. Der Grund ist, daß ungünstige Arbeitsmarktchancen eventuell durch eine drastische Absenkung des Anspruchsniveaus kompensiert werden können. In welcher Weise Variablen der Qualifikation und Ausbildung der Absolventen, der Arbeitsmarktsituation sowie sozialdemographische Merkmale die Beschäftigungschance beeinflussen, soll daher in einem weiteren Abschnitt empirisch untersucht werden. 2. Daten und Methode Die empirischen Analysen basieren auf den Daten einer Panelbefragung ehemaliger Gymnasiasten in den Jahren 1984/85 in Nordrhein-Westfalen8. 5 Jahoda et al. (1975). 6 Noll / Berger (1982), 15 f. 7 z.B. Barron / Gilley (1981); Alaouze (1984); Yoon (1985). 8 Die vom Land Nordrhein-Westfalen finanzierte Primärbefragung wurde am Forschungsinstitut für Soziologie der Universität zu Köln unter der Leitung von René König durchgeführt; Projektleiter waren Hans-Joachim Hummell, Michael Klein, Maria Wieken-Mayer und Rolf Ziegler. Die Wiederbefragung wurde von der Deutschen Forschungsgemeinschaft gefördert und am Zentralarchiv für Empirische Sozialforschung an der Universität zu Köln durchgeführt; Projektleiter waren Heiner Meulemann, Hans-Joachim Hummell, Maria Wieken-Mayer und Rolf Ziegler; Projektmitarbeier war Wilhelm Wiese; die Feldarbeit wurde vom GETAS-Institut Bremen durchgeführt. ZWS 108 (1988) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.2.247 | Generated on 2023-04-04 12:10:54 250 R. Ziegler, J. Brüderl und A. Diekmann Dabei wurde im Rahmen einer Wiederholungsbefragung der Berufs verlauf der Ex-Gymnasiasten, die während der ersten Welle des Panels im Jahre 1969/70 die 10. Klasse des Gymnasiums besucht hatten, mit retrospektiven Fragen erhoben. Von den in der Wiederholungsbefragung erfaßten Personen wurde die Teilstichprobe von Hochschulund Fachhochschulabsolventen ausgewählt, wobei Lehramtskandidaten und Personen, die nach dem Examen den Ziviloder Wehrdienst absolvierten oder ein Referendariat begannen, wegen der Besonderheiten ihres „Suchverhaltens" in der Untersuchung unberücksichtigt blieben. Nicht einbezogen in die Analyse wurden ferner Personen, die nach dem Studienabschluß vorläufig nicht an einer festen Beschäftigung interessiert waren; z.B. Absolventen, die eine mehrmonatige Auslandsreise unternahmen. Ausgewählt wurden also - unter den oben erwähnten Einschränkungen - möglichst diejenigen Hochschulabsolventen, die im Anschluß an den erfolgreichen Studienabschluß auf der Suche nach einem festen Arbeitsverhältnis waren. Die Stichprobe umfaßte damit 451 Hochschulund Fachhochschulabgänger, die ihr Examen in den Jahren 1975 - 1985 abgelegt haben. Als Dauer der Arbeitslosigkeit wurde das Zeitintervall zwischen dem Studienabschluß und dem Antritt der ersten, festen Beschäftigung definiert. Dabei tritt das Problem auf, daß ein erheblicher Teil der Befragten (21,3%) zum Zeitpunkt der Befragung (noch) keine feste Beschäftigung aufgenommen hatte. Bei diesem Personenkreis ist somit nur die Mindestdauer, nicht aber die volle Länge der Arbeitslosigkeit bekannt. Man spricht auch von abgeschnittenen oder zensierten Daten. Die Vernachlässigung zensierter Daten kann bei der empirischen Analyse zu einer Überschätzung der Beschäftigungsrate und damit zu einer erheblichen Unterschätzung der Arbeitslosigkeitsdauer führen. Mit den Methoden der Verlaufsdatenanalyse9 ist es aber möglich, die Information zensierter Daten optimal auszuschöpfen und auch bei Präsenz zensierter Zeiten relativ unverzerrte Schätzungen der Beschäftigungsrate zu erzielen. Mit den vorliegenden Daten ist es nicht möglich, das Modell (2) direkt zu überprüfen. Hierfür wären Informationen über den Verlauf der Stellenangebote, des Lohnanspruchsniveaus und der Lohnverteilung erforderlich10. Wir verwenden daher ein anderes, aus der Verlaufsdatenanalyse stammendes Modell, bei dem die Beschäftigungsrate (2) mit dem aus der Demographie bekannten „Sterbetafelschätzer" der Übergangsrate bestimmt wird. Die 9 z.B. Diekmann / Mitter (1984); Tuma / Hannan (1984); Biossfeld et al. (1986). 10 Die Schwierigkeiten der Modellspezifikation und Datenbeschaffung sind wohl der Grund, weshalb bisher nur wenige empirische Studien über die Determinanten des Lohnanspruchniveaus vorliegen (vgl. z.B. Kiefer / Neumann (1979), (1981); Franz (1982b); Lancaster / Chesher (1983); Lynch (1983); Narendranathan / Nickell (1985); Jensen / Westergard-Nielsen (1987)). Häufig wird daher das Modell (3) in der einen oder anderen Form verwendet (vgl. hierzu McKenna (1985), 93 ff.). ZWS 108 (1988) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.2.247 | Generated on 2023-04-04 12:10:54 Stellensuchdauer und Anfangseinkommen bei Hochschulabsolventen 251 Schätzung der quantitativen Stärke unabhängiger Variablen (Kovariaten) auf das Beschäftigungsrisiko erfolgt mit dem Verfahren der Cox-Regression11. Dabei wird die folgende, semi-parametrische Funktion zwischen den Kovariaten und dem Beschäftigungsrisiko spezifiziert: (3) r(t) = h(t) exp {^Xi + ß2x2 + ... + ßmxm} (Cox-Modell) mit den Kovariaten ..xmi den empirisch zu schätzenden Koeffizienten ßi,..., ßm und einer nicht-spezifizierten, beliebigen Zeitabhängigkeit h(t). Mit Hilfe der Cox-Regression sind wegen der Allgemeinheit von h(t) sowohl bei fallenden, steigenden als auch nicht-monotonen Verläufen der Beschäftigungsrate konsistente Schätzungen der /3-Koeffizienten auch dann erzielbar, wenn ein Teil der Daten zensiert ist. Schreibt man (3) in der Form: (4) r(t) = h(t)a?a2 x> ...am m , wobei a{ = expßi gilt, so lassen sich die a-Effekte - genauer: (cti - 1) x 100 - anschaulich als Prozenteffekte auf die Beschäftigungsrate interpretieren. Ein «¿-Wert von 1,08 für die Variable „Studiendauer" bedeutet z.B., daß die Beschäftigungsrate pro Jahr Studiendauer (bei Konstanz der übrigen Kovariaten) um 8 % anwachsen würde. Der Vorteil dieses Modells ist, daß sich die globalen Effekte exogener Faktoren auf die Dauer der Arbeitslosigkeit bestimmen lassen, ohne detaillierte Annahmen über die Dynamik des Suchprozesses treffen zu müssen. Sein Nachteil ist, daß man aus dem zeitlichen Verlauf der Beschäftigungsrate keine bzw. nur sehr bedingte Rückschlüsse auf den Verlauf der beiden in der Theorie zentralen Komponenten, der Stellenangebotsrate und des Lohnanspruchsniveaus, ziehen kann. 3. Ergebnisse Zunächst wird untersucht, wie sich die Beschäftigungschance mit zunehmender Dauer der Arbeitslosigkeit entwickelt, dann werden die Effekte unabhängiger Variablen auf die Länge der Arbeitslosigkeit ermittelt und im dritten Abschnitt werden die Bestimmungsgründe des Anfangseinkommens analysiert. 3.1 Die Entwicklung der Beschäftigungschance Die Datenanalyse mit der „Sterbetafel-Methode" liefert näherungsweise das Bild einer mit der Dauer der Arbeitslosigkeit fallenden Funktion der Übergangsrate (Abbildung l)12. 11 Vgl. Kalbfleisch / Prentice (1980). ZWS 108 (1988) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.2.247 | Generated on 2023-04-04 12:10:54 252 R. Ziegler, J. Brüderl und A. Diekmann 0.025-1 0.020 0.015 < er oo o z Z) o Lü 0.010 < X CJ LT) Lü 0.005 m 0.0 0 100 200 300 400 500 600 700 ZEIT IN TAGEN Median: 34 Tage Abb. 1: Beschäftigungsrate (Übergangsrate nach der Dauer der Arbeitslosigkeit) Auch in anderen Untersuchungen13 zeigte sich, daß die Länge der Suchdauer einen negativen Effekt auf die Beschäftigungschance ausübt. Diese Befunde widersprechen denjenigen Modellen der Job-Search-Theorie, die ein sinkendes Lohnanspruchsniveau in Kombination mit einer konstanten Stellenangebotsrate postulieren. Zweifelhaft aus empirischer Sicht dürfte vor allem die Annahme einer konstanten Angebotsrate sein. Die erwähnten Filter-Effekte, Qualifikationsverluste und eine im Verlauf der Arbeitslosigkeit wachsende Entmutigung wirken sich negativ auf die Chance aus, überhaupt ein Stellenangebot zu erhalten. Diese Effekte können offenbar auch nicht durch ein eventuell sinkendes Anspruchsniveau ausgeglichen werden. Für die These einer sinkenden Angebotsrate liefert Noll14 auch einen empirischen Hinweis bezüglich der Vermittlungstätigkeit der Arbeitsämter. Es zeigte sich nämlich, daß die Zahl der vom Arbeitsamt offerierten Stellen bei längerer Arbeitslosigkeit erheblich abnimmt. Ein sehr hoher Anteil von 40,6% der Absolventen hat unmittelbar nach erfolgreichem Abschluß eine hauptberufliche (Volloder Teilzeit-)Beschäftigung aufgenommen. Auf diese Gruppe ist vor allem die hohe Beschäftigungschance im ersten Monat zurückzuführen. Ohne diese Gruppe beträgt 12 Die ausgeprägten „Ausschläge" der Hazardfunktion bei etwa 180 bzw. 270 Tagen sind auf die Art der Vercodung ungenauer Zeitangaben zurückzuführen. 13 Noll / Berger (1982); Noll (1985); Hujer / Schneider (1986 a), (1986b). 14 Noll (1985), 293 f. ZWS 108 (1988) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.2.247 | Generated on 2023-04-04 12:10:54 Stellensuchdauer und Anfangseinkommen bei Hochschulabsolventen 253 der Wert der Hazardrate im ersten Monat 0.003. Der weitere Verlauf der Hazardrate wird selbstverständlich davon nicht beeinflußt. Ohne die Gruppe der Absolventen, die unmittelbar nach dem Examen eine erste Stelle antreten, verläuft die Hazardrate also weit weniger steil abfallend als in Abbildung 1 und weist zunächst sogar einen leichten Anstieg auf. Nun ist es sehr wahrscheinlich, daß (nicht nur, aber insbesondere) diese Gruppe bereits während des Studiums nach einem Arbeitsplatz gesucht hat. Unsere Daten sind daher nicht nur im Hinblick auf das Ende der Arbeitslosigkeit durch den Erhebungszeitpunkt rechts-zensiert, sondern bei einem Teil der Personen auch links-zensiert, da der Beginn der Stellensuche unbekannt ist. Dies führt zur Unterschätzung der tatsächlichen Suchdauer, wenn auch nicht der Dauer der Arbeitslosigkeit, da diese bei der hier ausgewählten Population in der Tat erst mit dem Studienabschluß beginnt. Ein weiteres Problem der Datenanalyse ist der möglicherweise verzerrende Einfluß sogenannter „unbeobachteter Heterogenität"15. Setzt sich die untersuchte Stichprobe aus verschiedenen Qualifikationsniveaus mit nach Qualifikation variierenden Beschäftigungschancen zusammen, so wird man in der Gesamtstichprobe auch dann einen fallenden Verlauf der Beschäftigungsrate erhalten, wenn in jeder Qualifikationsgruppe die Chancen konstant bleiben. Der Grund ist darin zu sehen, daß zunächst Personen mit günstigen Chancen den Status der Arbeitslosigkeit verlassen, so daß die beobachtete Durchschnittschance in den verbleibenden Qualifikationsgruppen sukzessiv absinkt. Unbeobachtete Heterogenität produziert somit stets eine Verzerrung in Richtung auf einen fallenden Verlauf der Beschäftigungsrate. Es ist aber zu berücksichtigen, daß wir es im Hinblick auf das formale Qualifikationsniveau „Studienabschluß" mit einer recht homogenen Stichprobe zu tun haben. Ferner zeigt sich auch bei einer Aufgliederung der Stichprobe nach zahlreichen Merkmalen wie Geschlecht, Studienrichtung usf. (mit der einzigen Ausnahme der kleinen Teilgruppe von Absolventen mit einem Zweitstudium) durchgehend ein fallender Verlauf der Beschäftigungsrate. Wir vermuten daher, daß unbeobachtete Heterogenität den Abwärtstrend der Beschäftigungsrate in der Stichprobe zwar verstärkt, allein aber nicht hervorruft. Die empirischen Befunde stützen somit die Vermutung, daß mit der Dauer der Arbeitslosigkeit die Stellenangebotsrate und damit auch die Beschäftigungsrate sinken und daß dieser Trend auch nicht durch das Zurückschrauben der Ansprüche aufgefangen wird. 3.2 Bestimmungsgründe der Stellensuchdauer Zuerst soll untersucht werden, in welchem Ausmaß die Arbeitslosigkeitsdauer mit dem Geschlecht und der Studienrichtung variiert. Die mit der 15 Vgl. Heckman / Singer (1984); McKenna (1985), 95ff. ZWS 108 (1988) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.2.247 | Generated on 2023-04-04 12:10:54 254 R. Ziegler, J. Brüderl und A. Diekmann 1.0-f 0.90.80.7 -1 _J 0.6LU h; 0.5- < 0.40.30.20.1 - 0.0-- 0 GESCHLECHT 200 300 400 500 600 700 ZEIT IN TAGEN Mediane: Männer 28, Frauen 69 Tage Abb. 2: Anteile arbeitsloser Hochund Fachhochschulabsolventen nach der Dauer der Arbeitslosigkeit und dem Geschlecht 1.0-r 0.90.80.70.6ÜJ h-0.5Z < 0.40.30.20.1 - 0.0STUDIENFACH * WIRTSCHAFTSWISS. x NATUR-/ING.WISS. o SOZIAL-/GEISTE.SWISS. 200 300 ZEIT 400 500 TAGEN 700 Mediane: Wirtschaftswiss. 26, Naturund Ingenieurwiss. 29, Sozialund Geisteswiss. 134 Tage Abb. 3: Anteile arbeitsloser Hochund Fachhochschulabsolventen nach der Dauer der Arbeitslosigkeit und der Studienrichtung ZWS 108 (1988) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.2.247 | Generated on 2023-04-04 12:10:54 Stellensuchdauer und Anfangseinkommen bei Hochschulabsolventen 261 höhere Beschäftigungsrate als Absolventen mit nur einem Studienabschluß aufweisen, sondern daß in der Zweitstudiums-Gruppe auch die Beschäftigungsrate mit der Dauer der Arbeitslosigkeit ansteigt, während sie in der Gruppe mit nur einem Studienabschluß monoton sinkt. Schließlich erlaubt das Heterogenitäts-Modell eine Abschätzung des Ausmaßes an unbeobachteter Heterogenität, auf der das Sinken der Beschäftigungsrate ebenfalls beruhen könnte. (7) r(t) = cia?...o£"£ (Heterogenitäts-Modell; der Fehlerterm e, „unbeobachtete Heterogenität", ist gamma-verteilt mit Mittelwert 1 und Varianz c2) Die Varianz in dem (hier nicht wiedergegebenen) Heterogenitätsmodell ohne Kovariaten beträgt 0.422, in dem Modell von Tabelle 4 dagegen c2 = 0.225. Durch die Einführung der zehn Kovariaten wird also eine proportionale Fehlerreduktion von ((0.422 - 0.225)/0.422) x 100 = 46,6% erreicht. Dennoch ist der Koeffizient c2 = 0.225 statistisch signifikant, d.h. es verbleibt ein signifikanter Anteil von 53,4% an unbeobachteter Heterogenität. Auf ihn (oder auf zeitabhängige Hazardraten) ist die Verweildauerabhängigkeit der Beschäftigungsrate zurückzuführen. Mit dem Heterogenitätsmodell läßt sich diese Frage jedoch nicht entscheiden, da es per definitionem von konstanten Hazardraten auf der individuellen Ebene ausgeht. Der Vergleich der Chi2-Werte zeigt, daß die drei Modelle, die zeitabhängige Raten modellieren, signifikant besser den Daten angepaßt sind als das Exponential-Modell (und auch das Cox-Modell). Am besten schneidet das Gompertz-Modell mit dem Interaktionseffekt für das Zweitstudium ab. Auch dieser Test bestätigt also, daß die Beschäftigungsrate nicht konstant ist, sondern (bei Personen mit nur einem Studium) mit der Dauer der Arbeitslosigkeit sinkt. Durch einen Vergleich der a-Koeffizienten der drei einflußstärksten Variablen aus biund multivariaten Cox-Regressionen läßt sich abschätzen, wieweit direkte oder - über die Korrelation mit den anderen in Tabelle 3 enthaltenen Kovariaten - vermittelte Effekte vorliegen. (Die Ergebnisse der bivariaten Cox-Regressionen sind hier nicht im einzelnen wiedergegeben.) Es zeigt sich, daß die die Beschäftigungschance steigernde Wirkung eines Zweitstudiums unterschätzt wird (der a-Koeffizient steigt von 1.42 auf 1.59), weil sie durch die positive Korrelation von 0.20 mit dem Alter bei Studienabschluß und dessen arbeitslosigkeitsverlängernden Effekt abgeschwächt wird. Dagegen verringern sich bei der multivariaten Analyse die negativen Effekte eines sozialoder geisteswissenschaftlichen Studiums (von a = 0.50 auf a = 0.55) und des Geschlechts (von a = 0.71 auf a = 0.75). Ein kleinerer Teil der schlechteren Beschäftigungschancen von Frauen ist ZWS 108 (1988) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.2.247 | Generated on 2023-04-04 12:10:54 262 R. Ziegler, J. Brüderl und A. Diekmann anscheinend darauf zurückzuführen, daß sie wesentlich häufiger (52%) als Männer (15%) ein sozialoder geisteswissenschaftliches Studium ergreifen, das geringere Berufschancen bietet. Umgekehrt verbirgt sich hinter den schlechteren Beschäftigungschancen der Sozialund Geisteswissenschaftler zu einem gewissen Teil die geschlechtsspezifische Benachteiligung der Frauen. 3.3 Bestimmungsgründe des Anfangseinkommens Der Lohn ist sicher nicht der einzige, aber doch ein sehr wesentlicher Wohlfahrtsertrag einer Beschäftigung. Bei der Teilgruppe von Absolventen, die bis zum Zeitpunkt des Interviews einen Arbeitsplatz gefunden hatten (nicht-zensierte Fälle), können wir einige Determinanten des Anfangseinkommens untersuchen18. Von theoretischem Interesse ist dabei insbesondere der Effekt der Suchdauer auf das Einkommen. Allerdings zeigt sich, daß die Richtung dieser Wirkung unbestimmt ist. Zwar ist bei sinkendem Lohnanspruchsniveau zu erwarten, daß dann auch nur ein niedrigeres Einkommen erreicht wird19, aber wegen der Wechselwirkung zwischen Suchdauer und Lohnanspruchsniveau hängt der Bruttoeffekt der Suchdauer auf das Anfangseinkommen vom Kräfteverhältnis der einzelnen, mit unseren Daten nicht zu identifizierenden Einflußgrößen ab. Abbildung 4 enthält eine schematische Darstellung des Wirkungszusammenhanges zwischen den drei Variablen. Für den Bruttoeffekt der Suchdauer auf das Anfangseinkommen ergibt sich ein Koeffizient (a(b - 1))/ (1 - c), dessen Vorzeichen unbestimmt ist, auch wenn man die in der Abbil18 Nur für 289 der 355 Personen, die nach Studienabschluß eine Beschäftigung gefunden haben, liegen Angaben zum Anfangseinkommen vor. Die geringere Fallzahl in Tabelle 4 beruht vor allem auf fehlenden Angaben bei den Examensnoten. 19 Seien F(w) die kumulierte Lohnverteilung mit der Dichte dF(w)/dw = f(w) und w* das Lohnanspruchsniveau. Für das bedingte, erwartete Einkommen L gilt dann (vgl. Lancaster / Chesher (1983), 1664): L = E(w\w ^ w*) = I wdF(w) / (1 - F(w*)) w* mit einer positiven Ableitung nach w *: dL/dw* = -{(J(l-F(io))du?)-(-/(ti7*))}/{l-F(u?*)}2^0 . w* Sinkendes Lohnanspruchsniveau impliziert also ein geringeres zu erwartendes Einkommen. Allerdings ist zu berücksichtigen, daß die Regressionsanalysen auf dem Anfangseinkommen basieren und nicht auf dem aus der Sicht der Theorie relevanten Einkommensstrom, der aus dem Beschäftigungsverhältnis resultiert. Jedoch dürfte das Anfangseinkommen hierfür ein brauchbarer Indikator sein (vgl. z.B. Lancaster (1985)). ZWS 108 (1988) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.2.247 | Generated on 2023-04-04 12:10:54 Stellensuchdauer und Anfangseinkommen bei Hochschulabsolventen 263 b(-) Suchdauer Lohnanspruchsniveau c( + ) a( + ) Anfangseinkommen Abb. 4: Schematische Darstellung des Wirkungszusammenhanges von Suchdauer, Lohnanspruchsniveau und Anfangseinkommen dung angegebenen, theoretisch begründeten Vorzeichen der drei Koeffizienten berücksichtigt. Bei einem stark positiven Rückkoppelungseffekt des Lohnanspruchsniveaus auf die Suchdauer (c ^ 1) ist deren Bruttoeffekt auf das Anfangseinkommen positiv, verkürzt dagegen ein sinkendes Lohnanspruchsniveau die Suchdauer nicht sehr stark (c ^ 1), dann ist ein negativer Bruttoeffekt zu prognostizieren. Die Schätzgleichung ist also Teil eines nicht-rekursiven, simultanen Gleichungssystems, da zwischen der Suchdauer und dem (unbeobachteten) Lohnanspruchsniveau eine Wechselwirkung besteht. Um konsistente Schätzer zu erhalten, sollte daher das zweistufige Verfahren der kleinsten Quadrate (2-SLS) und nicht das gewöhnliche Verfahren der kleinsten Quadrate (OLS) verwendet werden. Ein Vergleich der zweiten und der vierten Spalte in Tabelle 4 zeigt jedoch, daß die Werte der Koeffizienten zwischen beiden Schätzmethoden kaum differieren; lediglich die Standardfehler sind bei dem 2-SLS-Verfahren, wie zu erwarten, in der Regel höher. Die Tatsache, daß bei der Einkommensregression nur die nicht-zensierten Fälle berücksichtigt werden können - d. h. nur Personen, die nicht mehr auf Stellensuche sind -, kann zu einer weiteren, stichprobenbedingten Verzerrung der Schätzer führen (sample selection bias). Z.B. können Faktoren, die zwar mit dem Zensierungsergebnis - zum Befragungszeitpunkt noch arbeitslos zu sein - aber nicht mit der Einkommenshöhe zusammenhängen, als signifikante Determinanten des Anfangseinkommens erscheinen. Heckman20 hat ein Schätz verfahren vorgeschlagen, das diesen Spezifikationsfehler korrigiert und unverzerrte Schätzer liefert. Wie ein Vergleich der zweiten und der vorletzten bzw. der dritten und der letzten Spalte in Tabelle 4 zeigt, sind in der Tat einige bemerkenswerte Unterschiede feststellbar. Zur Interpretation ziehen wir daher die korrigierten OLS-Schätzer heran und zwar in der logarithmierten Einkommensgleichung (letzte Spalte), weil die Koeffizienten dann als Prozenteffekte interpretiert werden können und 20 Heckman (1979). ZWS 108 (1988) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.2.247 | Generated on 2023-04-04 12:10:54 264 R. Ziegler, J. Brüderl und A. Diekmann Tabelle 4 Regression auf das Anfangseinkommen des ersten Berufs nach Studienabschluß erwar-OLS OLS 2-SLS korrig.OLS korrig. OLS tetes Anfangs-Anfangs-Anfangs-Anfangs-AnfangsVor-einkommen einkommen einkommen einkommen einkommen zeichen in DM log. in DM in DM log. Suchdauer ? .23 .00012 .35 .28 .00015 (.28) (.00014) (2.3) (.29) (.00014) Arbeitszeit + 28* .77* 28* 28* .77* (4) (.07) (4) (4) (.07) Verheiratet + 281* .14* 287* 294* .15* (91) (.04) (97) (92) (.04) Arbeits-+ 40 .03 46 64 .04 marktlage (77) (.04) (93) (83) (.04) Zweit-+ 458* .20* 466* 459* .20* studium (155) (-08) (214) (155) (.08) Promotion + 217 .10 222 222 .10 (173) (•08) (191) (173) (.08) Wirtschafts-? 145 .08 150 148 .08 wissenschaft (102) (.05) (Hl) (103) (.05) Sozialund --179 -.07 -190 -.19 .02 Geisteswiss. (108) (.05) (238) (268) (.13) FHS --207* -.10* -202 -182 -.09* (89) (.04) (109) (95) (.05) Examensnote -24 -.02 -22 .21 -.003 (62) (.03) (62) (69) (.03) Geschlecht --165 -.07 -164 -105 -.03 (98) (.05) (125) (130) (.06) Alter ? -74* -.04* -75* -63* -.03* (20) (.01) (22) (26) (.01) Konstante 2821* 5.6* 2823* 2512* 5.5* (582) (.38) (584) (724) (.44) Zensierungs--- - -436 -.23 hazardrate -- - (602) (.29) R2 .30 .41 -.30 .41 N 255 255 254 254 255 * signifikant auf dem 5 %-Niveau. Standardfehler in Klammern. Monatliches Nettoeinkommen in DM, Suchdauer in Tagen, Arbeitszeit in Wochenstunden. In der logarithmierten Einkommensgleichung ist die Arbeitszeit logarithmiert; der Koeffizient kann als Elastizität interpretiert werden. Kodierung der Bezugskategorien bei den übrigen Variablen siehe Tabelle 1. Korrigierte OLS-Schätzung mit der Korrektur nach Heckmann (1979) für den „sample-selection-bias". ZWS 108 (1988) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.2.247 | Generated on 2023-04-04 12:10:54 Stellensuchdauer und Anfangseinkommen bei Hochschulabsolventen 265 diese Spezifikation auch aus theoretischen und statistischen Gründen21 vorzuziehen ist. Statistisch signifikant sind jedoch nur vier der zwölf Effekte. Neben den beiden Kontrollvariablen Arbeitszeit und Familienstand ist es zunächst ein Zweitstudium, das sich bezahlt macht und zu einem 20% höheren Anfangseinkommen führt. Es scheint sich auch auszuzahlen, sein Studium in jungen Jahren zu beenden, denn jedes weitere Jahr reduziert das Anfangseinkommen signifikant um 3 %. Bei dem Koeffizienten für Sozialund Geisteswissenschaftler wirkt sich die Korrektur für stichprobenbedingte Verzerrungen am stärksten aus, während sie bei der Examensnote und beim Geschlecht wesentlich weniger und bei allen anderen Faktoren praktisch überhaupt nicht ins Gewicht fällt (vergleiche die zweite und vorletzte Spalte in Tabelle 4). Inhaltlich bedeutet dies, daß Sozialund Geisteswissenschaftler bzw. Absolventen mit schlechteren Noten oder Frauen zwar länger arbeitslos sind als ihre jeweilige Vergleichsgruppe, daß sie aber im Durchschnitt (kaum) schlechter verdienen, wenn sie eine Stelle bekommen haben. Es soll auch hier versucht werden, die Wirkungsrichtung der unabhängigen Variablen kurz zu begründen. Sie ist in Tabelle 4 durch + , - oder ? gekennzeichnet. Da wir das monatliche Nettoeinkommen22 verwenden, muß ganz offensichtlich die Arbeitszeit als Kontrollvariable berücksichtigt werden. Auf Grund tarifvertraglicher Regelungen müßten Verheiratete ein höheres Gehalt bekommen als Ledige. Wegen der positiven Lohndrift sind bei guter Konjunktur höhere Löhne zu erwarten. Durch Statusund Produktivitätsunterschiede bedingt ist mit höheren Einkommen bei den Absolventen eines Zweitstudiums, Promovierten und bei Naturwissenschaftlern, dagegen mit niedrigeren Gehältern bei Sozialund Geisteswissenschaftlern, Fachhochschulabsolventen sowie Absolventen mit schlechteren Examensnoten zu rechnen. Ob Wirtschaftsim Vergleich zu Naturwissenschaftlern und Ingenieuren mehr oder weniger verdienen, erscheint auf Grund theoretischer Überlegungen nicht entscheidbar. Trotz Kontrolle all dieser Kovariaten ist eine geschlechtsspezifische Einkommensdiskriminierung anzunehmen, so daß bei Frauen niedrigere Löhne zu erwarten sind als bei Männern. Beim Alter ist die Prognose unklar. Einerseits gibt es tarifrechtlich bedingte, höhere Einstufungen der älteren Beschäftigten, obwohl dies für die Privatwirtschaft nicht im selben Maße zutrifft wie für den Öffentlichen Dienst, andererseits könnten sich die Vorbehalte gegen „zu alte" Berufsanfänger auch in niedrigeren Anfangseinkommen bemerkbar machen. Wie die 21 Siehe Mincer (1974) bzw. Heckman / Polachek (1974). 22 Da der Beginn der Erwerbstätigkeit über einen Zeitraum von 10 Jahren streut, mußte der generelle Einkommenstrend ausgeschaltet werden. Die Anfangsnettoeinkommen wurden daher mit dem Index der durchschnittlichen Bruttoverdienste der Angestellten in Industrie, Handel, Kreditinstituten und Versicherungen (Statistisches Bundesamt (1986), 474) gewichtet. ZWS 108 (1988) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.2.247 | Generated on 2023-04-04 12:10:54 266 R. Ziegler, J. Brüderl und A. Diekmann Vorzeichen der Koeffizienten in den beiden letzten Spalten von Tabelle 4 zeigen, entsprechen die Ergebnisse mit Ausnahme der Examensnote und dem sozialbzw. wirtschaftswissenschaftlichen Studienabschluß den Vermutungen. Allerdings sind, wie bereits erwähnt, nur vier der zwölf Effekte statistisch signifikant. Mit 30% bzw. 41% kann ein durchaus beachtlicher Teil der Varianz erklärt werden, allerdings zum größten Teil durch die beiden naheliegenden Determinanten Arbeitszeit und Familienstand (24% in der nicht-logarithmierten und 31% in der logarithmierten Einkommensgleichung). Die übrigen zehn Variablen in Tabelle 4 erhöhen also den erklärten Varianzanteil um 6% bzw. 10%. Der positive, jedoch nicht-signifikante Koeffizient für die Suchdauer kann schließlich - die Gültigkeit des Modells vorausgesetzt - als Indiz für eine verhältnismäßig starke Rückwirkung eines sinkenden Lohnniveaus auf die Verkürzung der Arbeitslosigkeit gewertet werden, die jedoch - wie wir oben gesehen haben - durch eine vermutlich abnehmende Stellenangebotsrate weitgehend kompensiert worden ist. 4. Schlußbemerkung Der empirische Befund, daß mit zunehmender Dauer der Arbeitslosigkeit die Beschäftigungschance sinkt, steht im Widerspruch zu denjenigen neoklassischen Stellen-Such-Modellen, die eine konstante Angebotsrate und Bedingungen voraussetzen, aus denen ein konstantes oder sinkendes Lohnanspruchsniveau folgt. Eine mit der Dauer der Arbeitslosigkeit sinkende Stellenangebotsrate wird auch in anderen empirischen Untersuchungen festgestellt und kann theoretisch aus verschiedenen Annahmen hergeleitet werden. Länger anhaltende Arbeitslosigkeit kann von den Beschäftigern als Signal für mangelnde Qualifikation gedeutet werden, sie kann zu Qualifikationsverlusten (Humankapitalabschreibungen) führen oder sie kann die Arbeitslosen entmutigen und ihre Suchintensität herabsetzen. Modellerweiterungen sollten daher - wie es in der Literatur teilweise bereits geschehen ist - eine variable bzw. in der Regel mit der Arbeitslosigkeitsdauer abnehmende Stellenangebotsrate vorsehen, wodurch die Beschäftigungschancen so stark geschmälert werden, daß sie auch durch ein sinkendes Lohnanspruchsniveau nicht mehr voll kompensiert werden können. Um solche komplexeren theoretischen Ansätze empirisch adäquat prüfen zu können, wären detaillierte Daten über den Verlauf der Suchaktivitäten, der Stellenangebote und des Lohnanspruchsniveaus erforderlich. Damit ließen sich nicht nur global die Bruttoeffekte anhaltender Arbeitslosigkeit auf den zeitlichen Verlauf der Beschäftigungschance ermitteln, sondern auch die Stärke einzelner, teilweise gegenläufiger Mechanismen im Prozeß der Sucharbeitslosigkeit bestimmen. ZWS 108 (1988) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.2.247 | Generated on 2023-04-04 12:10:54 Stellensuchdauer und Anfangseinkommen bei Hochschulabsolventen 267 Eine andere Möglichkeit, die Problemstellung auszuweiten, soll zum Schluß angedeutet werden. Das Konzept des Anspruchsniveaus ist selbstverständlich - vor allem in der soziologischen Bezugsgruppentheorie23 seit langem bekannt. Welches Niveau gewählt wird und wie es sich verändert, wird oft jedoch nur mit recht vagen Hinweisen auf Sozialisationsbedingungen und Bezugsgruppenorientierungen zu „erklären" versucht. Demgegenüber spezifiziert die Job-Search-Theorie einen Mechanismus - das Lohnanspruchsniveau wird so festgelegt, daß der erwartete Nettoertrag der Suche maximiert wird -, durch den im Prinzip die Festsetzung und Veränderung des Lohnanspruchniveaus endogenisiert wird, d.h. aus der Dynamik des Suchprozesses heraus und nicht exogen und häufig ad hoc erklärt werden kann. Die Idee der Bezugsgruppenorientierung ließe sich nun in ein erweitertes Modell des adaptiven Suchverhaltens integrieren, bei dem nicht mehr die Kenntnis der Lohnverteilung vorausgesetzt wird. Vielmehr wird die subjektiv erwartete Verteilung der Löhne auf Grund der tatsächlich erhaltenen Angebote verändert. Nun kann man annehmen, daß nicht nur die selbst erhaltenen Offerten, sondern auch die Angebote an Dritte, die dieselben relevanten Merkmale wie der Stellensuchende besitzen, diesem Informationen über die tatsächliche Lohnverteilung liefern. Sie haben allerdings reinen Informationswert, während die selbst erhaltenen Angebote immer einen Doppelcharakter besitzen: Information und potentielle Einkommensquelle zugleich zu sein. Es wäre zu prüfen, ob ein Teil der Schwierigkeiten bei Modellen adaptiven Suchverhaltens, die auf dieser doppelten Funktion selbst erhaltener Stellenangebote beruhen, durch Berücksichtigung der Offerten an Bezugspersonen beseitigt werden könnten. Die Diskussion des mikroökonomischen Ansatzes der Job-Search-Theorie hat gezeigt, daß bei ihrer empirischen Anwendung und den dabei notwendigen Modifikationen und Erweiterungen auf traditionelle soziologische Ansätze zurückgegriffen werden kann24. Das Erklärungspotential beider könnte vermutlich erheblich gesteigert werden, wenn sie systematisch in dem einheitlichen Bezugsrahmen eines erweiterten Stellen-Such-Modells rekonzeptualisiert würden. Zusammenfassung Anhand einer Stichprobe von Hochschulabsolventen, die zwischen 1975 und 1985 ihr Examen abgelegt und danach einen Arbeitsplatz gesucht haben, werden Bestimmungsgründe der Stellensuchdauer und des Anfangseinkommens untersucht. Mit Hilfe der statistischen Verfahren der Survivalanalyse kann gezeigt werden, daß die Beschäftigungschance mit zunehmender Dauer der Arbeitslosigkeit sinkt. Dieser 23 Merton (1957), Kap. VIII und IX. 24 Siehe hierzu auch Granovetter (1986). ZWS 108 (1988) 2 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.2.247 | Generated on 2023-04-04 12:10:54 268 R. Ziegler, J. Brüderl und A. Diekmann Befund steht im Widerspruch zu denjenigen Modellen der neo-klassischen JobSearch-Theorie, die eine konstante Angebotsrate und Bedingungen voraussetzen, aus denen ein konstantes oder sinkendes Lohnanspruchsniveau folgt. Die Benachteiligung bestimmter Gruppen drückt sich vor allem in längerer Arbeitslosigkeit aus, dagegen weit weniger in einem geringeren Anfangseinkommen. Summary Based on a selection of university graduates who were looking for a job after having passed their examination between 1975 and 1985, some determinants of job search duration and first income are analyzed. By applying statistical methods of survival analysis it can be shown that employment chances decrease with length of unemployment. This result is at odds with those models of neo-classical job search theory postulating a constant rate of offers and conditions which imply a constant or declining reservation wage. Relative deprivation of certain groups becomes apparent above all in longer duration of unemployment but much less in a lower first income. Literatur Alaouze, Ch. M. (1984), The Hazard Rate from Unemployment when the Search Environment is Characterised by a Decreasing Probability of Offer. 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