Gibt es kompensierende Lohndifferentiale in der Bundesrepublik Deutschland?

Lorenz, Wilhelm; Wagner, Joachim Article Gibt es kompensierende Lohndifferentiale in der Bundesrepublik Deutschland? Zeitschrift für Wirtschaftsund Sozialwissenschaften (ZWS) - Vierteljahresschrift der Gesellschaft für Wirtschaftsund Sozialwissenschaften, Verein für Socialpolitik Provided in Cooperation with: Duncker & Humblot, Berlin Suggested Citation: Lorenz, Wilhelm; Wagner, Joachim (1988) : Gibt es kompensierende Lohndifferentiale in der Bundesrepublik Deutschland?, Zeitschrift für Wirtschaftsund Sozialwissenschaften (ZWS) - Vierteljahresschrift der Gesellschaft für Wirtschaftsund Sozialwissenschaften, Verein für Socialpolitik, ISSN 0342-1783, Duncker & Humblot, Berlin, Vol. 108, Iss. 3, pp. 371-381, https://doi.org/10.3790/schm.108.3.371 This Version is available at: https://hdl.handle.net/10419/291688 Standard-Nutzungsbedingungen: Die Dokumente auf EconStor dürfen zu eigenen wissenschaftlichen Zwecken und zum Privatgebrauch gespeichert und kopiert werden. Sie dürfen die Dokumente nicht für öffentliche oder kommerzielle Zwecke vervielfältigen, öffentlich ausstellen, öffentlich zugänglich machen, vertreiben oder anderweitig nutzen. Sofern die Verfasser die Dokumente unter Open-Content-Lizenzen (insbesondere CC-Lizenzen) zur Verfügung gestellt haben sollten, gelten abweichend von diesen Nutzungsbedingungen die in der dort genannten Lizenz gewährten Nutzungsrechte. Terms of use: Documents in EconStor may be saved and copied for your personal and scholarly purposes. You are not to copy documents for public or commercial purposes, to exhibit the documents publicly, to make them publicly available on the internet, or to distribute or otherwise use the documents in public. If the documents have been made available under an Open Content Licence (especially Creative Commons Licences), you may exercise further usage rights as specified in the indicated licence. https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/ Zeitschrift für Wirtschaftsu. Sozialwissenschaften (ZWS) 108 (1988), S. 371 - 381 Duncker & Humblot, Berlin 41 Gibt es kompensierende Lohndifferentiale in der Bundesrepublik Deutschland?* Von Wilhelm Lorenz und Joachim Wagner Nach der Theorie kompensierender Lohndifferentiale ist der Lohn ceteris paribus um so höher, je belastender bzw. unangenehmer und je gefährlicher die Arbeitsbedingungen sind. Diese Hypothese wird für die Bundesrepublik Deutschland getestet, indem Einkommensfunktionen auf der Grundlage von fünf verschiedenen Individualdatensätzen für vollzeiterwerbstätige Männer geschätzt werden. 1. Einleitung Das von Adam Smith 1776 formulierte „Prinzip vom Ausgleich der Nettoerträge"1 bildet auch heute noch einen wichtigen Baustein der orthodoxen neoklassischen Arbeitsmarkttheorie2. Will man dieses Prinzip, daß negative Arbeitsplatzeigenschaften eine positive Kompensationszahlung erfordern - in Smith' klassischen Worten : "The wages of labour vary with the ease or hardship, the cleanliness or dirtiness, the honourableness or dishonourableness of the employment"3 - ökonometrisch testen, dann ist es erforderlich, alle anderen lohnbestimmenden Faktoren konstant zu halten, d.h. für die von Schulbildung, Berufserfahrung, Betriebszugehörigkeitsdauer usw. ausgehenden Einflüsse zu kontrollieren, denn: "the prediction is that, other * Diese Untersuchung entstand im Rahmen des von der DFG geförderten Projekts „Arbeitsplatzwechsel, Diskriminierung und Individualeinkommen". Wir danken dem DIW und dem SFB 3 für die Überlassung der Daten aus dem Sozio-ökonomischen Panel; die Veröffentlichung der Berechnungen auf der Grundlage einer vorläufigen Version der 1. Welle des Panels erfolgt in Absprache mit dem DIW. Die Daten aus der Allgemeinen Bevölkerungsumfrage der Sozial Wissenschaften (ALLBUS) 1980, 1982 und 1984 wurden vom Zentralarchiv für empirische Sozialforschung, Universität zu Köln, zugänglich gemacht; weder die für die Konzeption der Erhebung und die Aufbereitung der Daten verantwortlichen Personen noch das Zentralarchiv tragen irgendeine Verantwortung für die Analyse oder Interpretation der Daten in diesem Beitrag. Wir danken ferner Herrn Dr. Hoffmann vom Hauptverband der gewerblichen Berufsgenossenschaften, St. Augustin und Herrn Dr. Schaaf vom TÜV Rheinland, Köln, für Unterstützung bei der Beschaffung von Daten zu Arbeitsunfallund Berufskrankheitsrisiken. Eine frühere Version dieses Beitrags lag einem Vortrag am Institut für Höhere Studien in Wien im Oktober 1987 zugrunde. Alle Berechnungen erfolgten mit dem IAS-System des Instituts für Höhere Studien, Wien, auf den Rechenanlagen des RRZN, Hannover. 1 Vgl. Smith (1976), 116. 2 Vgl. z.B. Addison / Siebert (197.9), 165. 3 Smith (1976), 117. ZWS 108 (1988) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.3.371 | Generated on 2023-04-04 12:11:10 372 Wilhelm Lorenz und Joachim Wagner things equal, wages will be higher in unpleasant or dangerous jobs"4. Für den Test benötigt man daher Individualdatensätze mit Angaben zum Arbeitseinkommen und zu den lohnbestimmenden Variablen einschließlich der nach der Theorie kompensierender Lohndifferentiale eine zusätzliche positive Entlohnung erfordernden Arbeitsplatzeigenschaften. Durch Schätzen multipler Regressionsmodelle kann man dann versuchen, den ceteris paribus z.B. vom Risiko eines tödlichen Arbeitsunfalls auf das Arbeitseinkommen ausgehenden Effekt zu isolieren. Da geeignete Datensätze erst seit einigen Jahren verfügbar sind, liegen ökonometrische Untersuchungen hierzu erst aus jüngerer Zeit und hauptsächlich für US-amerikanische Daten vor5. Der vorliegende Beitrag prüft erstmals für die Bundesrepublik Deutschland, ob ceteris paribus von einem höheren Risiko eines tödlichen oder nicht-tödlichen Arbeitsunfalls bzw. einer tödlichen oder nicht-tödlichen Berufskrankheit ein positiver Einfluß auf das Arbeitseinkommen ausgeht. Abschnitt 2 stellt unseren Untersuchungsansatz vor, in Abschnitt 3 präsentieren und interpretieren wir die Ergebnisse der Modellschätzungen, Abschnitt 4 enthält ein Fazit. 2. Zum Ansatz der Untersuchung Aus fünf umfangreichen Individualdatensätzen - der 1984 erhobenen 1. Welle des Sozio-ökonomischen Panels, einer Erhebung aus dem Bundesland Bremen aus dem Jahr 1981 (BREMEN) sowie den drei zwischen 1980 und 1984 durchgeführten ,Allgemeinen Bevölkerungsumfragen der Sozialwissenschaften' (ALLBUS 80, ALLBUS 82, ALLBUS 84) - wurden Datensätze konstruiert, die für vollzeitbeschäftigte Männer Angaben zum monatlichen Nettoeinkommen, zu wichtigen arbeitseinkommensbestimmenden Variablen wie Schulbildung, Berufserfahrung, Betriebszugehörigkeitsdauer u.a. sowie zum jeweiligen berufsspezifischen Risiko eines tödlichen bzw. nicht-tödlichen Arbeitsunfalls und einer tödlichen bzw. nicht-tödlichen Berufskrankheit enthalten. Die von uns verwendeten Risikovariablen entstammen zwei Studien von Schaaf u.a.6. Es handelt sich bei ihnen jeweils um Durchschnittsdaten auf Berufsordnungsebene7 für die Jahre 1977 bis 1981, die wir den Individualfällen in den fünf Datensätzen über die in diesen vorhandenen Berufsvariablen zuordnen konnten. Die Variable „Risiko tödlicher Arbeitsunfälle", für die im 3.Abschnitt beispielhaft detailliertere 4 Ehrenberg / Smith (1985), 233. 5 Vgl. als Überblick hierzu Smith (1979), Brown (1980) und Rosen (1986). Hübler (1985), 112 und Hübler / Gerlach (1987), 20 und 25f. behandeln diese Problematik kurz in auf die Bundesrepublik bezogenen Arbeiten, sie untersuchen aber weder Arbeitsunfallnoch Berufskrankheitsrisiken. 6 Schaaf u.a. (1984), (1986). 7 Statistisches Bundesamt (1975). ZWS 108 (1988) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.3.371 | Generated on 2023-04-04 12:11:10 Kompensierende Lohndifferentiale i. d. Bundesrepublik Deutschland? 373 Ergebnisse ausgewiesen werden, ist operationalisiert als „tödliche Arbeitsunfälle je 100 Tsd. Arbeitnehmer und Jahr". Die Risiken lassen sich aus individueller Sicht als die Wahrscheinlichkeit interpretieren, als Folge der Ausübung eines bestimmten Berufes von einem Unfall oder einer Krankheit betroffen zu werden. Da man nun annehmen kann, daß die Beschäftigten ein höheres Risiko ceteris paribus als nutzenmindernd einschätzen, ist nach neoklassischer Arbeitsmarkttheorie eine positive Entlohnung dieser Unfallbzw. Krankheitswahrscheinlichkeiten zu erwarten8. Unseren ökonometrischen Untersuchungen liegen Einkommensfunktionen zugrunde, die eine Erweiterung der bereits „klassisch" zu nennenden, von Mincer9 theoretisch begründeten Spezifikation (I) ln(y) = ö0 + M + b2e - b3e2 mit In (y) = logarithmiertes Arbeitseinkommen, s = Schuljahre und e = Dauer der Berufserfahrung um folgende Variablen darstellt: zusätzlich einbezogen werden die Dauer der Betriebszugehörigkeit (als Proxy für betriebsspezifisches Humankapital bzw. als Kontrollgröße für ein leistungssicherndes Alters-Einkommensprofil10; erwartetes Vorzeichen: positiv), Arbeitszeitvariationen in Form von Überstunden (als Dummy-Variable; erwartetes Vorzeichen: positiv), ein vorhandener bzw. nicht-vorhandener Universitätsabschluß (erwartet wird, daß sich ein Abschluß ceteris paribus bezahlt macht) sowie Angaben zur Betriebsgröße und zur Stellung in der betrieblichen Hierarchie. Überlegungen aus dem Kontext von Effizienzlohntheorien11 lassen sowohl mit steigender Betriebsgröße als auch für eine höhere Stellung in der Hierarchie ceteris paribus ein höheres Arbeitseinkommen erwarten: "If monitoring costs are higher in firms employing large numbers of workers, one might expect to see such firms paying higher wages (other things being constant)12." Ähnlich kann man für den Fall argumentieren, daß die Arbeitsleistung um so schwerer zu überwachen ist, je höher die Person in der betrieblichen Hierarchie angeordnet ist13. In die so spezifizier8 Auf eine detailliertere Beschreibung der Datensätze und der Variablen soll hier aus Platzgründen verzichtet werden; eine ausführliche Dokumentation der Daten und der Variablen findet man in Arbeitspapieren, die auf Anfrage erhältlich sind. Vgl. zu den Risikodaten und ihrer Interpretation Schaaf u.a. (1986), 48. 9 Vgl. Mincer (1974), 83 ff. 10 Vgl. Bellmann (1986). 11 Vgl. als Überblick Gerlach / Hübler (1985). 12 Stiglitz (1987), 8. 13 Die zuletzt angesprochenen Zusammenhänge können hier nicht ausführlich diskutiert werden. Vgl. zu einem ceteris paribus mit steigender Betriebsgröße steigendem Lohn - "a key stylized fact of most labor markets" (Brown / Medoff (1986), 45) - Brown / Medoff (1986); zum Zusammenhang von Lohnhöhe und Hierarchieposition Bellmann (1987). ZWS 108 (1988) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.3.371 | Generated on 2023-04-04 12:11:10 374 Wilhelm Lorenz und Joachim Wagner ten Einkommensfunktionen werden dann jeweils einzeln die oben genannten vier berufsspezifischen Risikovariablen aufgenommen; für jede von ihnen ist nach der Theorie kompensierender Lohndifferentiale ein positives Vorzeichen zu erwarten. 3. Ergebnisse der ökonometrischen Untersuchung Mit den fünf genannten Datensätzen wurden jeweils vier Einkommensfunktionen der oben beschriebenen Spezifikation geschätzt. Da wir uns im Rahmen dieser Arbeit auf die Frage konzentrieren, ob es in der Bundesrepublik Deutschland kompensierende Lohndifferentiale gibt, verzichten wir darauf, die Ergebnisse der Schätzungen für die 20 Einkommensfunktionen vollständig abzudrucken14. Wir beschränken uns hier mit Tab. 1 auf die Wiedergabe jener Schätzungen, in die die Variable „Risiko tödlicher Arbeitsunfälle" einbezogen wurden15. Die klassischen humankapitaltheoretischen Variablen „Schulbildung" sowie „Berufserfahrung" und deren Quadrat zeigen das erwartete Vorzeichen16 und weisen Größenordnungen auf, die mit Ergebnissen aus anderen internationalen Studien und Untersuchungen für die Bundesrepublik Deutschland vergleichbar sind17. Die relativ geringen Ertragsraten für Schulbildung in den Datensätzen Sozio-ökonomisches Panel und BREMEN erklären sich durch den Einbezug der Variable „Leitende Tätigkeit". Ungewöhnlich ist das Auftreten „falscher", d.h. der Theorie widersprechender, Vorzeichen bei der Variable „Dauer der Betriebszugehörigkeit", die den Einfluß betriebsspezifischen Humankapitals auf die Einkommen erfassen soll, zumal bei Querschnittsdaten eher eine Überals Unterschätzung dieses Einflusses zu erwarten ist18. Ebenfalls erstaunlich sind die relativ starken Schwankungen in der Größenordnung des Koeffizienten der 14 Arbeitspapiere mit einer ausführlichen Darstellung aller Ergebnisse sind bei den Verfassern erhältlich. Es sei ferner darauf hingewiesen, daß alle Modelle mit der gewöhnlichen Methode der kleinsten Quadrate geschätzt und einer Reihe von Tests (auf normalverteilte und homoskedastische Störgrößen sowie auf korrekte Spezifikation der funktionalen Form des Modells) unterzogen wurden. Die Nullhypothesen wurden bei einigen Tests abgelehnt; wie in den Arbeitspapieren ausführlich begründet wird, ist unsere im folgenden vorgenommene Ergebnisinterpretation hiervon jedoch nicht betroffen; für eine systematische empirische Analyse der Mincerschen Einkommensfunktion mit bundesrepublikanischen Daten vgl. Wagner / Lorenz (1988). 15 Da die Risikovariablen untereinander relativ hoch korreliert sind, wurden für alle vier Risikovariablen getrennte Schätzungen durchgeführt. 16 Eine einfache Darstellung der zugrunde liegenden Theorie findet sich in Lorenz / Wagner (1988). 17 Vgl. für die Bundesrepublik Deutschland u.a. Weißhuhn / Clement (1983), Bellmann / Gerlach / Hübler (1984), Gerlach (1987); Ergebnisse aus internationalen Studien sind zusammengetragen in Psacharopoulos (1985). 18 Vgl. Abraham / Farber (1987). ZWS 108 (1988) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.3.371 | Generated on 2023-04-04 12:11:10 Kompensierende Lohndifferentiale i. d. Bundesrepublik Deutschland? 375 Tabelle 1 Schätzergebnisse von Einkommensfunktionen für vollzeitbeschäftigte Männer (endogene Variable: logarithmiertes monatl. Nettoeinkommen)* Datensatz Exogene ^^^^ Variable Sozio-ökonomisches Panel BREMEN ALLBUS 80 ALLBUS 82 ALLBUS 84 Schulbildung (Jahre) 0,040 (7,57) 0,041 (7,84) 0,088 (8,34) 0,076 (6,17) 0,068 (6,91) Berufserfahrung (Jahre) 0,033 (11,62) 0,032 (12,13) 0,046 (9,39) 0,042 (7,36) 0,040 (7,18) (Berufserfahrung)2 (Jahre) -0,0007 (9,90) -0,0006 (10,89) -0,0008 (7,58) -0,0008 (6,38) -0,0007 (5,25) Dauer der Betriebszugehörigkeit (Jahre) 0,005 (4,65) 0,001 (1,09) -0,002 (0,97) 0,002 (0,75) -0,0002 (0,07) Überstunden (Dummy) 0,128 (7,42) 0,143 (9,99) Universitätsabschluß (Dummy) 0,228 (5,67) 0,187 (6,81) 0,172 (1,64) 0,278 (2,28) 0,332 (4,31) Betriebsgröße (in Hundert) 0,002 (3,71) 0,002 (1,76) 0,0001 (0,55) 0,0008 (1,55) 0,0002 (0,87) Leidende Tätigkeit (Dummy) 0,333 (5,86) 0,161 (11,08) Repetitive Arbeit (Dummy) -0,073 (3,59) Körperlich anstrengende Arbeit (Dummy) -0,072 (3,68) Viel Konzentration erfordernde Arb. (Dummy) 0,034 (2,51) Umgebungsbelastungen hoch bei Arb. (Dummy) -0,037 (2,27) Schichtarbeit (Dummy) 0,015 (0,82) Risiko tödlicher Arbeitsunfälle -0,0004 (1,26) -0,0006 (1,04) 0,0015 (1,36) -0,0007 (0,70) 0,0006 (0,51) Anzahl der Fälle Korrigiertes Bestimmtheitsmaß 953 0,459 1294 0,441 378 0,377 238 0,376 269 0,491 * Quelle: eigene Berechnungen; in Klammern stehen die absoluten t-Werte ZWS 108 (1988) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.3.371 | Generated on 2023-04-04 12:11:10 376 Wilhelm Lorenz und Joachim Wagner Variable „Betriebsgröße"19. Sowohl für „Tenure" als auch für die Betriebsgröße kann jedoch in den Schätzungen oft kein auf üblichem Niveau signifikanter Einfluß auf das Einkommen nachgewiesen werden. Der gesicherte positive Einfluß der Dummy-Variablen „Überstunden", „Universitätsabschluß" und „Leitende Tätigkeit" auf das Einkommen bestätigt die theoretischen Erwartungen. Beachtlich ist jedoch, daß sich trotz Kontrolle für Schulbildung20 und Berufserfahrung ein Universitätsabschluß mit einem durchschnittlich 17 bis 33 Prozent höheren Einkommen bezahlt macht. Die für den Datensatz BREMEN zur Verfügung stehenden Variablen, die negative Arbeitsplatzeigenschaften einfangen, zeigen nicht durchgängig das erwartete Vorzeichen. Gemessen am korrigierten Bestimmtheitsmaß fallen die Schätzungen für Einkommensfunktionen vergleichsweise gut aus. Die geschätzten Koeffizienten für alle Risiko-Variablen aus den 20 Einkommensfunktionen sind in der Tab. 2 abgedruckt: Tabelle 2 Geschätzte Koeffizienten der Risiko-Variablen aus Einkommensfunktionen Datensatz Risiko Variable Sozio-ökonomisches Panel BREMEN ALLBUS 80 ALLBUS 82 ALLBUS 84 Tödlicher Arbeitsunfall -0,0004 (1,26) -0,0006 (1,04) 0,0015 (1,36) -0,0007 (0,70) -0,0007 (0,51) Nicht-tödlicher Arbeitsunfall -0,0002 (3,66) -0,0002 (4,40) -0,0001 (0,10) -0,0002 (2,75) -0,0002 (1,86) Tödliche Berufskrankheit 0,0010 (0,59) -0,0035 (0,92) 0,0041 (1,31) 0,0006 (0,22) 0,0034 (1,18) Nicht-tödliche Berufskrankheit 0,00002 (0,13) -0,0003 (1,24) 0,0002 (1,32) -0,00003 (0,24) 0,0001 (0,81) Anmerkung: Zu den Datensätzen und Risikovariablen vgl. die Ausführungen im Text; in Klammern stehen die absoluten t-Werte. (Quelle: Eigene Berechnungen) Keiner von den geschätzten Koeffizienten weist ein auf einem üblichen Niveau statistisch gesichertes positives Vorzeichen auf, von den 11 negativen Vorzeichen sind drei - alle für das Risiko nicht-tödlicher Arbeitsunfälle 19 Den theoretischen Zusammenhang zwischen Individualeinkommen und Betriebsgröße diskutieren Brown / Medoff (1986). 20 Bei der Operationalisierung der Variable „Schulbildung" hat eine Universitätsausbildung bereits mit + 5 Jahren Berücksichtigung gefunden (im Vergleich zu z.B. 13 Jahren für Abitur). ZWS 108 (1988) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.3.371 | Generated on 2023-04-04 12:11:10 Kompensierende Lohndifferentiale i. d. Bundesrepublik Deutschland? 377 - auf einem Niveau von einem Prozent signifikant21. Diese Ergebnisse widersprechen denen zahlreicher Untersuchungen mit Daten aus anderen Ländern, insbesondere solchen zum Einfluß des Todesrisikos auf das Arbeitseinkommen. Ein Grund hierfür könnte darin bestehen, daß die hier verwendeten Datensätze teilweise aus Jahren mit hoher Arbeitslosigkeit stammen - hat doch bereits Adam Smith darauf hingewiesen, daß "this equality in the whole of the advantages and disadvantages of the different employments of labour ..., can take place only in the ordinary, or what may be called the natural State of those employments"22. Diesen makroökonomischen Aspekt, der besonders von John St. Mill23 in seinen 1848 erstmals veröffentlichten ,Principles' betont wurde, umschreibt Mieth sehr plastisch: „Die ökonomische Theorie der Lohnstruktur setzt Vollbeschäftigung voraus, sie steht und fällt damit. Bei Arbeitslosigkeit können sich die Marktkräfte von der Angebotsseite her überhaupt nicht entfalten. Unter diesen Umständen lassen sich nämlich stets auch die vom Lohn her benachteiligten Arbeitsplätze in der Volkswirtschaft besetzen. Auf dem Arbeitsmarkt regiert dann das Sprichwort: Den letzten beißen die Hunde24." Will man die Bedeutung der makroökonomischen Situation für das Vorhandensein bzw. Fehlen kompensierender Lohndifferentiale ökonometrisch testen, dann benötigt man idealerweise einen umfassenden Individualdatensatz für einen längeren Zeitraum von Jahren mit unterschiedlichen konjunkturellen Situationen. Ein solches Panel steht für die Bundesrepublik Deutschland (auf absehbare Zeit) nicht zur Verfügung25. Ein Weg, auch ohne solche Daten erste Hinweise zur Bedeutung der makroökonomischen Situation für kompensierende Lohndifferentiale zu erhalten, besteht darin, die Ergebnisse miteinander zu vergleichen, die man aus identisch spezifizierten Einkommensfunktionen auf der Basis von Datensätzen, denen ein identisches Erhebungskonzept zugrunde liegt, aus Jahren unterschiedlicher konjunktureller Situation erhält. Hierfür stehen die drei ALLBUS-Datensätze zur Verfügung: Beachtet man, daß die Arbeitslosenquote für Männer, die zwischen 1975 und 1979 von 4.3% auf 2.9% gesunken ist und 1980 3.0% betrug, bis 1982 auf 21 Bei dem Umfang unserer Stichproben, der zwischen 238 Fällen (ALLBUS 84) und 1302 Fällen (BREMEN) liegt, sind die kritischen Werte für den zweiseitigen Test bei einem a-Fehler von 5% (1%) rund 2 (2.6). 22 Smith (1976), 132. 23 Mill (1965), 383. 24 Mieth (1967), 195. 25 Das Sozio-ökonomische Panel (vgl. Hanefeld 1984) umfaßt erst zwei der Forschung zugänglichen Wellen aus den Jahren 1984 und 1985. Vgl. zu den Vorteilen einer Analyse kompensierender Lohndifferentiale mit Panel-Daten (unabhängig von den hier interessierenden makroökonomischen Einflüssen) Duncan / Holmlund (1983). ZWS 108 (1988) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.3.371 | Generated on 2023-04-04 12:11:10 378 Wilhelm Lorenz und Joachim Wagner 6.8% und bis 1984 schließlich auf 8.5% anstieg26, dann ist ein c.p. positiver Einfluß höherer Risikowerte eher für 1980 als für 1982 und 1984 zu erwarten. Ein Vergleich der Werte für 1980 mit denen für 1982 und 1984 zeigt, daß sich die ansteigende Massenarbeitslosigkeit wie erwartet auf die „Entlohnung" von Risiko auswirkt: - Von 1980 auf 1982 ändern sich die (allerdings nicht signifikanten) positiven Vorzeichen der Variablen „Risiko eines tödlichen Arbeitsunfalls" und „Risiko einer nicht-tödlichen Berufskrankheit" in negative; der insignifikant negative Koeffizient des „Risikos eines nicht-tödlichen Arbeitsunfalls" wird signifikant negativ, der insignifikant positive Koeffizient des „Risikos einer tödlichen Berufskrankheit" sinkt. - Vergleicht man 1980 mit 1984, so sind die Vorzeichen identisch; die positiven Koeffizienten (und ihre 111-Werte) sinken, und der negative Koeffizient des Risikos eines nicht-tödlichen Arbeitsunfalls sinkt ebenso (bei steigendem 11 |-Wert). Kann man diese Entwicklungen (bzw. die Ergebnisse der beiden Vergleiche mit der Situation für 1980) im Sinne der Theorie kompensierender Lohndifferentiale interpretieren, so liefert ein Vergleich der Koeffizientenschätzungen für 1982 und 1984 gerade umgekehrte Ergebnisse: - Obwohl die Arbeitslosigkeit von 1982 bis 1984 weiter anstieg, werden aus (insignifikanten) negativen Koeffizienten (insignifikante) positive für das „Risiko eines tödlichen Arbeitsunfalles" und das „Risiko einer nicht-tödlichen Berufskrankheit", ferner wird der negative Koeffizient des „Risikos eines nicht-tödlichen Arbeitsunfalls" insignifikant, und der (insignifikante) positive Koeffizient des „Risikos einer tödlichen Berufskrankheit" steigt (wie der entsprechende 11 |-Wert). Unsere Untersuchung erlaubt demnach keine eindeutigen Schlußfolgerungen hinsichtlich bestehender bzw. nicht bestehender Einflüsse der makroökonomischen Situation auf die Höhe bzw. Existenz kompensierender Lohndifferentiale. Hierbei ist zu beachten, daß dies auch mit der Tatsache zusammenhängen kann, daß wir kein Panel verwenden konnten, die Stichproben daher von Jahr zu Jahr personell unterschiedlich zusammengesetzt sind. Zwar zeigt eine Gegenüberstellung der Mittelwerte der Variablen keine gravierenden Abweichungen; da die verwendeten Risiko-Werte jedoch für alle Jahre identisch sind, zeigen die Differenzen in den Mittelwerten der Risikovariablen, daß die berufsmäßige Zusammensetzung der Stichproben zwischen den Jahren unterschiedlich ist. Inwiefern unsere Ergebnisse hiervon beeinflußt werden, ist jedoch nicht zu ermitteln. 26 Vgl. Institut für Arbeitsmarktund Berufsforschung (Hrsg.) (1986), 48 f. ZWS 108 (1988) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.108.3.371 | Generated on 2023-04-04 12:11:10