Die Restrukturierung des Arbeitsmarktes im Übergang zur ...
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- 264 - sollen auf Basis der prozessproduzierten Verlaufsdaten der IAB- Beschäftigtenstichprobe sogenannte „Übergangsratenmodelle“ für verschiedene Untersuchungszeiträume geschätzt werden. Grundsätzlich stehen eine Reihe unterschiedlicher methodischer Instrumente zur Schätzung multivariater Übergangsraten-Modelle bereit. Welches Verfahren zur Anwendung kommt, hängt nicht nur von den zur Verfügung stehenden Daten und der interessierenden Fragestellung ab. Entscheidend ist, ob plausible Annahmen über den zeitlichen Verlauf der zu schätzenden Übergangsraten existieren. Für den hier verfolgten Untersuchungszweck bieten sich die Schätzung von sogenannten „Proportional-Hazard-Modellen“ nach Cox (im Folgenden auch „Cox- Modell“ genannt) an. Die Vorteile des semiparametrischen Cox-Modells gegenüber anderen parametrischen Verfahren liegt darin, dass die Einflüsse von zu analysierenden Kovariaten auf die Übergangsrate zwar als Funktion modelliert wird, jedoch keine weiteren Annahmen über den zeitabhängigen Verlauf der Übergangsraten benötigt werden. Dadurch wird das Cox-Modell zu einem robus- ten und flexiblen Verfahren zur Analyse von Übergangsprozessen (BLOSSFELD/HAMERLE/MAYER 1986; BLOSSFELD/ROHWER 2002). Nach BLOSSFELD/ROHWER (2002: 228) lässt sich das Cox-Modell formal als r ( t) = h( t) exp( A( t) α) ausdrücken, wobei die Übergangsrate r(t) das Produkt einer unspezifizierten „Baseline-Hazard-Rate“ h(t) und der durch A(t) symbolisierten zusammengefass- ten Einflüsse von Kovariaten ist. Durch die Zusammenfassung der Kovariaten- Einflüsse und deren multiplikative Wirkung auf die zu schätzende Übergangsrate ist jedoch eine Einschränkung des ansonsten sehr flexiblen Modells verbunden, „because the effects of covariates can only induce proportional shifts in the transition rate but cannot change its shape“ (BLOSSFELD/ROHWER 2002: 228; vgl. auch BLOSSFELD/HAMERLE/MAYER 1986: 57f). Daher sollte prinzipiell die dem Cox-Modell zugrunde liegende „Proportionalitätsannahme“ überprüft werden, um die Schätzergebnisse adäquat interpretieren zu können (zu den Möglichkeiten und Schwierigkeiten der Überprüfung der Proportionalitätsannahme vgl. Abschnitt D im Anhang).
- 265 - 4.2 Spezifikation der Zielzustände Zunächst wird ein unspezifisches allgemeines Übergangsratenmodell geschätzt, in dem lediglich von Interesse ist, dass ein Beschäftigungsverhältnis beendet worden ist (Abbildung 54). Das Ereignis „Beschäftigungsende“ wird analog zu der Definition von „Austritten“ in Abschnitt 3.1.3.1 modelliert. Definitionsgemäß liegen in diesem Fall keine Zensierungen vor, sondern Beschäftigungsepisoden können bis zum Ende eines zu definierenden Beobachtungszeitraums entweder weiter andauern oder aber beendet worden sein. Abbildung 54: Unspezifischer Übergang im allgemeinen Übergangsratenmodell Ausgangszustand Beschäftigungsverhältnis Quelle: eigene Darstellung Zielzustand Beendigung des Beschäftigungsverhältnisses Allerdings kann ein Beschäftigungsverhältnis zum einen aus ganz unterschiedlichen Gründen beendet werden und zum anderen können sich nach einer Beschäf- tigungsepisode ganz unterschiedliche neue Episoden anschließen. Die erste Frage nach dem Grund für das Beschäftigungsende lässt sich mit den IABS-Daten (wie bereits oben erwähnt) leider nicht analysieren. Hingegen ist eine Unterscheidung nach unterschiedlichen Zielzuständen sehr wohl möglich. Eine solche Unterscheidung ist deshalb von Interesse, weil die Bedeutung des Beschäftigungsendes je nach sich anschließender Folgeepisode differenziert bewertet werden muss. Schließt sich nach dem Ausscheiden aus einem Betrieb bspw. unmittelbar eine neue Beschäftigungsepisode in einem anderen Betrieb an, so ist dieser Verlauf sicherlich anders zu beurteilen, als der Übergang aus einem Beschäftigungsverhältnis in eine sich daran anschließende Langzeitarbeitslosigkeitsepisode. Unter der Voraussetzung, dass Erwerbstätigkeit in erheblichem Umfang zur Sicherung des Lebensunterhalts beiträgt, kann innerhalb eines zu schätzenden Mehr- Zustands-Modells („Competing-risk-model“) ermittelt werden, welche Merkmale bspw. die Wahrscheinlichkeit eines nahtlosen Übergangs von einem Beschäftigungsverhältnis in ein anderes erhöhen oder aber welche Merkmale die Wahrscheinlichkeit eines Übergangs in Langzeitarbeitslosigkeit verringern. Die Ergeb-
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sollen auf Basis der prozessproduzierten Verlaufsdaten der IAB-<br />
Beschäftigtenstichprobe sogenannte „<strong>Übergang</strong>sratenmodelle“ für verschiedene<br />
Untersuchungszeiträume geschätzt werden. Grundsätzlich stehen eine Reihe<br />
unterschiedlicher methodischer Instrumente <strong>zur</strong> Schätzung multivariater <strong>Übergang</strong>sraten-Modelle<br />
bereit. Welches Verfahren <strong>zur</strong> Anwendung kommt, hängt<br />
nicht nur von den <strong>zur</strong> Verfügung stehenden Daten und der interessierenden Fragestellung<br />
ab. Entscheidend ist, ob plausible Annahmen über den zeitlichen Verlauf<br />
der zu schätzenden <strong>Übergang</strong>sraten existieren.<br />
Für den hier verfolgten Untersuchungszweck bieten sich die Schätzung von sogenannten<br />
„Proportional-Hazard-Modellen“ nach Cox (<strong>im</strong> Folgenden auch „Cox-<br />
Modell“ genannt) an. <strong>Die</strong> Vorteile <strong>des</strong> semiparametrischen Cox-Modells gegenüber<br />
anderen parametrischen Verfahren liegt darin, dass die Einflüsse von zu<br />
analysierenden Kovariaten auf die <strong>Übergang</strong>srate zwar als Funktion modelliert<br />
wird, jedoch keine weiteren Annahmen über den zeitabhängigen Verlauf der<br />
<strong>Übergang</strong>sraten benötigt werden. Dadurch wird das Cox-Modell zu einem robus-<br />
ten und flexiblen Verfahren <strong>zur</strong> Analyse von <strong>Übergang</strong>sprozessen<br />
(BLOSSFELD/HAMERLE/MAYER 1986; BLOSSFELD/ROHWER 2002).<br />
Nach BLOSSFELD/ROHWER (2002: 228) lässt sich das Cox-Modell formal als<br />
r ( t)<br />
= h(<br />
t)<br />
exp( A(<br />
t)<br />
α)<br />
ausdrücken, wobei die <strong>Übergang</strong>srate r(t) das Produkt einer unspezifizierten<br />
„Baseline-Hazard-Rate“ h(t) und der durch A(t) symbolisierten zusammengefass-<br />
ten Einflüsse von Kovariaten ist. Durch die Zusammenfassung der Kovariaten-<br />
Einflüsse und deren multiplikative Wirkung auf die zu schätzende <strong>Übergang</strong>srate<br />
ist jedoch eine Einschränkung <strong>des</strong> ansonsten sehr flexiblen Modells verbunden,<br />
„because the effects of covariates can only induce proportional shifts in the transition<br />
rate but cannot change its shape“ (BLOSSFELD/ROHWER 2002: 228; vgl.<br />
auch BLOSSFELD/HAMERLE/MAYER 1986: 57f). Daher sollte prinzipiell die dem<br />
Cox-Modell zugrunde liegende „Proportionalitätsannahme“ überprüft werden, um<br />
die Schätzergebnisse adäquat interpretieren zu können (zu den Möglichkeiten und<br />
Schwierigkeiten der Überprüfung der Proportionalitätsannahme vgl. Abschnitt D<br />
<strong>im</strong> Anhang).