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Die Restrukturierung des Arbeitsmarktes im Übergang zur ...

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Um die interpretatorischen Konsequenzen der Schätzergebnisse eines CPE-<br />

Modells zu verdeutlichen, werden in Tabelle 20 fünf fiktive Beispiele vorgestellt<br />

(ähnliche Beispiele finden sich auch bei TEACHMAN/HAYWARD 1993). Hierbei<br />

soll jeweils geklärt werden, ob (a) <strong>im</strong> Untersuchungszeitraum die <strong>Übergang</strong>sraten<br />

für Männer und Frauen proportional zueinander verlaufen und ob (b) der für<br />

Männer und Frauen <strong>im</strong> gesamten Cox-Modell (ohne periodenspezifische Effekte)<br />

berechnete Unterschied der <strong>Übergang</strong>sraten (ausgedrückt in der Hazard Ratio) als<br />

Wahrscheinlichkeits- oder als Zeiteffekt zu interpretieren ist. Zu diesem Zweck<br />

wird unter Einbeziehung aller anderen erklärenden Variablen jeweils ein CPE-<br />

Modell für die drei Perioden geschätzt, in die der Untersuchungszeitraum zerlegt<br />

worden ist („bis 1 Jahr“, „1 bis 2 Jahre“ und „2 bis 3 Jahre“). Darüber hinaus wird<br />

in einer gesonderten Schätzung die Baseline Überlebensrate getrennt für Männer<br />

und Frauen exakt am Ende <strong>des</strong> gesamten Untersuchungszeitraums berechnet (hier<br />

bei tmax = 3 Jahre).<br />

(a) Überprüfung der Proportionalitätsannahme<br />

Beispiel 1 in Tabelle 20 zeigt den idealen Fall einer Bestätigung der Proportiona-<br />

litätsannahme. Im CPE-Modell unterscheiden sich in den drei Perioden weder die<br />

berechneten Hazard Ratios noch das entsprechende Signifikanzniveau für Frauen<br />

gegenüber der Referenzgruppe der Männer. Das bedeutet, dass die Untersuchungszeit<br />

keinen Einfluss auf das geschlechtsspezifischen <strong>Übergang</strong>srisiko be-<br />

sitzt. Der in der gesamten Hazard Ratio ausgedrückte Unterschied zwischen Männer<br />

und Frauen gilt während der gesamten Untersuchungszeit gleichermaßen und<br />

Frauen weisen zu jedem Zeitpunkt eine um 50 Prozent erhöhte <strong>Übergang</strong>srate als<br />

Männer auf.<br />

<strong>Die</strong> Ergebnisse in Beispiel 2 hingegen verweisen auf nicht-proportionale <strong>Übergang</strong>sraten.<br />

Insgesamt ermittelt das gesamte Cox-Modell zwar auch hier eine 50<br />

Prozent erhöhte <strong>Übergang</strong>swahrscheinlichkeit von Frauen (Hazard Ratio = 1,500),<br />

jedoch variiert dieser Wert <strong>im</strong> Vergleich der drei Untersuchungsperioden. Der<br />

gesamte Wert von 1,500 setzt sich zusammen aus einer sehr deutlich erhöhten<br />

<strong>Übergang</strong>swahrscheinlichkeit in Periode 1 (2,500), einer nur mäßig erhöhten<br />

<strong>Übergang</strong>swahrscheinlichkeit in Periode 2 (1,100) und sogar einer gegenüber<br />

Männern dann in Periode 3 verringerten <strong>Übergang</strong>swahrscheinlichkeit (0,800).<br />

<strong>Die</strong> Untersuchungszeit hat folglich einen eindeutigen Einfluss auf die ge-

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