Sind atypische Beschäftigungsverhältnisse...

Sind atypische Beschäftigungsverhältnisseprekär? Eine empirische Analyse sozialerRisiken*

Wolfram Brehmer und Hartmut Seifert**

Der Beitrag untersucht, inwieweit Formen atypischer Beschäftigung größeren sozialenRisiken ausgesetzt sind als Normalarbeitsverhältnisse. Die empirische Analyse, basie-rend auf Daten des Sozio-ökonomischen Panels, stellt Leiharbeit, befristete und ge-ringfügige Beschäftigungsverhältnisse sowie Teilzeitarbeit unbefristeter Vollzeitbe-schäftigung gegenüber. Kriterien für soziale Risiken bzw. Prekarität bilden Löhne, dieTeilnahme an betrieblicher Weiterbildung und Beschäftigungsstabilität. Die Panelre-gressionen bestätigten die Vermutung, dass atypisch Beschäftigte höheren sozialen Ri-siken als vergleichbare Beschäftigte mit Normalarbeitsverhältnissen ausgesetzt sind.Die deutlichsten Benachteiligungen bestehen einheitlich für alle Formen atypischerBeschäftigung beim Lohn. Ein größeres Stabilitätsrisiko zeigt sich dagegen nur beibefristet Beschäftigten und Leiharbeitnehmern. Die Schätzergebnisse lassen ferner er-kennen, dass der Zugang zur beruflichen Weiterbildung nicht unabhängig von derDauer der Arbeitszeit ist. Teilzeitbeschäftigte und geringfügig Beschäftigte haben ge-ringere Chancen auf Teilnahme an beruflicher Weiterbildung als Beschäftigte im Nor-malarbeitsverhältnis. Die Befunde bedeuten aber nicht, dass die Mehrheit atypischerBeschäftigungsverhältnisse nach den hier analysierten Merkmalen als prekär bezeich-net werden kann.

* Der Beitrag wurde im Februar 2009 zur Publikation freigegeben.** Wir danken den Teilnehmern des IWH/IAB-Workshops „Atypische Beschäftigung und Niedrigeinkom-men“, zwei anonymen Gutachtern sowie den Betreuern dieses Schwerpunktheftes für hilfreiche Kommentareund Anregungen.

Gliederung

1 Problemstellung

2 Definitorische Eingrenzung

2.1 Atypische Beschäftigung

2.2 Prekarität

3 Empirische Analyse

3.1 Schätzmethode und Daten

3.2 Deskriptive Auswertung

3.3 Multivariate Analyse

4 Zusammenfassung und Fazit

Literatur

Anhang

ZAF 4/2008, S. 501Ð531 501

Sind atypische Beschäftigungsverhältnisse prekär? Wolfram Brehmer und Hartmut Seifert

1 Problemstellung

Atypische Beschäftigungsformen gewinnen an Be-deutung. Mehr als ein Drittel aller Beschäftigten ar-beitet entweder befristet, mit einem Teilzeitvertrag,geringfügig oder als Leiharbeitnehmer. An dieserExpansion hat sich eine Debatte über qualitativeAspekte atypischer Beschäftigungsformen entzün-det.1 Sie werden als prekär und als inferior imVergleich zu Normalarbeitsverhältnissen eingestuft(OECD 2002; OECD 2006; Gleason 2006). Zuwei-len verschwimmen die Grenzlinien zwischen aty-pisch und prekär in synonymer Gleichsetzung. DieseUnklarheiten haben damit zu tun, dass der Prekari-tätsbegriff schillernd ist, unterschiedlich ausgelegtund operationalisiert wird (Dörre 2005; Keller/Sei-fert 2007). Analysen, die Beschäftigungsverhältnissenach objektivierbaren Kriterien untersuchen, kom-men zu anderen Ergebnissen als solche, die sich pri-mär auf normative Sicherheitserwartungen stützenund „gefühlte Prekarität“ analysieren. Während dererste Ansatz Prekarität eher in unterprivilegiertenArbeitsmarktlagen verortet, ist gefühlte Prekaritäteher in Mittelklasselagen anzutreffen (Kraemer2008).

In der vorliegenden Studie bleiben Fragen der „ge-fühlten Prekarität“ unbeachtet. Thematisiert wer-den vielmehr Fragen der sozialen Sicherheit bzw.der Prekarität anhand der Kriterien Lohn, Beschäf-tigungsstabilität und der Teilnahme an beruflicherWeiterbildung. Empirische Studien, die diesen Zu-sammenhängen nachgehen, beziehen sich überwie-gend auf einzelne Formen atypischer Beschäftigungund analysieren Prekarität meist nur anhand einesKriteriums, vorrangig des Lohns. Lohnschätzungenverweisen auf geringere Lohnniveaus gegenüberdem Normalarbeitsverhältnis. Die Lohnabschlägedifferieren je nach Beschäftigungsform. Besondershoch fallen sie für geringfügig Beschäftigte aus (An-ger/Schmidt 2008), deutlich geringer für Teilzeitbe-schäftigte (Wolf 2003). Ähnliche Ergebnisse zeigensich auch international (ebenda 2003; Maning/Pet-rongolo 2005). Auf die Beschäftigungsform zurück-gehende Lohndifferenzen werden ebenfalls fürLeiharbeit (Jahn/Rudolph 2002; Ammermüller et al.2003; Nienhüser/Matiaske 2003; Kvasnicka/Werwatz2006; Wiedemuth/Dombre 2008; Seifert/Brehmer2008) und befristete Beschäftigungsverhältnisse(Hagen 2002; Mertens/McGinnity 2005; Giesecke/Gross 2007) festgestellt. Zu einem abweichendenErgebnis kommen Henneberger et al. (2004) für die

1 Neuere theoretische Erklärungsansätze für die Ausweitung aty-pischer Beschäftigung finden sich bei Nienhüser 2007, Sessel-meier 2007 und Neubäumer/Tretter 2008.

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Schweiz, die lediglich für befristet beschäftigteFrauen Lohndifferenzen ausmachen und diese aufdie unbeobachtbare Heterogenität zwischen densel-ben zurückführen.

Weniger eindeutig sind Analysen zur Teilnahme aty-pisch Beschäftigter an beruflicher Weiterbildung.Für befristete Beschäftigung, Teilzeit sowie gering-fügige Beschäftigung zeigen Baltes/Hense (2006) ge-ringere Zugangswahrscheinlichkeiten an formalerberuflicher Weiterbildung im Vergleich zu Normal-arbeitsverhältnissen. Diese auf Mikrozensusdatenbasierenden Befunde hatten auch Büschel/Pannen-berg (2004) mit SOEP-Daten für Teilzeitarbeitaufgezeigt. Diese Analyse differenziert allerdingsgeringfügig Beschäftigte nicht von sonstigen Teil-zeitbeschäftigten. Analysen zur Weiterbildungsbe-teiligung befristet Beschäftigter weisen ein differen-zierteres Bild auf. Eine geringere Weiterbildungsbe-teiligung beobachten Wilkens/Leber (2003) und Bal-tes/Hense (2006), während Reinowski/Sauermannfür die Teilgruppe der gering Qualifizierten unterden befristet Beschäftigten zu unterschiedlichen Er-gebnissen je nach verwendeter Datenquelle (SOEP/Mikrozensus) und Finanzierungsmodus (arbeitge-ber- oder beschäftigtenfinanziert) kommen (Rei-nowski/Sauermann 2007; 2008). Ein eingeschränkterZugang zu Weiterbildung wird auch bei Leiharbeit-nehmer beobachtet (Seidel/Münchhausen 2007; Bol-der et al. 2005). Hinweise hierfür liefert ferner dieWSI-Betriebsrätebefragung 2008, die jedoch auf ei-ner Betriebs- und nicht auf einer Individualbefra-gung basiert und nicht erlaubt, Individualmerkmalezu kontrollieren (Seifert/Brehmer 2008).

Auch im Hinblick auf Beschäftigungsstabilität zeigtdie Beschäftigungsform Auswirkung. Vergleichs-weise hohe Beschäftigungsinstabilität kennzeichnetLeiharbeit (Antoni/Jahn 2006; Kvasnicka/Werwatz2006; Kvasnicka 2008; Bellmann/Kühl 2008; Brenke2008). Bei befristeten Beschäftigungsverhältnis-sen wird ebenfalls höhere Volatilität beobachtet(Boockmann/Hagen 2006; Brzinsky-Fay et al. 2007;Giesecke/Gross 2007). Zu berücksichtigen ist dabei,dass befristete Beschäftigung, und mit Abstrichenauch Leiharbeit, eine gewisse Brückenfunktion inNormalarbeit ausüben.

Unterschiedliche methodische Vorgehensweisenund unterschiedliche Datensätze erschweren Ver-gleiche zwischen den Formen atypischer Beschäfti-gung. Aussagen über die Gesamtkategorie dieserBeschäftigung sind nur bedingt möglich. Demgegen-über nimmt der nachfolgende Beitrag die wichtigs-ten Varianten der nicht dem Normalarbeitsverhält-nis entsprechenden Beschäftigung insgesamt in denBlick, um so vergleichende Aussagen zu ermöglichen.

Wolfram Brehmer und Hartmut Seifert Sind atypische Beschäftigungsverhältnisse prekär?

Außerdem überprüft er die Frage der sozialen Risi-ken nicht lediglich anhand eines Kriteriums, son-dern anhand der Kriterien Lohn, Beschäftigungssta-bilität und beruflicher Weiterbildung.

Im Mittelpunkt der empirischen Analyse steht dieFrage, welche Form atypischer Beschäftigung auf-grund der genannten Kriterien Prekaritätsrisikenaufweist. Als Referenzgröße der Analyse dienenNormalarbeitsverhältnisse. Ihnen werden atypischeBeschäftigungsformen gegenübergestellt. Der Ver-gleich soll Auskunft über die jeweiligen Prekaritäts-risiken geben. Nebenbei wird Ð zumindest in derdeskriptiven Auswertung Ð untersucht, in welchemMaße auch Normalarbeitsverhältnisse selbst als pre-kär anzusehen sind. Denn weder ist davon auszuge-hen, dass atypisch Beschäftigte a priori als prekär zuqualifizieren sind, noch dass Prekaritätsrisiken ex-klusiv für diese Beschäftigtengruppen reserviertsind, sondern auch Normalarbeitsverhältnisse be-drohen können.

Nicht thematisiert wird die beschäftigungspolitischzuweilen aufgeworfene Frage, ob höhere Preka-ritätsrisiken der Preis sind, der hinzunehmen ist,um durch Ausweitung atypischer Beschäftigung dieArbeitsmarktprobleme zu verringern und das Be-schäftigungsniveau anzuheben (Sachverständigenrat2002: Ziffer 354). In der nachfolgenden Untersu-chung geht es also nicht um den beschäftigungspoli-tischen Trade-off zwischen Arbeitslosigkeit und aty-pischer Beschäftigung.

Mithilfe von Daten aus dem Sozio-ökonomischenPanel (SOEP) werden für alle Formen atypischerBeschäftigung (befristete, geringfügige und Teilzeit-beschäftigung sowie Leiharbeit) mehrere Prekari-tätsdimensionen über einen längeren Zeitraum(1989Ð2007) untersucht. Zunächst aber gilt es, diebeiden für die Analyse zentralen Kategorien atypi-sche Beschäftigung und Prekarität begrifflich zu klä-ren (Kap. 2). Anschließend beschreiben wir die ver-wendeten Daten sowie die statistischen Modelle undpräsentieren zunächst jahresweise bivariate und da-nach multivariate Untersuchungsergebnisse und in-terpretieren sie (Kap. 3). Ein Fazit rundet die Unter-suchung ab (Kap. 4).

2 Definitorische Eingrenzung

2.1 Atypische Beschäftigung

Atypische Beschäftigungsverhältnisse werden in al-ler Regel rein formal in einer negativen Abgrenzungzum sogenannten Normalarbeitsverhältnis (NAV)

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(Mückenberger 1985) definiert (Keller/Seifert 2007).Es handelt sich um eine Sammelkategorie heteroge-ner Beschäftigungsformen, die im positiven Sinnewenig an Gemeinsamkeiten aufweisen, sieht maneinmal davon ab, dass sie das betriebliche Flexibili-tätspotenzial und teilweise auch das der Beschäftig-ten erweitern. Als atypisch gelten üblicherweisesämtliche Beschäftigungsvarianten, die nicht den so-zialen und rechtlichen Standards des Normalarbeits-verhältnisses entsprechen. Dessen zentrale Krite-rien, die in dieser Untersuchung nicht normativ, son-dern ausschließlich analytisch Verwendung finden,sind vor allem:2

- Vollzeittätigkeit,- Integration in die sozialen Sicherungssysteme,- unbefristetes Beschäftigungsverhältnis,- Identität von Arbeits- und Beschäftigungsverhält-

nis,- Weisungsgebundenheit des Arbeitnehmers vom

Arbeitgeber.

Atypisch Beschäftigte unterscheiden sich im Prinzipdurch drei Merkmale von der Referenzgruppe derBeschäftigten mit NAV. Entweder arbeiten sie deut-lich kürzer oder mit einem befristeten Arbeitsver-trag oder auf Basis eines Leiharbeitsverhältnisses.Diese Merkmale können auch kombiniert auftreten.Diese im Vergleich zu anderen (Hannif/Lamm 2005)enge Abgrenzung schließt bestimmte Varianten aty-pischer Beschäftigung aus: flexible Arbeitszeitmus-ter (u. a. Arbeitszeitkonten), Telearbeit, Werkver-träge oder Fremdarbeitsfirmen.

2.2 Prekarität

Welche Merkmale Arbeit als prekär erscheinen las-sen, ist in der Literatur nicht einheitlich definiert(Kraemer 2008). Je nach der analytischen Perspek-tive variieren die zugrunde gelegten Kriterien. Einverbreiteter Ansatz geht von unbefristeter Vollzeit-beschäftigung als Referenzkategorie aus und be-zieht hierauf andere Beschäftigungsformen (Rod-gers 1989). Prekäre Beschäftigungsverhältnissezeichnen sich dann durch einen vergleichsweise ge-ringen Grad an Arbeitsplatzsicherheit, eingeschränk-ten sozialen Schutz bzw. Absicherung durch Gesetzoder Tarifverträge, fehlenden oder eingeschränktenZugang zu den sozialen Sicherungssystemen sowiegeringes Einkommen aus. Ein anderer Ansatz be-

2 Ein durch die genannten Kriterien definiertes NAV ist keines-wegs als statisches Konstrukt anzusehen, sondern ist aufgrundvon institutionellen Änderungen (beispielsweise verkürzte oderverlängerte Regelarbeitszeiten, abgesenkte Transferleistungenusw.) als dynamisch zu begreifen.


zieht auch subjektive und psychologische Faktorenein (Salengros et al. 1989; Brinkmann et al. 2006).Über den Bereich der Erwerbstätigkeit hinaus gehteine Definition, die mit dem Kriterium der „Combi-nation security“ die außerbetriebliche Sphäre in dieanalytische Perspektive einbezieht (Wilthagen/Tros2004: 171; European Commission 2006: 78). Ge-meint ist hiermit die Möglichkeit, betriebliche undaußerbetriebliche Zeitanforderungen ausbalancie-ren zu können. Gemeinsam ist diesen Ansätzen,dass die jeweils zugrunde gelegten Kriterien nichtallein für den Bereich der atypischen Beschäfti-gungsverhältnisse entwickelt und reserviert sind,sondern sich teilweise (z. B. Einkommen, Beschäfti-gungsstabilität, Zugang zu beruflicher Weiterbil-dung) auch auf die Gesamtheit der Beschäftigungs-verhältnisse beziehen lassen und insofern auch zurBewertung von Normalarbeitsverhältnissen taugen.

Will man empirisch überprüfen, inwieweit die durchFlexibilisierung veränderten Beschäftigungsverhält-nisse als prekär einzustufen sind, sind operationali-sierbare Kriterien erforderlich. Die nachfolgendeAnalyse stützt sich auf folgende objektive Kriterien,die sich durch entsprechende Datensätze abbildenlassen:

Ð EinkommenZur Bewertung von Einkommen bietet sich dieNiedriglohnschwelle an, die in der Literatur nichteinheitlich fixiert ist. International verbreitet isteine Definition, die den Grenzwert für Niedrig-löhne bei weniger als zwei Drittel des Median-lohns von Vollzeitbeschäftigten verortet (OECD2006: 174 ff.). Löhne, die unterhalb dieserSchwelle angesiedelt sind, sind nicht mit Armuts-löhnen gleichzusetzen. Das Kriterium des Nied-riglohnes resultiert aus der Spreizung und nichtaus der Höhe der Löhne. Für die Bewertung so-zialer Lagen müssten zusätzlich andere Einkom-mensquellen sowie der Haushaltskontext in dieBetrachtung einbezogen werden.

Ð BeschäftigungsstabilitätAls weiteres Kriterium gilt die Beschäftigungssta-bilität im Sinne einer möglichst ununterbroche-nen Beschäftigung. Sie ist Voraussetzung für eineigenständiges Einkommen sowie für ausrei-chende Ansprüche an die sozialen Sicherungssys-teme. Gemeint ist damit nicht die Sicherung einesgegebenen spezifischen Arbeitsplatzes (job secu-rity) sondern die eines durchaus wechselnden Be-schäftigungsverhältnisses (employment security)bei unterschiedlichen Arbeitgebern, in unter-schiedlichen Tätigkeiten oder sogar Berufen.Entscheidend ist, inwieweit es gelingt, nahtloseÜbergänge zwischen den Beschäftigungsverhält-nissen zu sichern.

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Ð BeschäftigungsfähigkeitObwohl Beschäftigungsfähigkeit (employability)in der Europäischen Beschäftigungsstrategie einebedeutende Rolle spielt, ist der Begriff bislangeher schillernd geblieben. Gemeint ist die Fähig-keit, ein Beschäftigungsverhältnis einzugehen,aufrechtzuerhalten oder bei Strukturwandeldurch ein anderes zu ersetzen (Promberger et al.2008) und sich an veränderte Qualifikationsan-forderungen auf dem internen und externen Ar-beitsmarkt anpassen zu können. Dieses Potenzialhängt von individuellen Komponenten (Merkma-len, Fähigkeiten, Orientierungen) und von insti-tutionellen Komponenten (Regelungen, Nach-fragemustern am Arbeitsmarkt, Fördermaßnah-men) sowie deren Wechselspiel ab (Promber-ger et al. 2008). Wegen Datenrestriktionen be-schränkt sich die nachfolgende Analyse auf dieindividuellen Komponenten und hier auf die Teil-nahme an betrieblichen Aktivitäten zur berufli-chen Weiterbildung. Eigeninitiierte Qualifizie-rungsanstrengungen wie selbstgesteuertes Ler-nen gehen nicht in die Analyse ein.

Ð Soziale SicherungEin weiteres Merkmal von Prekarität stellt diematerielle Absicherung gegenüber den sozialenRisiken bei Krankheit, Arbeitslosigkeit und Al-ter durch die sozialen Sicherungssysteme dar. Dadie hier verwendeten Daten des Sozio-ökonomi-schen Panels dieses Kriterium nicht unseren An-forderungen entsprechend abbilden, bleibt es inder weiteren Analyse unberücksichtigt.

Mithilfe dieser Kriterien lassen sich Dimensionenvon Prekarität (wie beispielsweise Einkommens-oder Beschäftigungsprekarität) angeben. Relativie-rend ist allerdings anzumerken, dass die Abgrenzun-gen zwischen einem als prekär und als nicht prekärklassifizierten Status teilweise fließend bleiben. Pre-karität ist als eine relative Kategorie zu betrachten.Hierfür sprechen außerdem folgende Punkte, die inder nachfolgenden Analyse nicht befriedigend ge-löst, bei der Interpretation der Ergebnisse aber zubeachten sind. Wird ein atypisches Beschäftigungs-verhältnis als prekär eingestuft, so hängt der Preka-ritätsgrad von der Dauer ab, mit der das Beschäfti-gungsverhältnis unter den gegebenen Bedingungenausgeübt wird. Grundsätzlich ist von einer engenKorrelation zwischen beiden Größen auszugehen.Wird beispielsweise ein nur kurzzeitig ausgeübtesbefristetes Beschäftigungsverhältnis entfristet oderdient Leiharbeit als Brücke aus Arbeitslosigkeit inein Normalarbeitsverhältnis,3 handelt es sich um ein

3 Leiharbeitnehmer, die in ein Normalarbeitsverhältnis wechseln,haben im Vergleich zu Beschäftigten, die niemals in Zeitarbeittätig waren, keine Lohneinbußen (Kvasnicka/Werwatz 2006).


transitorisches Problem (Kraemer 2008), falls dieseBeschäftigungsverhältnisse als prekär eingestuftwerden. Der Prekaritätsgrad bleibt, bezogen auf diegesamte Erwerbsbiografie, im Vergleich zur Nor-malarbeit marginal. Atypische Beschäftigungsfor-men können bei einem durchlässigen Arbeitsmarktals Vorstufe zu Normalarbeitsverhältnissen dienen.

Für die Einstufung in Prekarität spielt auch dieFrage der freiwilligen Wahl einer bestimmten Be-schäftigungsform eine Rolle. Denkbar ist, dass Be-schäftigte aus Gründen der beruflichen Orientie-rung und Qualifizierung für ein befristetes Beschäf-tigungsverhältnis optieren oder sich aus anderen(privaten oder familiären) Gründen für eine phasen-weise Teilzeitbeschäftigung entscheiden. Bedeutsamist ferner die Unterscheidung zwischen Individual-und Haushaltsperspektive, wenn es um die Bewer-tung der Einkommenshöhe geht. Der Haushaltskon-text relativiert die Prekaritätsproblematik von Indi-vidualeinkommen im Hinblick auf den Armutsas-pekt, nicht aber im Hinblick auf die Frage der Nied-rigeinkommen und der damit verbundenen Fragenindividueller Handlungsautonomie. Die nachfolgen-den Analysen beziehen sich allein auf die Individu-alebene. Weder das Freiwilligkeits- noch das Krite-rium der Dauer werden hier differenziert berück-sichtigt.

3 Empirische Analyse

3.1 Schätzmethode und Daten

Aufbau der DatenanalyseWir untersuchen den Zusammenhang von Prekari-tät und Beschäftigungsformen. Prekarität wird überdie drei Dimensionen Entlohnung (Bruttostunden-lohn liegt unter der relativen Niedriglohnschwelle),Beschäftigungsstabilität (im Folgejahr Arbeit su-chend) und Weiterbildung (drei Jahre keine berufli-che Weiterbildung) operationalisiert. Die Operatio-nalisierung findet jeweils dichotom statt. Hinter-grund dieser Dichotomisierung ist der Gedanke, zujedem Zeitpunkt bei jeder Person eindeutig feststel-len zu können, ob eine prekäre (Beschäftigungs-)Si-tuation nach einer der Dimensionen vorliegt odernicht. Im Falle des Lohnes geht bei diesem Verfah-ren allerdings die Information über den Lohnab-stand zwischen den Beschäftigungsformen verloren.Diesen schätzen wir daher in ergänzenden Lohnmo-dellen.

Da sich unsere Schätzungen auf die befragten Er-werbstätigen beschränken, diese aber keine Zufalls-auswahl aus den Erwerbsfähigen sind, müssen wir

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von einer selektionsverzerrten Stichprobe ausgehen.Bedeutsam dürfte dies vor allem bei den Schätzun-gen zum Lohn sein, da die Entscheidung, am Ar-beitsmarkt zu partizipieren, u. a. von der Lohnhöheabhängt. Bei den anderen beiden Modellen kannebenfalls ein entsprechender Zusammenhang ver-mutet werden. Zur Kontrolle und Korrektur dervermuteten Selektionsverzerrung führen wir für alleModelle eine zweistufige Heckman-Korrektur durch(Heckman 1976, 1979).

Eine Beschäftigungsform Ð wie z. B. Leiharbeit Ðkann einen positiven Effekt auf eine der Prekaritäts-dimensionen haben, auf eine andere aber einen ne-gativen. Um eindeutige Aussagen zu erhalten, ver-zichten wir auf die Erstellung eines Index, der diedrei Dimensionen verknüpft. Stattdessen werdendie Dimensionen sowohl bivariat als auch multiva-riat getrennt analysiert. Die deskriptive Auswertungerfolgt mit Kreuztabellen für die einzelnen Jahre,die multivariate Analyse mit Panelregressionen.Alle Modelle werden nach dem Geschlecht getrenntgeschätzt.

DatenbasisAls Datenbasis der Analyse dienen 19 Jahrgängeaus dem SOEP, dem deutschen Sozio-ökonomischenPanel. Das SOEP ist eine seit 1984 bestehendeHaushaltsbefragung einer Stichprobe der deutschenWohnbevölkerung. Nach Möglichkeit werden imSOEP jährlich dieselben Themen in gleicher Formbei denselben Personen erhoben.4

In unseren Analysen zum Lohn und zur Beschäfti-gungsstabilität finden die SOEP-Jahrgänge von 1989bis 2007 Anwendung.5 Einige der Themenbereichedes SOEP werden nicht jährlich, sondern in Abstän-den mehrerer Jahre erfasst, so auch das Themabetriebliche Weiterbildung, welches in den Jahren1989, 1993, 2000 und 2004 jeweils rückblickend fürdie vergangenen drei Jahre erhoben wurde. In dieAnalyse zur betrieblichen Weiterbildung gehen da-her nicht der Betrachtungszeitraum von 19 Jahrenein, sondern nur die Jahrgänge 1991 bis 1993 und1998 bis 2004.

Die Zahl der Untersuchungseinheiten wird jeweilsfür die einzelnen Jahre unabhängig voneinanderüber den Beschäftigungsstatus, das Alter und dieBildungszeit eingegrenzt. In die Selektionsmodellezur Teilnahme am Arbeitsmarkt werden alle er-werbsfähigen Personen zwischen 18 und 65 Jahren

4 Vgl. zum SOEP exemplarisch SOEP Group (2001) oder http://www.diw.de/deutsch/sop/uebersicht/index.html.5 In den Jahren 1989 bis 1991 nur Westdeutschland.


aufgenommen; in die Analysen zu den Prekaritätsri-siken nur die abhängig Beschäftigten6 zwischen 18und 65 Jahren mit mindestens vier Jahren Schulbil-dung. Die Analysen zur Beschäftigungsstabilität undzur Weiterbildung werden einmal exklusive, einmalinklusive der Gruppe der Arbeitslosen geschätzt.

Personen, die auf einer betrachteten unabhängigenoder abhängigen Variable fehlende Angaben auf-weisen, sind für das entsprechende Jahr aus derMenge der Untersuchungseinheiten ausgeschlossen.

Statistische VerfahrenDie Operationalisierung jeder Prekaritätsdimensionist dichotom. Die Risiken der Dimensionen lassensich somit nach demselben Verfahren modellieren.Als Schätzmodelle verwenden wir logistische Ran-dom-Effects Modelle (Wooldridge 2002: 490). Eslässt sich für jede beobachtete Person i zu jedemBeobachtungszeitpunkt t eindeutig bestimmen, obPrekarität nach einer Dimension vorliegt. Wir schät-zen Prekarität aufgrund der Beschäftigungsformund einem Set an Drittvariablen. Der Vektor xit um-fasst in der folgend verwendeten Terminologie dieseerklärenden Variablen. Fassen wir das Prekaritäts-risiko als latente Variable s auf, die bei der Unter-schreitung eines Schwellenwertes prekär wird undansonsten nicht prekär bleibt, und gehen weiter da-von aus, dass sich s aus dem Vektor der erklärendenVariablen xit, den zu schätzenden Koeffizienten7 �und einem Zufallsterm εit zusammensetzt, so lässtsich das Prekaritätsrisiko wie folgt beschreiben:

Ï 1 wenn Prekaritätit = xit �+εit

Prekaritäti = Ì = xit �+αi +uit � sÓ 0 sonst

mit:

xit = Vektor der unabhängigen Variablen� = Vektor der Koeffizientenεit = Zufallstermαi = Unbeobachtete Heterogenität (zeitunabhängi-

ger individuenspezifischer Effekt)uit = Fehlerterm (Residuen)s = Prekaritätsschwelle, latente Variable aus dem

Vektor der unabhängigen Variablen, dem Ko-effizientenvektor und dem Zufallsterm.

6 Arbeitnehmer in Altersteilzeit mit Arbeitszeit Null, Auszubil-dende, Wehr- und Ersatzdienstleistende, Praktikanten, Teilneh-mer an Arbeitsbeschaffungsmaßnahmen und sog. „Ein-Euro-Job-ber“ werden ausgeschlossen. Ebenso ausgeschlossen werden Per-sonen die ihre Ð alleinige Ð Tätigkeit als Nebentätigkeit definie-ren (z. B. Schüler und Studierende).7 Der Koeffizient beschreibt die Stärke und Richtung des unter-suchten Zusammenhangs.

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Der Zufallsterm εit zerfällt in einen zeitunabhängi-gen individuenspezifischen Effekt αi und die Resi-duen uit. Als Modelle zur Schätzung obiger Glei-chung bieten sich logistische Fixed-Effects Modelleund logistische Random-Effects Modelle an, die sichin ihren Annahmen bezüglich der unbeobachtetenHeterogenität und des Fehlerterms unterscheiden(Rabe-Hesketh 2005: 116). Wir haben uns aus fol-genden Gründen für logistische Random-EffectsModelle entschieden:8 In die Fixed-Effects Schät-zungen können lediglich Beobachtungen aufgenom-men werden, die auf der abhängigen Variablen min-destens einmal ihren Status wechseln. Dies trifft aufeinen erheblichen Teil der Beobachtungen nicht zu.So würde in allen Modellen weit mehr als die Hälfteder Personen und Beobachtungen entfallen. Dassind zumeist die Personen, bei denen über den Be-obachtungszeitraum nie eine prekäre Situation fest-gestellt wird. Diese Personen sind aber bei einerSchätzung des Prekariätsrisikos von entscheidenderBedeutung. Auch passt das Random-Effects Modellseiner inhaltlichen Aussage nach eher zum Untersu-chungsansatz. Es wird nicht lediglich der Effekt ei-ner Veränderung untersucht, sondern auch die Fälle,die keine Veränderung aufweisen.

Das Risiko, in einer Beschäftigungsform unterhalbder relativen Niedriglohnschwelle entlohnt zu wer-den, sagt wenig über die tatsächlichen Lohnab-stände zwischen den Beschäftigungsformen aus. Da-her schätzen wir ergänzend zum Risikomodell einLohnmodell. Die abhängige Variable ist der loga-rithmierte Bruttostundenlohn (ln W) der Personen izum Zeitpunkt t:

ln Wit = xit � + αi + uit.

Die Terminologie ist dieselbe wie eben. Die Loga-rithmierung des Lohns trägt der rechtsschiefen Ver-teilung der Stundenlöhne Rechnung, ist allerdingsauch eine humankapitaltheoretisch plausible Trans-formation (Henneberger/Sousa-Poza 1998: 15). DieSchätzungen erfolgen mit linearen Fixed-Effects Pa-nel-Regressionen.

Es ist davon auszugehen, dass die erwerbstätigenPersonen keine Zufallsauswahl der erwerbsfähigenPersonen darstellen. Allerdings erhalten nur er-

8 Alternativ zu den Logit-Random-Effects Modellen wurden dieSchätzungen auch mit Probit-Random-Effects Modellen durchge-führt. Da die Ergebnisse quasi identisch ausfallen, wird hier nichtweiter darauf eingegangen.Bei logistischen Regressionen für die einzelnen Jahre haben dieKoeffizienten jeweils dasselbe Vorzeichen wie beim entsprechen-den Random-Effects Modell für alle Jahrgänge. Allerdings sind,besonders in den früheren Jahrgängen, und wenn Modelle aus-schließlich für Ostdeutschland geschätzt werden, nicht immer alleKoeffizienten der Beschäftigungsformen signifikant.


werbstätige Personen einen Lohn, weswegen sichdie Lohnschätzungen auf diesen Kreis beschränkenmüssen. Da die Teilnahme am Arbeitsmarkt mitun-ter vom erzielbaren Lohn abhängt, ist davon auszu-gehen, dass die Lohnschätzungen zu verzerrten Ko-effizienten führen. Um diese Verzerrung zu kontrol-lieren und gegebenenfalls zu korrigieren, schätzenwir die Wahrscheinlichkeit der Teilnahme am Ar-beitsmarkt. Dies geschieht für Frauen und Männergetrennt mit Random-Effects Probit-Regressionen.Erklärende Variablen dieser Schätzungen bildenPersonen- und Haushaltsangaben.9 Aus den vorher-gesagten Schätzwerten kann die inverse Mill’s Ratio(IMR) berechnet werden, welche als Selektionskor-rekturvariable in den Variablenvektor xit aufzuneh-men ist (Wooldridge 2002: 560). Wird im Lohnmo-dell für die Selektionskorrekturvariable ein signifi-kant negativer Koeffizient geschätzt, so ist davonauszugehen, dass der in der Stichprobe beobachteteDurchschnittslohn eine Unterschätzung des auf demMarkt zu realisierenden Lohnes ist (Henneberger/Sousa-Poza 1998: 19).

Entsprechend der Lohnmodelle wurde in allen Mo-dellen verfahren, wobei in den Schätzungen zur Be-schäftigungsstabilität und zur Weiterbildung dieKorrektur nicht bzgl. der Teilnahme am Arbeits-markt, sondern bzgl. der Teilnahme am Erwerbsle-ben (also inkl. Arbeitslosigkeit) stattfand.

Die Selektionskorrekturvariable wird in den Mo-dellen zum (logarithmierten) Bruttostundenlohnder Frauen, zur Unterschreitung der Niedriglohn-schwelle bei Frauen und zur Teilnahme an Weiter-bildung bei Frauen signifikant. In den anderen Mo-dellen ist sie nicht signifikant und daher auf Nullgesetzt.

Als Schätzverfahren bei den Probit-Schätzungen zurPartizipationswahrscheinlichkeit am Arbeitsmarktund den logistischen Random-Effects Modellenwird das Maximum-Likelihood-Prinzip (ML) ver-wendet, bei den semilogarithmischen Lohnschätzun-gen das ordinary least square (OLS) Verfahren(Wooldridge 2002: 49 bzw. 401). Als Gütemaß beiden ML-Schätzungen bietet sich die Likelihood-Re-lation an (Kohler/Kreuter 2006: 285), bei den OLS-Schätzungen die Entsprechungen zu den üblichenR2-Werten.

9 Erklärende Variablen bei den Schätzungen zur Partizipations-wahrscheinlichkeit am Arbeitsmarkt sind: eine Dummyvariablefür Ostdeutschland, Dummyvariablen für mind. ein Kind unter16 und unter 7 Jahren im Haushalt, eine Dummyvariable fürPaarhaushalte (unabhängig von evtl. im Haushalt vorhandenenKindern) und Dummyvariablen für die Befragungsjahre. WeitereVariablen sind das Alter, das quadrierte Alter, die Bildungszeitin Jahren und eine Variable, welche sich aus dem gesamten imHaushalt verfügbaren Nettoeinkommen abzüglich des individuel-len Nettoarbeitslohnes errechnet.

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Alle Punkteschätzer sind gewichtet, um dem Zie-hungsprozess und der Panelmortalität des SOEPRechnung zu tragen. Die multivariaten Panelregres-sionen sind ungewichtet.

Abhängige VariablenIn Abschnitt 2.2 wurden die analytischen Dimensio-nen von Prekarität vorgestellt: Prekarität in Bezugauf Lohn, auf Beschäftigungsstabilität und auf Be-schäftigungsfähigkeit.10 Die drei Dimensionen wer-den getrennt untersucht. Das Auftreten eines prekä-ren Zustandes ist Ð unabhängig von der jeweiligenDimension Ð ein zeitlich befristetes Ereignis. D. h.das Beschäftigungsverhältnis einer Person kann ineinem Jahr als prekär und im Folgejahr als nicht pre-kär eingestuft werden.

Die abhängige Variable der semilogarithmischenLohnschätzungen ist der Bruttostundenlohn. DerBruttostundenlohn wurde auf Basis der tatsächli-chen Wochenstunden Ð also inklusive Überstun-den Ð und des Bruttomonatslohns errechnet. Weih-nachts- und Urlaubsgeld werden berücksichtigt.

Ein prekärer Lohn wird als unter der Niedriglohn-grenze (zwei Drittel des Medianstundenlohns allerBeschäftigten) liegend definiert. Betrachtet werdenBruttostundenlöhne getrennt nach Ost- und West-deutschland11 separat für die einzelnen Untersu-chungsjahre.12 Liegt der Lohn einer Person unterder Niedriglohngrenze ihres zeitlichen und örtlichenBezugsraumes, wird sie als prekär entlohnt bezeich-net. Das so definierte Prekaritätskriterium ist daherdichotom und die daraus gebildete abhängige Vari-able zur Prekaritätslohnhypothese ebenso.

Prekarität in Bezug auf Beschäftigungsstabilitätwurde ebenfalls entsprechend der unter Ab-schnitt 2.2 aufgeführten Definition operationalisiert.Wer unfreiwillig arbeitslos ist, wird als in einer pre-kären Situation befindlich eingestuft. Das SOEPerhebt, wer als arbeitslos registriert ist. Diese Infor-mation dient als abhängige Variable zur Beschäf-tigungsstabilitätshypothese. Da wir das Risiko derArbeitslosigkeit aus dem letzten vor der Arbeitslo-sigkeit beobachteten Beschäftigungsverhältnis schät-zen wollen, sind die Angaben zur Arbeitslosigkeitdem jeweils vorigen Jahr zugeordnet. Die abhängigeVariable zur Beschäftigungsstabilitätshypothese istsomit Arbeit suchend vs. nicht Arbeit suchend imFolgejahr. Das letzte Beobachtungsjahr 2007 kann

10 Wie unter 2.2 erläutert, bleibt ein weiteres Prekaritätskrite-rium, die Einbindung in die sozialen Sicherungssysteme, in dieserAnalyse unberücksichtigt.11 Entscheidend ist der Arbeitsplatz, nicht der Wohnort.12 Die Niedriglohngrenze verändert sich somit über die Zeit.


nicht in die Panelregression aufgenommen werden,da für dieses Beobachtungsjahr die Beobachtungenauf der abhängigen Variable für 2008 noch fehlen.

Die Beschäftigungsfähigkeit lässt sich nicht unmit-telbar mit einer der im SOEP erhobenen Fragen ab-bilden. Daher wird diese Dimension über eines sei-ner zentralen Kriterien operationalisiert, dem le-benslangen Lernen. Dieses wiederum bilden wirüber die Teilnahme an Maßnahmen der betriebli-chen Weiterbildung ab. Als in einer prekären Situa-tion gilt, wer nicht an Maßnahmen der betrieblichenWeiterbildung teilnimmt. Informationen zur be-trieblichen Weiterbildung wurden in vier Jahrgän-gen des SOEP retrospektiv für jeweils drei Jahre er-hoben. Wegen der Art der Fragestellung lassen sichdie Informationen zur Weiterbildung nur jeweils al-len drei retrospektiv erhobenen Jahren zuordnen.Entsprechend muss die Definition der abhängigenVariable zur Beschäftigungsfähigkeitshypothese an-gepasst werden: Wer über einen Zeitraum von dreiJahren an keinerlei Weiterbildungsmaßnahmen teil-nimmt, wird als in einer prekären Situation im Hin-blick auf die Beschäftigungsfähigkeit eingestuft.

Unabhängige VariablenUnser Erkenntnisinteresse gilt dem Auftreten vonPrekarität abhängig vom Beschäftigungsstatus. Dieunabhängigen Variablen sind somit die unterschied-lichen Beschäftigungsformen. In der deskriptivenAuswertung unterscheiden wir zur besseren Über-sicht lediglich atypisch Beschäftigte von Normalbe-schäftigten. Für die multivariate Analyse wird dieinhomogene Gesamtheit der atypisch Beschäftigtenin ihre Teilformen zerlegt und als Dummyvariablencodiert. Die analytisch zu trennenden Formen atypi-scher Beschäftigung sind befristete Beschäftigung,Teilzeitarbeit und Leiharbeit (vgl. 2.1). Die sich da-raus ergebenden Kombinationen werden hier ge-trennt. Ausnahme bilden die Leiharbeitnehmer, die,unabhängig von einer Teilzeit- oder befristetenStelle, zu einer Kategorie zusammengefasst werden.Die so entstehenden erklärenden Variablen sind:1. „unbefristet vollzeitbeschäftigt (NAV)“, 2. „be-fristet vollzeitbeschäftigt“, 3. „unbefristet teilzeitbe-schäftigt“, 4. „befristet teilzeitbeschäftigt“, 5. „ge-ringfügig unbefristet“, 6. „geringfügig befristet“ und7. „Zeitarbeit/Leiharbeit“. Das NAV (1.) als größteKategorie bildet in allen multivariaten Modellen dieReferenzkategorie für die übrigen Beschäftigungs-formen. Die Zuordnung zu den Beschäftigungsver-hältnissen erfolgt ausschließend. Jeder abhängig Be-schäftigte des SOEP wurde entsprechend seinerHaupttätigkeit für jedes Jahr ausschließlich einerBeschäftigungskategorie zugeordnet.

Neben dem Beschäftigungsstatus verwenden wirKontrollvariablen, welche schrittweise bei der Kon-

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zeption der Regressionsmodelle aufgenommen wur-den. Primäres Ziel der Drittvariablenkontrolle ist es,möglichst unverzerrte Schätzer der Beschäftigungs-formen zu erhalten. Als sekundäres Ziel wird einehohe Prognosefähigkeit der Modelle angestrebt. DieKontrollvariablen sind Branche, Region, Nationali-tät, Berufserfahrung im Unternehmen, Alter, Alterquadriert, Bildungszeit, die berufbezogene Hierar-chieebene, Jahresdummys, Betriebsgröße und dieoben geschilderte Selektionskorrekturvariable IMR.

Bildungszeit, Berufserfahrung im Unternehmen, Al-ter und das quadrierte Alter werden als zentriertestetige Variablen in die Modelle aufgenommen, dierestlichen Drittvariablen sind dummycodiert. DieBranchenvariablen unterscheiden zwischen denWirtschaftsbereichen Bau, Landwirtschaft, öffentli-cher Dienst, Dienstleistungen und Industrie. Die In-dustrie bildet die Referenzkategorie. Die Regiongrenzt Ost- von Westdeutschland ab,13 die Nationali-tät unterscheidet nach deutscher und nichtdeutscherStaatsbürgerschaft. Die Betriebsgröße wird über dieBeschäftigtenzahl dargestellt, die Gruppen sind„weniger als 20 Beschäftigte“ (Referenz), „20 bis200“, „200 bis 2.000“ und „mehr als 2.000 Beschäf-tigte“. Bei der berufsbezogenen Hierarchievariablewerden folgende Zustände unterschieden: un- undangelernte Arbeiter, Facharbeiter, Vorarbeiter undKolonnenführer, Meister und Polier, Industrie undWerkmeister, Angestellte mit einfachen Tätigkeitenohne Ausbildungsabschluss, Angestellte mit einfa-chen Tätigkeiten mit Ausbildungsabschluss, Ange-stellte mit qualifizierten Tätigkeiten (Referenzkate-gorie), Angestellte mit hochqualifizierten Tätigkei-ten, Angestellte mit umfassenden Führungsaufga-ben, Beamte im einfachen Dienst, Beamte immittleren Dienst, Beamte im gehobenen Dienst undBeamte im höheren Dienst.

3.2 Deskriptive Auswertung

Ausmaß und Entwicklung atypischer Beschäfti-gungDie Varianten atypischer Beschäftigung unterschei-den sich deutlich in ihrer Dynamik und Bedeutunggemessen an der Gesamtbeschäftigung14 (Schau-bild 1):

13 Im Modell zum Niedriglohn wurde nicht auf Ost- und West-deutschland kontrolliert, da die Lohnschwellen getrennt berech-net wurden.14 Die hier ausgewiesenen Daten aus dem SOEP weichen vonden Werten des Mikrozensus ab. Verantwortlich hierfür sind u. a.unterschiedliche definitorische Abgrenzungen. So enthalten dieDaten des Mikrozensus für Teilzeitarbeit auch einen Teil der ge-ringfügig Beschäftigten.


- Teilzeitarbeit ist mit Abstand die quantitativwichtigste Form und hat über die Konjunkturzyk-len hinweg kontinuierlich auf fast 21% der Ge-samtbeschäftigung im Jahre 2007 zugenommen.15

- Geringfügige Beschäftigung (Minijobs), die letzt-lich eine Variante von Teilzeitarbeit darstellt, hatseit Ende der 1990er Jahre und speziell in Folgeder Deregulierungen im Rahmen der Hartz-Ge-setze erheblich an Bedeutung gewonnen. Insge-samt üben knapp 8% der abhängig Beschäftigteneine geringfügig entlohnte Tätigkeit aus.16

- Der Anteil der befristet Beschäftigten ist trotzmehrfacher Lockerungen der rechtlichen Rah-menbedingungen seit Mitte der 1990er Jahre inetwa konstant geblieben und bewegt sich um ei-nen Anteilswert von etwa 8%.17

- Leiharbeit entwickelt sich dynamisch, wenngleichder Anteil an allen Beschäftigten nach wie vor aufrelativ niedrigem Niveau von 3,7% liegt.18

15 Der Mikrozensus beziffert den Anteil der Teilzeitbeschäftigtenan allen Beschäftigten auf rund 25 %, allerdings einschließlich ei-nes Teils der geringfügig Beschäftigten. Rechnet man auch aufSOEP-Basis die geringfügig Beschäftigten hinzu, kommt man aufähnliche Werte.16 Die hier ausgewiesene Zahl der ausschließlich geringfügig Be-schäftigten enthält nicht erwerbstätige Schüler, Studierende undRentner, die im strengen Sinne nicht als abhängig Beschäftigte zuzählen sind, sondern primär einen anderen Status haben.17 Ausbildungsverhältnisse sind nicht berücksichtigt.18 Die hier auf Basis der SOEP-Erhebungen berechneten Quotenfür die Leiharbeit liegen deutlich über denen der amtlichen Statis-tik, die für Mitte 2007 den Anteil der Leiharbeitnehmer an allen

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Um das Gesamtausmaß atypischer Beschäftigungquantifizieren zu können, lassen sich diese Anteils-werte nicht einfach addieren, da einzelne Formen(z. B. Teilzeit und Befristung oder Teilzeit und Leih-arbeit) kumulativ auftreten können. Mittlerweile(im Jahr 2007) umfassen atypische Beschäftigungs-formen etwas mehr als ein Drittel (37%) aller ab-hängig Beschäftigten; bei den Frauen liegt der An-teil bei gut 57%, bei den Männern dagegen nur beiknapp 17%. Wenn das Statistische Bundesamt für2007 den Anteil der atypisch Beschäftigten auf nur25,5% beziffert, dann hängt der Unterschied mitder Definition dieser Beschäftigtengruppe zusam-men (Statistisches Bundesamt 2008). Das Bundes-amt fasst im Prinzip die gleichen Beschäftigtengrup-pen zusammen wie die vorliegende Untersuchung,allerdings mit dem Unterschied, dass nur die Teil-zeitbeschäftigten mit 20 oder weniger Stunden undnicht auch diejenigen mit 21 bis 34 Stunden berück-sichtigt werden.

NiedriglohnUnter den atypisch Beschäftigten ist der Anteil der-jenigen mit einem Lohn unterhalb der Niedriglohn-schwelle deutlich höher als unter Beschäftigten mit

abhängig Beschäftigten auf etwas über 2 % beziffern. Der höhereWert mag auf Stichprobenfehler im SOEP zurückzuführen sein,zumal es sich um eine nur relativ kleine Fallzahl in der Stichprobehandelt.


NAV (vgl. Schaubild 2). Während 2007 33,8% derersten Gruppe weniger als zwei Drittel des Median-einkommens bezogen, waren es in der zweitenGruppe lediglich 9,5%. Bei den Beschäftigten insge-samt lag der Anteil bei 18,5%.19 Obwohl der Anteilder atypisch Beschäftigten mit einem Niedriglohnim Beobachtungszeitraum leicht gestiegen ist, be-zieht immer noch die deutliche Mehrheit dieser Be-schäftigtengruppe einen über dem Schwellenwertliegenden Lohn.

Als Schwellenwert für den Prekaritätslohn in 2007errechnen sich für Westdeutschland 9,45 € und fürOstdeutschland 6,94 € (vgl. Tabelle 1). Der Untersu-chungszeitraum lässt zwei Phasen erkennen. Zwi-schen 1989 und 1998 ist der Anteil der Beschäftigtenmit Prekaritätslohn ziemlich konstant geblieben undhat sich in etwa um die 12-Prozentmarke bewegt.Danach ist der Anteil gestiegen.

Die Anteilswerte der Beschäftigten mit Löhnen un-terhalb der Niedriglohnschwelle streuen stark zwi-schen den Formen atypischer Beschäftigung. Diehöchsten Anteilswerte weisen mit 64,5% die befris-tet geringfügig Beschäftigten auf, gefolgt von den

19 Die hier berechneten Anteilswerte liegen unter denen derAnalyse von Kalina/Weinkopf (2008), die sich auf Minijobs bezie-hen, während hier alle geringfügig Beschäftigten inklusive kurz-fristige Beschäftigung und Minijobs berücksichtigt werden.

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unbefristet geringfügig Beschäftigten (57,4%); inder Reihenfolge geht es dann weiter mit den Leih-arbeitern (44,1%), den befristet Teilzeitbeschäftig-ten (31,4%), den befristet Vollzeitbeschäftigten(29,2%) und den unbefristet Teilzeitbeschäftigten(23,2%). Treten das Befristungskriterium und dasKriterium der reduzierten Arbeitszeit kombiniertauf, erhöhen sich die Anteilswerte.

BeschäftigungsstabilitätDeutliche Unterschiede zeigen sich ferner bei derBeschäftigungsstabilität (vgl. Tabelle 2). Der Anteilder Personen, die im Folgejahr nach dem Beobach-tungszeitpunkt Arbeit suchen, liegt 2006 bei denatypisch Beschäftigten mit 4,2% mehr als doppelt sohoch wie bei der Referenzgruppe mit NAV (1,5%).Sieht man einmal von erratisch verlaufenden An-teilswerten im Beobachtungszeitraum 1989 und2005 ab, dann haben sich der Grad der Beschäfti-gungsinstabilität und die Relationen zwischen denbeiden Untersuchungsgruppen nur wenig verän-dert.20

Nicht unbeträchtlich vom Durchschnittswert atypi-scher Beschäftigung weichen die Anteilswerte der

20 Deutlich niedrigere Anteilswerte errechnen sich für die beidenJahre 1989 und 1990 zu Beginn des Beobachtungszeitraums. Diezwischenzeitlichen Schwankungen können mit veränderten Kon-junkturlagen zu tun haben.


einzelnen Beschäftigungsformen ab. Befristete Teil-zeitarbeit weist mit 12,3% den höchsten Wert auf,gefolgt von der Leiharbeit mit 8,4% und der be-fristeten Vollzeitarbeit mit 6,8%. Der nahtlose An-schluss nach einem zu Ende gegangenen befristetengelingt offensichtlich weniger gut als nach einem un-befristeten Beschäftigungsverhältnis.

Teilnahme an beruflicher Weiterbildung/BeschäftigungsfähigkeitAuch bei der Teilnahme an betrieblich-beruflicherWeiterbildung (vgl. Tabelle 3), dem hier verwende-ten Indikator für Beschäftigungsfähigkeit, zeigt sichbei atypisch Beschäftigten ein geringerer Anteils-wert. Während 34,4% der Beschäftigten mit NAV in2004 an Kursen teilnahmen, lag der entsprechendeVergleichswert bei der Referenzgruppe bei lediglich25,9%. Unterschritten wird dieser Wert bei den ge-ringfügig Beschäftigten mit 13,9% bei den befriste-ten und 15,0% bei den unbefristeten. Deutlich we-

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niger als Beschäftigte mit NAV nehmen auch Leih-arbeiter an Kursen der betrieblichen Weiterbildungteil.

3.3 Multivariate Analyse

Schätzungen zum LohnDen Zusammenhang zwischen der Beschäftigungs-form und einem Niedrig- bzw. Prekaritätslohn un-tersuchen wir in 19 Erhebungswellen. Die Schätzun-gen werden nach dem Geschlecht getrennt durch-geführt. In das Modell für weibliche Beschäftigtegehen insgesamt 10.965 Personen mit 57.072 Beob-achtungen ein. Die durchschnittliche Beobachtungs-dauer beträgt 5,2 Jahre. Die entsprechenden Wertebei den männlichen Beschäftigten lauten 14.440 Per-sonen mit 71.820 Beobachtungszeitpunkten und ei-nem durchschnittlichen Beobachtungszeitraum von5,8 Jahren. Beide Modelle sind als Gesamtmodellsignifikant und recht aussagekräftig. Betrachtet mandie mittels des Log Likelihood angegebene Verbes-serung gegenüber dem Nullmodell als Analogie zumAnteil erklärter Varianz, so käme man auf einen er-klärten Anteil von ca. 40% bzw. 37,5%. Damit kön-nen wir den ermittelten Stichprobenbefund der sig-nifikanten Koeffizienten auf die Grundgesamtheitverallgemeinern.

Wie schon die deskriptive Auswertung zeigt auchdie multivariate Analyse, dass ein systematischerZusammenhang zwischen den Beschäftigungsfor-men und einer Entlohnung unter der Niedriglohn-schwelle besteht.21 Dieser Zusammenhang ist unab-hängig von den kontrollierten Merkmalen Alter,Geschlecht, Nationalität, Qualifikation, Betriebs-größe und Wirtschaftszweig. Außerdem besteht erfür alle hier untersuchten Formen der atypischenBeschäftigung und gilt sowohl für die männlichenals auch die weiblichen Beschäftigten. Wie dieOdds-Ratios in Tabelle 4 (im Anhang) zeigen, ha-ben Beschäftigte in sämtlichen der hier untersuch-ten Formen atypischer Beschäftigung gegenüber Be-schäftigten mit NAV geringere Chancen, einenLohn oberhalb der Niedriglohn- bzw. Prekaritäts-schwelle zu erzielen. Allerdings bestehen Unter-schiede für die einzelnen Formen atypischer Be-schäftigung.

21 Denkbar ist, dass Beschäftigte mit unterschiedlichen individu-ellen Produktivitäten nicht den gleichen Zugang zu allen Beschäf-tigungsformen haben. Diese Zugangsselektivität kann, anders alsder mithilfe der Heckman-Korrektur berücksichtigte Zugang vonNichtbeschäftigten zum Arbeitsmarkt, in unseren Modellen nichtabschließend kontrolliert werden. So sind beispielsweise Berufs-anfänger unter befristet Beschäftigten überrepräsentiert (Gies-ecke/Groß 2007). Derartige Selektivitäten sind bei keiner der hieruntersuchten Beschäftigungsform auszuschließen.

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In dem Modell für die weiblichen Beschäftigten tra-gen die befristet Geringfügigen die höchsten Risi-ken gefolgt von den unbefristet Geringfügigen. Sohaben unbefristet geringfügig beschäftigte Frauenein ca. 81/2-mal größeres Prekaritätsrisiko22 als Voll-zeitbeschäftigte, befristet geringfügig beschäftigteFrauen sogar ein ca. 15-mal höheres Risiko, einenStundenlohn unter der Niedriglohnschwelle zu er-halten. Demgegenüber sind die Risiken der (restli-chen) Teilzeitbeschäftigten, der Leiharbeitnehmerund der befristet Vollzeitbeschäftigten geringer.

Etwas anders sehen die Ergebnisse der männlichenBeschäftigten aus. Zwar verweisen die Schätzwerteder befristet geringfügig Beschäftigten auch hier aufdie höchsten Risiken, doch die Odds-Ratios für diebefristet Teilzeitbeschäftigten und die unbefristetgeringfügig Beschäftigten zeigen eine andere Rang-folge als die der Frauen. Wenn bei den MännernTeilzeit als etwas ungünstiger eingeschätzt wird, magdies mit der geringen Zahl teilzeitbeschäftigterMänner zusammenhängen. Im Modell für männli-che Beschäftigte ist die befristete Vollzeit die Be-schäftigungsform mit den relativ geringsten Niedrig-lohnrisiken im Vergleich zum NAV, wohingegen beiden Frauen die Teilzeit besser abscheidet.

Die kontrollierten Drittvariablen zeigen folgendeBefunde. Bei den beruflichen Hierarchiestufensteigt das Risiko, einen Prekaritätslohn zu beziehen,gemessen an der Referenzkategorie „Angestelltemit qualifizierter Tätigkeit“, mit abnehmender Hie-rarchiestufe. Dieser Befund ist unabhängig vom Ge-schlecht einheitlich, allerdings sind nicht alle Koeffi-zienten signifikant. Die Bildungszeit, gemessen inJahren, beeinflusst die Chance eines über der Preka-ritätslohnschwelle liegenden Lohns positiv, die Be-schäftigungsdauer ebenso, was humankapitaltheore-tisch begründeten Annahmen entspricht. Generellsinkt das Einkommensrisiko mit steigendem Alter,jedoch mit abnehmender Tendenz. Prekaritätslöhnewerden eher in Kleinbetrieben gezahlt und die hieraufgeführten Wirtschaftsbereiche zeigen gegenüberdem Referenzbereich „Industrie“ ein erhöhtes Ri-siko. Eine Ausnahme bildet der öffentliche Dienst,der bei dem Modell mit weiblichen Beschäftigtenein geringeres Niedriglohnrisiko zeigt. Die Jahres-dummys verweisen auf ein im Laufe der vergange-nen Dekade gestiegenes Risiko, was eine Folge dergewachsenen Lohnspreizung sowie der zusätzlichen

22 Formal exakt interpretiert haben unbefristet geringfügig be-schäftigte Frauen eine 8,45-mal größere „Chance“ auf einen Stun-denlohn unterhalb der Niedriglohnschwelle als Beschäftigte imNAV. Da sich „Chance“ in diesem Zusammenhang etwas be-fremdlich liest, verwenden wir den Begriff „Risiko“, meinen da-mit aber nicht das „relative Risiko“ der deskriptiven Statistik.


Beschäftigung im Niedriglohnbereich sein kann.2007 sank das Risiko wieder.

In Tabelle 5 (im Anhang) sind die Ergebnisse derBruttostundenlohnschätzungen dargestellt. Die An-zahl der Personen bzw. Beobachtungen liegt etwasunter denen im Modell zur Niedriglohnschwelle.Der Grund sind wegfallende Beobachtungen beiBruttostundenlöhnen, die sich über die Jahre nichtändern (vgl. Kap. 3.1). Das Schätzmodell mit denmännlichen Beschäftigten ist aussagekräftiger alsdas mit den weiblichen; der Anteil der durch Längs-schnittbeobachtungen erklärbaren Varianz jeweilsrecht hoch, was maßgeblich an der Logarithmierungder Stundenlöhne liegt.

Die Koeffizienten geben näherungsweise den Pro-zentunterschied des Stundenlohns gegenüber der je-weiligen Referenzkategorie bzw. bei einem Anstiegum eine Einheit an. Alle Koeffizienten der Beschäf-tigungsformen zeigen bei Männern wie Frauen ei-nen geringeren Stundenlohn gegenüber Beschäftig-ten mit NAV. Die Streuung ist in beiden Modellenrecht groß. Frauen in befristeter und geringfügigerBeschäftigung nehmen einen Lohnabschlag von ca.26%23 gegenüber dem NAV hin, Frauen in Teilzeit-beschäftigung einen von 3,5%. Männliche atypischBeschäftigte werden gemessen an ihrer Referenz-gruppe vergleichsweise schlechter entlohnt als weib-liche, auch ist die Streuung der Stundenlöhne beiden Männern etwas ausgeprägter, wobei davonauszugehen ist, dass Frauen mit NAV gegenüberMännern mit NAV schlechter entlohnt werden. Ge-ringfügig Beschäftigte weisen jeweils den größtenLohnabstand zum NAV auf. Die Lohnabschläge beiLeiharbeit liegen um die 10%, die der Teilzeitbe-schäftigten deutlich darunter. Befristet beschäftigteMänner weichen vom geschilderten Bild ab, waswieder an der geringen Fallzahl liegen mag.

Bei den Drittvariablen zeigt der WirtschaftsbereichLandwirtschaft Lohnabschläge um 10% gegenüberder Industrie. Die anderen Wirtschaftsbereiche ha-ben bei Frauen und Männern jeweils gegenteiligeVorzeichen bei schwachen Lohnunterschieden zurIndustrie. Der ostdeutsche Bruttostundenlohn liegtum die 16% unter dem westdeutschen, der von aus-ländischen Männern etwas über dem ihrer Refe-renzkategorie. Mit dem Alter steigt der Lohn de-gressiv, Berufserfahrung und Bildungsjahre steigernden Lohn ebenfalls, genauso wie eine höhere berufs-bezogene Hierarchiestufe, wobei hier jedoch einigeKoeffizienten nicht signifikant sind, speziell im Be-amtenbereich. Die Befragungswellen spiegeln denKonjunkturverlauf wider.

23 (exp (Ð0,3032) Ð 1)* 100 = 26,15 %.

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Die beobachteten Lohndifferenzen atypischer Be-schäftigung können damit zu tun haben, dass aty-pisch Beschäftigte in der Vergangenheit eher imSchatten betrieblicher und tariflicher Interessenver-tretung standen. Speziell für Leiharbeitnehmer wur-den erst nach den Hartz-Reformen Tarifverträge ab-geschlossen, die jedoch im Vergleich zu den Stamm-belegschaften geringere Löhne vorsehen (Wiede-muth/Dombre 2008: 161). Ferner gehen theoretischeDiskriminierungsansätze zur Erklärung geschlech-terspezifischer Lohnunterschiede von Vorbehaltender Arbeitgeber gegenüber diskontinuierlichen Er-werbsbiografien und daraus resultierender geringe-rer Produktivität von Frauen aus (Hübler 2003: 543;Beblo/Wolf 2003: 566). Dieser Diskriminierungsef-fekt könnte sich auch auf Männer in atypischen Be-schäftigungsformen übertragen, da diese, abgesehenvon Leiharbeit, vorwiegend Frauen betreffen.

Bei Beschäftigten mit kürzeren Arbeitszeiten ist da-von auszugehen, dass bestimmte Lohnkomponen-ten, wie vor allem Zuschläge für Überstunden, selte-ner oder gar nicht anfallen. Bei geringfügiger Be-schäftigung, einer Extremform der Teilzeitarbeit,spielt die öffentliche Subventionierung eine Rolle.Da die Beschäftigten weder Steuern noch Sozialab-gaben zu leisten haben, könnten die Arbeitgeberversuchen, die Bruttoentgelte so zu reduzieren, dasssie den Nettostundenentgelten der Versicherungs-pflichtigen entsprechen (Bäcker 2007). Diesen Ar-gumenten stehen jedoch theoretische Überlegungenund empirische Befunde gegenüber, die auf einennegativen Zusammenhang von Dauer der Arbeits-zeit und Arbeitsproduktivität verweisen (Janssen/Nachreiner 2004; Wanger 2006). Dem können aller-dings höhere Kosten, vor allem Gemeinkosten, auf-grund des Umverteilungseffektes von Teilzeitarbeitentgegenstehen. Wie die Schätzmodelle zeigen, do-minieren offensichtlich die einen geringeren Lohnbedingenden Faktoren.

Bei Befristungen kann das Interesse der Beschäftig-ten an Übernahme in ein unbefristetes Beschäfti-gungsverhältnis die Akzeptanz eines geringerenLohns begründen. Der Verzicht auf eine der Pro-duktivität entsprechende Entlohnung kann aus Sichtder Beschäftigten als Investition in zukünftige Er-träge verstanden werden. Hierfür spricht die Be-obachtung, dass befristet Beschäftigte eher bereitsind, unbezahlte Überstunden zu leisten als unbe-fristet Beschäftigte (Engellandt 2005). Ferner be-greift die Screening-Hypothese befristete Beschäfti-gung als verlängerte Probezeit (Boockmann/Hagen2006). In dieser Einarbeitungszeit können die Ar-beitgeber von geringerer Produktivität ausgehen.Außerdem können sie versucht sein, die unsichereLage der befristeten Positionen durch geringere


Löhne auszunutzen (Giesecke/Groß 2007). Für ei-nen geringeren Lohn spricht ferner der Umstand,dass befristet Beschäftigte seltener oder nicht in denGenuss von Bonuszahlungen oder an Seniorität ge-bundene Leistungen kommen (OECD 2006: 170).Aus Sicht der neoklassischen Arbeitsmarkttheoriesprechen das relativ höhere Beschäftigungsrisiko so-wie die durch diese Beschäftigungsform gesteigerteAnpassungsflexibilität der Betriebe (OECD 2007)für eine Lohnkompensation (Mertens/McGinnity2005). Hinzu kommt, dass befristet Beschäftigte aneiner Übernahme in ein unbefristetes Arbeitsver-hältnis interessiert sind und eine höhere Arbeitspro-duktivität zeigen (Engellandt 2005). Allerdingsüberwiegen auch hier die Faktoren, die einen gerin-gen Lohn bedingen.

Auf Leiharbeit lassen sich ähnliche Argumente be-ziehen. Auch bei dieser Beschäftigungsform kom-men bestimmte Entgeltbestandteile wie Bonuszah-lungen, Senioritätsentlohnungen usw. nicht zum Tra-gen, selbst wenn die Vergütungen nach dem Refe-renzlohnprinzip erfolgen sollten (Storrie 2002). Andem grundsätzlichen Problem des für diese Beschäf-tigungsform charakteristischen „wage gap“ hat auchdie nach 2004 erfolgte weitgehende Tarifbindungder Leiharbeitnehmer nur wenig ändern können(Promberger 2007), wie auch die obigen Befundebestätigen.

BeschäftigungsstabilitätIn die logistischen Modelle zur Beschäftigungsstabi-lität (vgl. Tabelle 6 im Anhang) gehen etwas mehrPersonen und Beobachtungen ein als in die Modellezur Entlohnung. Der durchschnittliche Beobach-tungszeitraum pro Person ist etwa der gleiche, insge-samt werden 18 Jahre erfasst. Beide Modelle sindaussageschwächer als die Vorangegangenen. DerAnteil der erklärten Varianz, in Analogie des Ab-stands des ersten und letzten Likelihoods, liegt beica. 10,5 bzw. 12,5%. Ein Viertel davon erklärt sichjeweils durch Längsschnittbeobachtungen.

Die Beschäftigungsstabilität wird durch das Befris-tungsmerkmal beeinflusst. Befristet Beschäftigteweisen ein höheres Stabilitätsrisiko auf als Beschäf-tigte mit NAV. Bei befristet vollzeitbeschäftigtenFrauen ist es 31/2-mal höher als bei der Referenz-gruppe, bei den Männern 3-mal höher. Etwas niedri-ger liegt der Wert (3 und 2,3) bei befristet Teilzeit-beschäftigten. Die geringe Beschäftigungsstabilitätbzw. höhere Beschäftigungsprekarität dieser Be-schäftigtengruppe ist ex definitione zu erwarten, so-fern der nahtlose Übergang in ein weiteres befriste-tes oder unbefristetes Arbeitsverhältnis nicht gelingt(Keller/Seifert 2007: 22). Von vergleichbarer Be-schäftigungsstabilität wäre nur dann auszugehen,

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wenn befristete Arbeitsverhältnisse ausschließlichoder überwiegend eine Probezeitfunktion ausübenwürden. Theoretische Überlegungen (Nienhüser2007; Sesselmeier 2007) und empirische Evidenzenzeigen jedoch, dass diese Beschäftigungsform auchandere personalstrategische Funktionen zu erfüllenhat (Boockmann/Hagen 2006; Giesecke/Groß 2007).

Noch höhere Beschäftigungsrisiken zeigen dieSchätzergebnisse für Leiharbeitnehmer/innen. Die-ses Ergebnis entspricht der Erwartung, dass Leihar-beit als Personalreserve dazu dient, die externe Fle-xibilität der Betriebe zu erhöhen und deshalb einevergleichsweise geringe Beschäftigungsstabilität er-warten lässt. Die im Zuge der Hartz-Reformendurchgeführten Deregulierungen dürften dieseFunktion noch gestärkt haben (Seifert/Brehmer2008). Unser Ergebnis entspricht anderen Untersu-chungen, die zeigen, dass Leiharbeit stärker als an-dere Beschäftigungsformen von konjunkturellerund saisonaler Variabilität betroffen ist (Burda/Kvasnicka 2006: 213).

Dagegen ist das Risiko bei den unbefristet teilzeit-beschäftigten Frauen geringer als das der Referenz-gruppe. Positiv ausgedrückt: Die Chancen dieserGruppe, in Beschäftigung zu bleiben, sind gegen-über dem NAV leicht besser.24 Dieser Effekt kanndamit zu tun haben, dass in der Phase der Familien-gründung eine fehlende alternative Kinderbetreu-ung ansonsten eine Fortsetzung der Erwerbsarbeitausschließen würde. Gerade in Bereichen mit ho-hem Anteil an betriebsspezifischen Qualifikationendürften sowohl Betriebe als auch Beschäftigte daraninteressiert sein, das Beschäftigungsverhältnis fort-zusetzen und die Arbeitszeit an die Beschäftigtenin-teressen anzupassen. Der Grad der Beschäftigungs-stabilität hängt ferner, wie empirische Untersuchun-gen zeigen (Quack 1993), von unterschiedlichenpersonalstrategischen Nutzungen von Teilzeitarbeitab.

Die Drittvariablen verweisen für alle Wirtschafts-zweige im Vergleich zur Industrie auf ein höheresInstabilitätsrisiko. Mit der Betriebsgröße sinkt dasRisiko. Steigende Qualifikation und Berufserfah-rung verringert, wie zu erwarten, das Risiko, einenArbeitsplatz suchen zu müssen, erheblich. Nur we-

24 Das gleiche Modell kann auch unter Einbezug der Arbeitslo-sen geschätzt werden. Da Arbeitslose keine betrieblichen Anga-ben aufweisen, verringert sich die Zahl der erklärenden Variablenum die Branche, die Hierarchie, die Betriebsgröße und die Dauerder Betriebszugehörigkeit. Arbeitslose Frauen haben ein 26-malhöheres Risiko als Beschäftigte im NAV auf erneute Arbeitslosig-keit, langzeitarbeitslose Frauen ein 30-mal höheres. MännlicheArbeitslose haben ein 21-mal höheres, männliche Langzeitar-beitslose ein 23-mal höheres Risiko.


nige der beruflichen Hierarchiestufen haben einensignifikanten Koeffizienten, bei diesen sinkt mit stei-gender Hierarchie das Beschäftigungsrisiko; bei Be-amten ist es generell geringer. In Ostdeutschland istdas Risiko erhöht und die Wellen spiegeln bei signi-fikanten Koeffizienten den Konjunkturverlauf.

Teilnahme an beruflicher Weiterbildung/BeschäftigungsfähigkeitDie Modelle zur Beschäftigungsfähigkeit (vgl. Ta-belle 7 im Anhang) beinhalten 8.709 bzw. 10.097weibliche bzw. männliche Beschäftigte mit 28.759bzw. 37.859 Beobachtungen. Der Beobachtungszeit-raum der Gesamtmodelle umfasst neun Jahre, Per-sonen verbleiben im Durchschnitt 3,3 bzw. 3,7 Jahreim Modell. Die Gesamtmodelle sind signifikant undmit jeweils rund 39% erklärter Varianz recht aussa-gestark. Allerdings ist der größte Teil der erklärtenVarianz (84 bzw. 86%) durch Längsschnittbeobach-tungen erklärbar, was auf die fragenbogenbedingteKonstruktion der abhängigen Variablen zurückzu-führen ist.25

Geringere Wochenarbeitszeiten stehen der Teil-nahme an betrieblicher Weiterbildung maßgeblichentgegen. Oder umgekehrt: Umso länger die Ar-beitszeit, desto eher die Teilnahme an betrieblicherWeiterbildung. Somit erzeugt das Merkmal der Ge-ringfügigkeit den stärksten negativen Effekt. DasRisiko, nicht in Weiterbildung einbezogen zu sein,liegt bei unbefristet und befristet geringfügig be-schäftigten Frauen 2,6- bzw. 14,3-fach höher alsbeim NAV, bei den Männern 3,5- und 3,7-fach hö-her. Auf der anderen Seite des Arbeitszeitspektrumszeigen befristet vollzeitbeschäftigte Frauen keinensignifikanten Unterschied gegenüber ihrer Refe-renzgruppe, befristet vollzeitbeschäftigte Männerweisen ein nur minimal erhöhtes Risiko auf Nicht-teilnahme auf. Die Risiken der befristet wie unbe-fristet Teilzeitbeschäftigen liegen dazwischen. Einebivariat noch erkennbar geringere Weiterbildungs-aktivität bei Leiharbeitnehmern kann sich multiva-riat nicht erhärten; hier zeigt sich unter Kontrolleder Drittvariablen kein signifikanter Unterschiedgegenüber dem NAV.26

Die Drittvariablen verweisen auf höhere Weiterbil-dungsaktivitäten bei steigender Qualifikation wie

25 Die Teilnahme an Weiterbildungen wurde immer für drei Jahreerhoben und lässt sich nicht einzelnen Jahren zuordnen (vgl. 3.1).26 Das analoge Modell unter Einschluss der Arbeitslosen bei ver-kleinertem Variablensatz zeigt, dass die Risiken der Arbeitslosenauf die Nichtteilnahme an beruflicher Weiterbildung in etwa de-nen von geringfügig Beschäftigten entsprechen. Sie liegen 3,7- beiden Frauen und 8,3-fach bei den Männern höher als bei der Refe-renzgruppe. Allerdings lässt sich berufliche Weiterbildung vonArbeitslosen und Beschäftigten inhaltlich nur bedingt verglei-chen.

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auch bei steigender Hierarchiestufe. Ebenso korres-pondiert die Chance auf Weiterbildung deutlich po-sitiv mit der Betriebsgröße; bei Männern ausgepräg-ter als bei Frauen. Steigendes Lebensalter hat ledig-lich geringe positive Effekte, die Berufserfahrungweist keine signifikanten Koeffizienten auf.

Die höhere Weiterbildungsbeteiligung der Beschäf-tigten mit NAV kann damit zu tun haben, dass ihnenim Unterschied zu atypisch Beschäftigten ein höhe-res Maß an interner Flexibilität abverlangt wird(Hohendanner/Bellmann 2007). Bei Anpassungenan eine schwankende Marktnachfrage kann die Va-riation der Arbeitszeit eine personalstrategische Al-ternative zur Variation der Beschäftigtenzahl dar-stellen (Seifert/Massa-Wirth 2005; Massa-Wirth2007). Interne erhält dann Vorzug gegenüber exter-ner Flexibilität. Die Beschäftigten bleiben langfristigdem Betrieb erhalten und sowohl dieser als auch dieBeschäftigten selbst dürften ein Interesse an Investi-tionen in Humankapital haben.

Aus humankapitaltheoretischer Sicht erscheinen dieBefunde, dass Betriebe in Beschäftigte mit kürzerenArbeitszeiten weniger in berufliche Weiterbildunginvestieren als in Vollzeitbeschäftigte plausibel. Wei-terbildungskosten haben Fixkostencharakter. Je kür-zer die individuelle Arbeitszeit, desto höher ist derrelative Anteil der Weiterbildungskosten an denPersonalkosten. Das Investitionskalkül ist zu relati-vieren, wenn es sich um nur phasenweise reduzierteArbeitszeiten handelt oder wenn das durchschnittli-che Lohnniveau unter dem vergleichbarer Vollzeit-arbeit liegt.

Weniger eindeutig fallen die Schätzergebnisse fürdie Weiterbildungsbeteiligung befristet Beschäftig-ter aus. Einen negativen Einfluss auf das Investiti-onskalkül von Betrieben wie Beschäftigten kann derlimitierte Beschäftigungszeitraum ausüben. Er kannals nicht ausreichend angesehen werden, die getätig-ten Investitionen in Humankapital auch zu amorti-sieren. Relativierend lässt sich gegen dieses Argu-ment einwenden, dass befristete Beschäftigungsver-hältnisse aus betrieblicher Sicht eine Art Probezeitdarstellen können und deshalb ihre definitive Been-digung keineswegs a priori sicher ist. BetrieblicheInvestitionskalküle in das Humankapital befristetBeschäftigter dürfen deshalb nicht ausschließlichunter der Kurzfristrestriktion gesehen werden. DieTeilnahme an Weiterbildungsmaßnahmen kann so-gar eine Voraussetzung für eine über den Befris-tungszeitraum hinausgehende Weiterbeschäftigungsein, vor allem wenn die Beschäftigten bereit sind,sich an den Kosten der Weiterbildung zu beteiligenoder während der Befristungsphase geringereLöhne zu akzeptieren (OECD 2002: 156). Denkbar


ist ferner, dass die Betriebe Lernbereitschaft und-fähigkeit der Beschäftigten testen wollen.

4 Zusammenfassung und Fazit

Der vorliegende Aufsatz untersucht, ob und in wel-chem Maße sich Formen atypischer Beschäftigungin den Prekaritätsrisken von Normalarbeitsverhält-nissen unterscheiden. Das Prekaritätsrisiko wirdmithilfe der drei Kriterien Lohn, Beschäftigungssta-bilität und Teilnahme an beruflicher Weiterbildungüberprüft. Die Analyse bestätigt die Vermutung,dass atypisch Beschäftigte höheren Prekaritätsrisi-ken als vergleichbare Beschäftigte mit Normalar-beitsverhältnis ausgesetzt sind. Dieser grundsätzli-che Befund gilt jedoch nicht im gleichen Maße füralle der hier getesteten Kriterien und Beschäfti-gungsformen. Die deutlichsten Benachteiligungengegenüber dem Normalarbeitsverhältnis bestehenbeim Lohn. Alle Formen atypischer Beschäftigungschneiden schlechter ab als das Normalarbeitsver-hältnis. Differenziertere Ergebnisse zeigen sich beider Beschäftigungsstabilität. Nur befristet Beschäf-tigte und Leiharbeitnehmer sind von einem ver-gleichsweise größeren Stabilitätsrisiko betroffen.Bei diesen beiden Beschäftigtengruppen kumulie-ren die Prekaritätsrisiken. Die Schätzergebnisse las-sen ferner erkennen, dass der Zugang zur beruf-lichen Weiterbildung nicht unabhängig von derDauer der Arbeitszeit ist. Teilzeitbeschäftigte undgeringfügig Beschäftigte haben geringere Chancenauf Teilnahme an beruflicher Weiterbildung als Be-schäftigte im Normalarbeitsverhältnis. Insgesamtverweisen die Schätzergebnisse auf heterogene Pre-karitätsrisiken der untersuchten Formen atypischerBeschäftigung. Zum einen indizieren nicht alle derhier untersuchten Merkmale höhere Prekaritätsrisi-ken. Zum anderen unterscheiden sich bei gleichenVorzeichen die Risikograde. Entsprechend differen-ziert sind die Ergebnisse zu interpretieren.

Wenn atypisch Beschäftigte ein höheres Risiko aufeinen prekären Lohn tragen, kann dies mit ihrerMarktposition zu tun haben, welche sich auch durchProduktivitätsunterschiede erklären ließe. Produkti-vitätsdifferenzen lassen sich in den geschätzten Mo-dellen nur indirekt kontrollieren. Diesen Ansatz ha-ben wir durch die Kontrolle von Drittvariablen wieder Qualifikation bzw. Panelbeobachtungen ver-folgt. Selbst bei diesem Vorgehen bleibt ein deut-licher unerklärter Lohneffekt der Beschäftigten-gruppen zurück. Hinweise für eine weiter gehendeErklärung liefert der Befund, dass befristet Beschäf-tigte und Leiharbeitnehmer eine geringere Beschäf-tigungsstabilität aufweisen. Die häufige Arbeits-

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platzsuche mag zu Konzessionen bei Einkommenund Arbeitsbedingungen zwingen. Auch haben aty-pisch Beschäftigte nicht immer schon im gleichenMaße Berücksichtigung in der betrieblichen und ta-riflichen Interessenvertretung gefunden. Bei Leihar-beitnehmern dürfte dieser Umstand eine nicht uner-hebliche Rolle spielen. Das Niedriglohnrisiko vongeringfügig Beschäftigten dürfte vor allem auf dieBesonderheit zurückzuführen sein, dass diese Be-schäftigtengruppe indirekt subventioniert wird.Hierfür spricht der besonders große Lohnabstand zuBeschäftigten mit Normalarbeitsverhältnis.

Abgesehen von den geringfügigen Beschäftigungs-verhältnissen lässt sich nicht eindeutig identifizieren,welches der beiden Kriterien, die reduzierte Ar-beitszeit oder die Befristung, die Lohndifferenz stär-ker beeinflussen. Die Schätzergebnisse zeigen abge-sehen vom Vorzeichen kein einheitliches Muster,das durchgängig die Lohnunterschiede von Män-nern und Frauen durchzieht.

Für die Beschäftigungsstabilität von atypisch Be-schäftigten kommt dem Befristungsmerkmal einegewichtigere Rolle zu als dem Kriterium der redu-zierten Arbeitszeit. Dieses Ergebnis lässt sich dahin-gehend interpretieren, dass die Probezeitfunktionbei Befristungen offensichtlich weniger stark ausge-prägt zu sein scheint als die Flexibilitätsfunktion.Analog lässt sich auch die vergleichsweise geringeBeschäftigungsstabilität der Leiharbeit deuten.

Anders als bei dem Merkmal der Beschäftigungssta-bilität übt beim Zugang zu beruflicher Weiterbil-dung das Merkmal der reduzierten Arbeitszeit einenstarken Einfluss aus. Das vergleichsweise hohe Qua-lifizierungsrisiko atypisch Beschäftigter mit redu-zierter Arbeitszeit entspricht den humankapital-theoretisch begründeten Annahmen. Da Aufwen-dungen für Weiterbildung Fixkosten sind, amortisie-ren sie sich bei nur kurzen Arbeitszeiten wenigerrasch. Auch aus Sicht der Beschäftigten könnte un-ter den genannten Bedingungen wenig Anreiz be-stehen, in betriebsspezifische Qualifikationen zu in-vestieren.

Insgesamt handelt es sich bei atypisch Beschäftigtenum eine heterogene Gruppe mit höheren Prekari-tätsrisiken als beim Normalarbeitsverhältnis. Damitist aber keineswegs gesagt, dass diese Beschäfti-gungsformen per se prekär sind. Die Mehrheit aty-pisch Beschäftigter kann nach den hier analysiertenMerkmalen nicht als prekär eingestuft werden.Ebenso wenig impliziert die Untersuchung, dassNormalarbeitsverhältnisse frei von Prekaritätsrisi-ken sind.


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