Arbeitsplatzdynamik in der baden-württembergischen Industrie: Eine Analyse mit amtlichen Betriebspaneldaten

Strotmann, Harald Book — Digitized Version Arbeitsplatzdynamik in der baden-württembergischen Industrie: Eine Analyse mit amtlichen Betriebspaneldaten Hohenheimer volkswirtschaftliche Schriften, No. 39 Provided in Cooperation with: Peter Lang International Academic Publishers Suggested Citation: Strotmann, Harald (2001) : Arbeitsplatzdynamik in der baden-württembergischen Industrie: Eine Analyse mit amtlichen Betriebspaneldaten, Hohenheimer volkswirtschaftliche Schriften, No. 39, ISBN 978-3-631-75397-2, Peter Lang International Academic Publishers, Berlin, https://doi.org/10.3726/b13917 This Version is available at: https://hdl.handle.net/10419/182942 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. 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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/ Arbeitsplatzdynamik in der badenwürttembergischen Industrie Eine Analyse mit amtlichen Betriebspaneldaten HOHENHEIMER VOLKSWIRTSCHAFTLICHE SCHRIFTEN Harald Strotmann Die Betrachtung aggregierter Beschäftigungsentwicklungen greift zu kurz, wenn man sich für die Dynamik und die Unterschiedlichkeit betriebsindividueller Beschäftigungsveränderungen interessiert. Für diese Arbeit wurden daher erstmals für die baden-württembergische Industrie und die Jahre 1980 bis 1999 amtliche Betriebsdaten zu einem Betriebspaneldatensatz verknüpft. Ausgehend von einer fundierten Analyse der betrieblichen Arbeitsplatzdynamik werden mögliche betriebsindividuelle, branchenspezifische, aber auch regionale Einflussfaktoren des betrieblichen Beschäftigungswachstums einer empirischen Überprüfung unterzogen. Eine ökonometrische Analyse möglicher Determinanten des Auftretens und insbesondere des Überlebens von neu gegründeten Industriebetrieben rundet die Arbeit ab. Harald Strotmann wurde 1970 in Reutlingen geboren. Von 1990 bis 1996 Studium der Wirtschaftswissenschaften an der Universität Hohenheim, von 1996 bis 2001 Mitarbeiter am Lehrstuhl für Statistik und Ökonometrie der Universität Hohenheim bei Professor Gerhard Wagenhals und bei Professor Walter Piesch, Promotion im Juli 2001. Seit August 2001 Geschäftsführer am Institut für Angewandte Wirtschaftsforschung (IAW) in Tübingen. HOHENHEIMER VOLKSWIRTSCHAFTLICHE SCHRIFTEN Harald Strotmann Arbeitsplatzdynamik in der badenwürttembergischen Industrie Arbeitsplatzdynamik in der baden-württembergischen Industrie Hohenheimer volkswirtschaftliche Schriften Herausgegeben von Prot. Dr. Rolf caesar, Prot. Dr: Harald Hagemann, Prof. Dr: Klaus Herdzina, Prof. Dr: Renate Ohr; Prof. Dr: Walter Piesch, Prof Dr: Ingo Schmidt, PrOf. Dr. Peter spahn, PrOf. Dr. Gerhard Wagenhals, Prof Dr: Helmut Walter Band 39 • PETER LANG FrankfUrt am Main • Berlin . Bern • Bruxelles • New York • OXford • Wien Harald Strotmann Arbeitsplatzdynamik in der baden-württembergischen Industrie Eine Analyse mit amtlichen Betriebspaneldaten ~ PETER LANG Frankfurt am Main• Berlin •Bern• Bruxelles • New York• OXford • Wien Open Access: The online version of this publication is published on www.peterlang.com and www.econstor.eu under the international Creative Commons License CC-BY 4.0. Learn more on how you can use and share this work: http://creativecommons. org/licenses/by/4.0. This book is available Open Access thanks to the kind support of ZBW – Leibniz-Informationszentrum Wirtschaft. ISBN 978-3-631-75397-2(eBook) Die Deutsche Bibliothek -CIP-Einheitsaufnahme Strotmann, Harald: Arbeitsplatzdynamik in der baden-württembergischen Industrie : eine Analyse mit amtlichen Betriebspaneldaten / Harald Strotmann. -Frankfurt am Main; Berlin; Bern; Bruxelles ; New York; Oxford ; Wien: Lang, 2002 (Hohenheimervolkswirtschaftsliche Schriften; Bd. 39) Zugl.: Hohenheim, Univ., Diss., 2001 ISBN 3-631-38765-2 :f Gedruckt mit Unterstützung der Stiftung Landesbank Baden-Württemberg. Gedruckt auf alterungsbeständigem, säurefreiem Papier. DlOO ISSN 0721-3085 ISBN3-631-38765-2 © Peter Lang GmbH Europäischer V erlag der Wissenschaften Frankfurt am Main 2002 Alle Rechte vorbehalten. Das Werk einschließlich aller seiner Teile ist urheberrechtlich geschützt. Jede Verwertung außerhalb der engen Grenzen des Urheberrechtsgesetzes ist ohne Zustimmung des Verlages unzulässig und strafbar. Das gilt insbesondere für Vervielfältigungen, Übersetzungen, Mikroverfilmungen und die Einspeicherung und Verarbeitung in elektronischen Systemen. Printed in Gennany 1 2 4 5 6 7 www.peterlang.de V Vorwort Die vorliegende Arbeit wurde von der Wirtschafts- und Sozialwissenschaftlichen Fakultät der Universität Hohenheim im Sommersemester 2001 als Dissertation angenommen. Das Vorwort gibt mir Gelegenheit, mich bei einigen Menschen zu bedanken, die mich im Laufe der Jahre unterstützt und somit einen besonderen Beitrag zum Gelingen der Arbeit geleistet haben. Zunächst möchte ich ein herzliches Dankeschön an meinen Doktorvater Prof. Dr. Gerhard Wagenhals und meinen Zweitgutachter Prof. Dr. Walter Piesch richten. Sowohl ihre hervorragende fachliche als auch moralische Unterstützung haben mir bei der Erstellung der Arbeit wesentlich geholfen. Die sehr angenehme Zeit als wissenschaftlicher Mitarbeiter zunächst bei Herrn Prof. Dr. Piesch und dann bei Herrn Prof. Dr. Wagenhals hat mich nicht nur wissenschaftlich, sondern auch menschlich entscheidend beeinflusst und geprägt. Herrn Prof. Dr. Harald Hagemann danke ich für die Mitwirkung am Promotionsverfahren. Meinen Kolleginnen und Kollegen am Lehrstuhl für Statistik und Ökonometrie Karin Barte! (mit Maja und Lieschen), Prof. Dr. Gerhard Gröner, Katja Hölsch, Dr. Margit Kraus, Andrea Reichelt, Dr. Ulrich Scheurle, Meinrad Wahl, Steffen Wirth, Dr. Frauke Wolf und Manfred Wolz sei für ein ungewöhnlich harmonisches Arbeitsumfeld gedankt. Gerade auch die hervorragende, freundschaftliche Zusammenarbeit mit meinen "täglichen" Arbeitskollegen Andrea, Manfred, Steffen und Uli habe ich als äußerst angenehm empfunden. Die Kolleginnen und Kollegen des VWL-Instituts und insbesondere der Lehrstühle Finanzwissenschaft und Mikroökonomie haben ihr Übriges zur guten Arbeitsatmosphäre beigetragen. Stellvertretend für viele möchte ich an dieser Stelle zumindest Dr. Oliver Letzgus, Dr. Hans Pitlik und vor allem auch Günther Schmid erwähnen. Meinem Betreuer am Statistischen Landesamt Baden-Württemberg, Herrn Hans-Hermann Steiger, gilt mein herzlicher Dank für die außerordentlich hilfsbereite und keineswegs selbstverständliche Unterstützung gerade auch in der Anfangsphase des Projektes. Herrn Dr. Hans Loreth danke ich für seine entscheidende Mithilfe bei der Initiierung des Kooperationsprojektes, Herrn Dr. Eberhard Leibing für die Bereitschaft, ein derartiges Projekt im Statistischen VI Landesamt Baden-Württemberg durchzuführen. Nicht vergessen möchte ich auch Herrn Willy Schumacher, der sich bei der Bereitstellung der Daten besonders hilfsbereit gezeigt hat. Eine wesentliche Grundlage für den Erfolg des Dissertationsprojektes stellte der Rückhalt und die Unterstützung durch meine Eltern Mechthild und Josef Strotmann, meine Geschwister Christian und Sonja sowie meine Freunde dar. Besonderen Dank schulde ich meiner lieben Partnerin Katja Henke, die gerade in der Endphase dieser Arbeit nicht nur meine ständige Abwesenheit, sondern auch meine teilweise erheblichen Stimmungsschwankungen geduldig ertragen hat. Nicht zuletzt ihre liebevolle Aufmunterung in den nicht ausbleibenden Stunden des Frustes hat mir sehr geholfen. Einbeziehen in meinen Dank möchte ich auch meine Tischtennis- und Tennisfreunde vom TSV Sickenhausen. Wenn ich auch in den vergangenen Monaten immer seltener im Training zu finden war, war zumindest das ,,Bierchen danach" häufig eine willkommene Feierabendablenkung. Stellvertretend für alle studentischen Hilfskräfte, die mir im Laufe der Jahre stets sehr gut zugearbeitet haben, möchte ich Stephan Bechtel danken, der gerade in den letzten Monaten vor Abgabe der Arbeit entscheidend dazu beigetragen hat, dass ich vor Antritt meiner neuen Stelle am Institut für Angewandte Wirtschaftsforschung (IA W) Tübingen noch "Luft" für einen Kurzurlaub hatte. Ein herzliches Dankeschön geht auch an die Stiftung Landesbank Baden-Württemberg -Aus- bildung, Fort- und Weiterbildung, welche die Veröffentlichung dieser Arbeit durch einen Druckkostenzuschuss gefördert hat. Gerne würde ich in diesem Vorwort in Erinnerung an viele schöne Momente noch etwas über die wichtige Bedeutung zu enger Torwarthosen beim Lehrstuhlvergleichskick, über das Thema Kaffeemaschinen am Statistiklehrstuhl, über fundarnentalökonomische Sozialraumdiskussionen, über fachliche Kompetenz beim Stockwerks-Bundesligatippspiel, über Angelausflüge an den Kocher oder auch über das Stichwort Rechtecksflächenberechner berichten. Die Gefahr, dass ich dieser Arbeit dann ein weiteres Kapitel hinzufügen würde, wäre jedoch zu groß. Kirchentellinsfurt, im Sommer 2001 Harald Strotmann XIII. XIII 2.1 Studien zu betriebsindividuellen Determinanten der Überlebenschancen von Neugründungen .......................................................................... 286 2.2 Studien zu branchenspezifischen Determinanten der Überlebenschancen von Neugründungen .......................................................................... 292 2.3 Ergebnisse ausgewählter Studien zur Bedeutung regionaler Agglomeration und makroökonomischer Rahmenbedingungen für das Überleben und Sterben von Neugründungen ............................................ 296 3. Empirische Überprüfung potenzieller Determinanten des Überlebens von Neugründungen in der baden-württembergischen Industrie ............................ 298 3.1 Operationalisierung der Einflussgrößen .......................................................... 298 3.2 Nichtparametrische Kaplan-Meier-Schätzungen der Survivorfunktionen ........................................................................................................ 301 3 .3 Ergebnisse regressionsanalytischer Verweildaueranalysen ............................. 308 3.3.1 Überblick über die verwendeten Analysemethoden .............................. 308 3.3.2 Ergebnisse semiparametrischer Proportional-Hazards- Regressionen .......................................................................................... 310 3.3.3 Ergebnisse parametrischer Verweildauermodelle unter ergänzender Berücksichtigung unbeobachteter Heterogenität.. ...................... 314 3.3.4 Ergebnisse der Schätzung eines gruppierten Verweildauermodells ................................................................................................... 319 4. Zusammenfassung und wirtschaftspolitische Implikationen .................................. 326 4.1 Kritische Anmerkungen, Erweiterungen und Ausblick ................................... 326 4.2 Überlegungen zur Rolle von Neugründungen in einer Volkswirtschaft ......................................................................................................... 329 4.3 Einige Anmerkungen zu wirtschaftspolitischen Implikationen ...................... 331 Schlussbemerkungen und Ausblick ......................................... ____ ......... 335 Anhang .................................................. ____ ......................................................... XXXI Literaturverzeichnis ........................................................................................................... XLII XIV Abbildungsven:eicbnis Abbildung 11.1: Abbildung 11.2: Abbildung 11.3: Abbildung 11.4: Abbildung III. l: Abbildung III.2: Abbildung 111.3: Abbildung III.4: Abbildung III.5: Abbildung III.6: Abbildung III.7: Abbildung III.8: Abbildung IV.l: Abbildung IV.2: Klassifikation der Betriebe nach ihrer Beschäftigungsveränderung · Grundlegende Kenngrößen einer Komponentenzerlegung der Arbeitsplatzdynamik am Beispiel einer rückläufigen Gesamtbeschäftigung Überblick über das Kenngrößensystem der Job-Tumover- Analyse der Arbeitsplatzdynamik Basismodell einer Worker-Flow-Analyse Jährliche Veränderungsraten der Beschäftigung in%, badenwürttembergische Industrie, 1980-1999 Jährliche Veränderungsraten der Zahl der Industriebetriebe in %, baden-württembergische Industrie, 1980-1999 Jährliche Veränderungsraten der Beschäftigung durch Expansion und Schrumpfung in bestehenden Betrieben bzw. durch neu auftretende und wegfallende Betriebe, badenwürttembergische Industrie, 1980-1999 Brutto-Job-Flows der Arbeitsplatzdynamik in der badenwürttembergischen Industrie, 1980-1999 Anteile an den Betriebstypen in der baden-württembergischen Industrie, 1980-1999 Ungewichtete Verteilung betrieblicher Wachstumsraten, badenwürttembergische Gesamtindustrie, gepoolte Werte, 1980-1999 Zeitliche Entwicklung der relativen Konzentration der Arbeitsplatzschaffung und des Arbeitsplatzabbaus, baden-württem- bergischen Industrie, 1980-1999 Verteilung der zweijährigen Persistenzraten der betrieblichen Jobschaffung am Beispiel der von 1980 auf 1981 neu geschaffenen Arbeitsplätze Zeitliche Entwicklung von Arbeitsplatzschaffung und Arbeitsplatzabbau in der baden-württembergischen Gesamtindustrie, 1980-1999 Linearer Zusammenhang zwischen Netto- und Bruttoströmen 19 21 23 31 36 36 40 41 41 52 54 59 81 87 XV Abbildung IV.3: Nichtlinearer Zusammenhang zwischen Netto- und Bruttoströmen 87 Abbildung IV.4: Zusammenhang zwischen der Veränderung der Beschäftigung und den Job-Flows, baden-württembergische Gesamtindustrie, 1980-1999 89 Abbildung IV.5: Zusammenhang zwischen der durchschnittlichen jährlichen Beschäftigungsveränderung einer Branche und dem Streuungsverhältnis der Job-Flows, Zweisteller der SYPRO, 1980-1994 92 Abbildung IV.6: Zusammenhang zwischen der durchschnittlichen Betriebsgröße einer Branche und dem Streuungsverhältnis der Job-Flows, Zweisteller der SYPRO, 1980-1994 93 Abbildung V.l: Entwicklung der Beschäftigungsstruktur in der badenwürttembergischen Industrie, 1980-1999, Kategorisierung nach Durchschnittsbeschäftigung 109 Abbildung V.2: Entwicklung der Betriebsstruktur in der badenwürttembergischen Industrie, 1980-1999, Kategorisierung nach Durchschnittsbeschäftigung 109 Abbildung V .3: Zeitliche Entwicklung der durchschnittlichen Betriebsgröße in der baden-württembergischen Industrie, 1980-1999, 1980 = 100% 110 Abbildung V.4: Jahresdurchschnittliche Veränderungsraten der Beschäftigung in Betrieben unterschiedlicher Größe, 1980-1999 111 Abbildung V.5: Jahresdurchschnittliche Komponenten der Arbeitsplatzschaffung und des Arbeitsplatzabbaus in Betrieben unterschiedlieber Größe, 1980-1999, Kategorisierung nach Basisjahrbeschäftigung 113 Abbildung V.6: Jahresdurchschnittliche Komponenten der Arbeitsplatzschaffung und des Arbeitsplatzabbaus in Betrieben unterschiedlieber Größe, 1980-1999, Kategorisierung nach Durchschnittsbeschäftigung 113 Abbildung V. 7: Persistenzraten neu geschaffener Arbeitsplätze in Betrieben unterschiedlicher Größe, Jahresdurchschnittswerte, 1995-1999 117 Abbildung V.8: Entwicklung der Zahl der Betriebe in Kohorten von Betrieben unterschiedlicher Größe am Beispiel der Kohorten des Jahres 1980 119 XVI Abbildung V.9: Entwicklung der Gesamtbeschäftigung in Kohorten von Betrieben unterschiedlicher Größe am Beispiel der Kohorten des Jahres 1980 120 Abbildung V.10: Jobschaffung und Jobabbau nach Betriebsalter, Jahresdurchschnittswerte, 1981-1994 125 Abbildung VI. l: Brutto-Job-Flows auf dem baden-württembergischen Industriearbeitsmarkt nach Branchen, Jahresdurchschnittswerte, Zweisteller der WZ 93, 1995-1999 137 Abbildung VI.2: Jobschaffung und Jobabbau in den Branchen der badenwürttembergischen Industrie, Jahresdurchschnittswerte, Zweisteller der WZ 93, 1995-1999 141 Abbildung VII. l: Boxplots für die Verteilungen der jährlichen Veränderungsraten der Beschäftigung nach Technologieorientierung, badenwürttembergische Gesamtindustrie, 1980-1999 159 Abbildung VII.2: Betriebsgrößenstruktur in Betrieben unterschiedlicher Technologieorientierung, Kerndichteschätzung, Epanechnikov-Kem, Abschneidegrenze 100 Beschäftigte, 1999 163 Abbildung VIII.!: Beschäftigungsveränderung durch bereits bestehende Betriebe bzw. neu auftretende und wegfallende Betriebe in den Kreisen Baden-Württembergs, Jahresdurchschnittswerte, 1980-1999, Größe der Darstellung nach Beschäftigungsanteil des Kreises 177 Abbildung VIII.2: Arbeitsplatzschaffung und Arbeitsplatzabbau in den Kreisen Baden-Württembergs, Jahresdurchschnittswerte, 1980-1999, Größe der Darstellung nach Beschäftigungsanteil des Kreises 180 Abbildung VIII.3: Arbeitsplatzschaffung und Arbeitsplatzabbau in den Regionen Baden-Württembergs, Jahresdurchschnittswerte, 1980-1999 181 Abbildung VIII.4: Gegenüberstellung der jährlichen Korrelationskoeffizienten zwischen der Excess-Job-Tumover-Rate mit der Beschäftigungsveränderung auf Kreisebene und der Entwicklung der Gesamtbeschäftigung, 1980-1999 183 Abbildung VIIl.5: Gegenüberstellung der jährlichen Korrelationskoeffizienten zwischen der Excess-Job-Tumover-Rate mit der Beschäftigungsveränderung und der Entwicklung der industriellen Gesamtbeschäftigung, Ergebnisse der Studie von Brixy, Ostdeutschland, 1991-1996, S. 22 und 68 184 Abbildung VIII.6: Betriebliche Heterogenität und Veränderungsrate der industriellen Beschäftigung in den Kreisen Baden-Württembergs, Jahresdurchschnittswerte, 1980-1999, Größe der Darstellung nach Beschäftigungsanteil des Kreises 184 XVII Abbildwig IX.l: Kerndichteschätzung der Betriebsgrößenverteilwig in ausgewählten Jahren von 1980 bis 1999 195 Abbildwig X.la: Beschäftigwigswachsturn wid Betriebsgröße, Ergebnisse einer Nadaraya-Watson-Regression, 1980-1999, Epanechnikov-Kem, Bandbreite 1 224 Abbildwig X.1 b: Beschäftigwigswachsturn wid Betriebsgröße, Ergebnisse einer Nadaraya-Watson-Regression, 1980-1999, Epanechnikov-Kem, Bandbreite 0.5 224 Abbildwig X.lc: Beschäftigwigswachsturn wid Betriebsgröße, Ergebnisse einer Nadaraya-Watson-Regression, 1980-1999, Epanechnikov-Kem, Bandbreite 0.2 225 Abbildwig X.2a: Beschäftigwigswachsturn wid Betriebsalter, Ergebnisse einer Nadaraya-Watson-Regression, 1983-1994, alle Neugründwigen zwischen 1981 wid 1994, Epanechnikov-Kem, Bandbreite 0.8 225 Abbildwig X.2b: Beschäftigwigswachsturn wid Betriebsalter, Ergebnisse einer Nadaraya-Watson-Regression, 1983-1994, alle Neugründwigen zwischen 1981 wid 1994, Epanechnikov-Kem, Bandbreite 0.4 226 Abbildwig X.2c: Beschäftigwigswachsturn wid Betriebsalter, Ergebnisse einer Nadaraya-Watson-Regression, 1983-1994, alle Neugründwigen zwischen 1981 wid 1994, Epanechnikov-Kem, Bandbreite 0.2 226 Abbildwig Xl. l: Gründwigswid Schließwigsraten in den Branchen der badenwürttembergischen Industrie, Betriebe mit weniger als 50 Beschäftigten, Jahresdurchschnittswerte, Zweisteller der WZ 93, 1995-1999, Größe der Darstellwig proportional zur Zahl der Betriebe 261 Abbildwig Xl.2: Gründwigswid Schließwigsintensitäten in den Branchen der baden-württembergischen Industrie, Betriebe mit weniger als 50 Beschäftigten, Jahresdurchschnittswerte, Zweisteller der WZ 93, 1995-1999, Größe der Darstellwig proportional zur Beschäftigwig 262 Abbildwig Xll. l: Zeitliche Entwicklwig der Überlebensraten von Neugründwigen mit weniger als 50 Beschäftigten, Kohorten 1981-1984 280 Abbildwig XIl.2: Zeitliche Entwicklwig der durchschnittlichen Hazardraten in Gründwigen witerschiedlicher Größe, Kohorten 1981-1984 281 Abbildwig Xll.3: Zeitliche Entwicklwig der Beschäftigwig der Gründwigskohorten, Gründwigen mit weniger als 50 Beschäftigten, Kohorten 1981-1984 282 Abbildung XII.4: Abbildung XII.5: Abbildung Xll.6: Abbildung XII. 7: Abbildung XII.8: XVIII Kaplan-Meier-Schätzung der Survivorfunktionen für Betriebe unterschiedlicher Grilndungsgröße, Grilndungen 1981-1984 mit weniger als 50 Beschäftigten Kaplan-Meier-Schätzung der Survivorfunktionen für Betriebe nach Branchenkonzentration, Grilndungen 1981-1984 mit weniger als 50 Beschäftigten Kaplan-Meier-Schätzung der Survivorfunktionen für Betriebe in Stadt- und Landkreisen, Grilndungen 1981-1984 mit weniger als 50 Beschäftigten Geschätzte Hazardfunktionen auf der Grundlage eines parametrischen AFT-Gamma-Modells und eines Lognormal- Modells Zeitliche Entwicklung der geschätzten Grundhazardraten, gruppiertes Prentice-Gloeckler-Verweildauermodell 303 305 306 319 322 Tabellenverzeichnis Tabelle I.1: Tabelle 1.2: Tabelle 1.3: Tabelle Ill.1: Tabelle Ill.2: Tabelle Ill.3: Tabelle Ill.4: Tabelle Ill.5: Tabelle Ill.6: Tabelle Ill.7: Tabelle 111.8: Tabelle Ill.9: Tabelle III.l 0: Tabelle 111.11 : Tabelle III.12: XIX Betriebsspezifische Variablen im Paneldatensatz Branchenspezifische Variablen auf Zweistellerebene auf der Grundlage der amtlichen Industrieberichterstattung Ergänzende regionale und konjunkturelle Variablen Zahl der Betriebe und Gesamtbeschäftigung in der badenwürttembergischen Industrie, 1980-1999 Brutto-Job-Flows in der baden-württembergischen Industrie, 1980-1999 Grundlegende Kenngrößen jährlicher Job-Tumover-Analysen, baden-württembergische Gesamtindustrie, 1980-1999 Betriebstypen nach der betrieblichen Beschäftigungsentwicklung in der baden-württembergischen Industrie, 1980-1999 Ergebnisse von Job-Tumover-Analysen für das Verarbeitende Gewerbe anderer Bundesländer, Jahresdurchschnittswerte Ergebnisse ausgewählter Job-Tumover-Analysen für den industriellen Sektor in anderen Ländern, Jahresdurchschnittswerte Relative Konzentration der Jobschaffung und des Jobabbaus in der baden-württembergischen Industrie, 1980-1999 Korrelation der zeitlichen Entwicklung der Konzentration von Jobschaffung und Jobabbau, Korrelationskoeffizienten von Pearson-Bravais, P-Werte in Klammem, 1980-1999 Konjunkturabhängigkeit der Konzentration von Jobschaffung und Jobabbau, Korrelationskoefftzienten von Pearson-Bravais, P-Werte in Klammem, 1980-1999 Ein- und zweijährige Persistenzraten der Jobschaffung und des Jobabbaus, baden-württembergische Gesamtindustrie, 1980- 1994 Zur Persistenz von Jobschaffung und Jobabbau auf Betriebsebene -Übersicht über die Ergebnisse ausgewählter Studien Konjunkturabhängigkeit der Persistenzraten, Korrelationskoeffizienten von Pearson-Bravais, baden-württembergische Industrie, P-Werte in Klammem, 1980-1994 7 8 9 37 38 39 42 43 44 53 55 55 61 62 65 XX Tabelle IIl.13: Konjunkturabhängigkeit der Persistenzraten, Ergebnisse einer OLS-Regression mit Newey-West-Standardfehlem, badenwürttembergische Gesamtindustrie, 1980-1994 66 Tabelle IV.l: Überblick über ausgewählte Studien zum Verhalten der Job- Flows im Konjunkturzyklus 77 Tabelle IV.2: Konjunkturabhängigkeit von Jobschaffung und Jobabbau in der baden-württembergischen Industrie, 1980-1999, Ergebnisse von OLS-Regressionen mit Newey-West-Standardfehlem, P-Werte in Klammem 80 Tabelle IV.3: Konjunkturabhängigkeit der Komponenten der Jobschaffung und des Jobabbaus, Ergebnisse von OLS-Regressionen mit Newey-West-Standardfehlem, P-Werte in Klammem 81 Tabelle IV.4: Vergleich des zyklischen Verhaltens von Arbeitsplatzschaffung und -abbau in Baden-Württemberg, Gesamtindustrie, 1980- 1999 82 Tabelle IV.5: Das Verhalten der Job-Flows im Konjunkturzyklus auf Zweisteilerebene der SYPRO, 1980-1994 85 Tabelle IV.6: Nichtlinearitäten im Zusammenhang zwischen den Brutto- und den Netto-Job-Flows -Ergebnisse einer OLS-Regression mit Newey-West-Standardfehlem, 1980-1999, P-Werte in Klammem 88 Tabelle IV.7: Varianzrelation von Arbeitsplatzabbau und -schaffung und Beschäftigungswachstum in Baden-Württemberg, Gesamtindustrie, 1980-1999 89 Tabelle IV.8: Varianzrelation von Arbeitsplatzabbau und -schaffung und Betriebsgröße in der baden-württembergischen Industrie, 1980- 1999 90 Tabelle IV.9: OLS-Regressionen für das Verhältnis der Standardabweichungen von Arbeitsplatzabbau und Arbeitsplatzschaffung, Zweisteller der SYPRO, 1980-1994, White-heteroskedas- tizitätskonsistente Standardfehler, P-Werte in Klammem 92 Tabelle IV.10: Robuste Regressionen für das Verhältnis der Standardabweichungen von Arbeitsplatzabbau und Arbeitsplatzschaffung, Zweisteller der SYPRO, 1980-1994, P-Werte in Klammem 93 Tabelle IV.11: Medianregressionen für das Verhältnis der Standardabweichungen von Arbeitsplatzabbau und Arbeitsplatzschaffung, Zweisteller der SYPRO, 1980-1994, P-Werte in Klammem 94 XXI Tabelle V.la/b: Zum Ausmaß der Problematik der Größenklassenwechsel, Anteile an den jeweils in beiden Perioden bestehenden Betrieben in %, Jahresdurchschnittswerte, 1980-1999 105 Tabelle V.2: Zum Ausmaß der Problematik transitorischer Größenklassenwechsel am Beispiel der Perioden 1980-1982 und 1990-1992 107 Tabelle V.3: Betriebs- und Beschäftigungsstruktur der badenwürttembergischen Industrie, Durchschnittswerte, 1980-1999, Kategorisierung nach Durchschnittsbeschäftigung 108 Tabelle V.4: Ergebnisse einer größenklassenabhängigen Job-Turnover- Analyse der Arbeitsplatzdynamik, Jahresdurchschnittswerte, 1980-1999 112 Tabelle V.5: Anteile an der Arbeitsplatzschaffung und am Arbeitsplatzabbau nach Betriebsgröße, Durchschnittswerte, 1980-1999, Kategorisierung nach Durchschnittsbeschäftigung 114 Tabelle V.6: Ergebnisse einer größenklassenabhängigen Job-Turnover- Analyse für einzelne Zeiträume, Jahresdurchschnittswerte, Kategorisierung nach Basisjahr- und Durchschnittsbeschäftigung 115 Tabelle V.7: Persistenzraten der Jobschaffung in unterschiedlichen Betriebsgrößenklassen,Jahresdurchschnittswerte 117 Tabelle V. 8: Mittelfristige kumulierte Beschäftigungsveränderungen nach Größenklassen, Kategorisierung nach Durchschnittsbeschäftigung in Anfangs- und Endperiode 118 Tabelle V. 9: Zusammenhang zwischen Betriebsalter und Betriebsgröße am Beispiel von 1994, alle neu auftretenden Betriebe seit 1981 124 Tabelle V.10: Job-Turnover-Analyse der Arbeitsplatzdynamik nach Betriebsalter, Jahresdurchschnittswerte für den Zeitraum 1981 bis 1994, alle im Zeitraum von 1981 bis 1990 neu aufgetretenen Industriebetriebe 124 Tabelle Vl.1 : Betriebs- und Beschäftigungsstruktur in der badenwürttembergischen Industrie nach Branchen, Jahresdurchschnittswerte, 1995-1999, Zweisteller der WZ 93 133 Tabelle Vl.2: Ergebnisse einer branchenspezifischen Job-Turnover-Analyse der Arbeitsplatzdynamik auf Zweistellerebene der WZ 93, Jahresdurchschnittswerte, 1995-1999 136 XXII Tabelle Vl.3: Korrelation zwischen Arbeitsplatzschaffung und Arbeitsplatt.abbau im industriellen Querschnitt des Verarbeitenden Gewerbes, Jahresdurchschnittswerte, 1980- 1994 und 1995-1999, P-Werte in Klammem 139 Tabelle VIA: Operationalisierung möglicher Determinanten branchenspezifischer Job-Flows 144 Tabelle Vl.5: Branchenspezifische Determinanten der Jobschaffung in der baden-württembergischen Industrie, 1980-1994, Ergebnisse von FGLS-Panelschätzungen mit AR(l )-Prozess und gruppenspezifischer Heteroskedastizität, P-Werte in Klammem 147 Tabelle VI.6: Branchenspezifische Determinanten des Jobabbaus in der baden-württembergischen Industrie, 1980-1994, Ergebnisse von FGLS-Panelschätzungen mit AR(l)-Prozess und gruppenspezifischer Heteroskedastizität, P-Werte in Klammem 148 Tabelle Vl.7: Branchenspezifische Determinanten der Heterogenität in der baden-württembergischen Industrie, 1980-1994, Ergebnisse von FGLS-Panelschätzungen mit AR(l )-Prozess und gruppenspezifischer Heteroskedastizität, P-Werte in Klammem 150 Tabelle VIl.l: NIW-1S1-Liste forschungsintensiver Industriezweige, SYPRO 156 Tabelle VIl.2: NIW-1S1-Liste forschungsintensiver Industriezweige, WZ 93 157 Tabelle VIl.3: Betriebs- und Beschäftigungsstruktur baden-württembergischer Industriebetriebe nach Technologieintensität, Jahresdurchschnittswerte, 1980-1999 158 Tabelle VII.4: Kenngrößen einer technologieorientierten Job-Tumover- Analyse der Arbeitsplatzdynamik, Jahresdurchschnittswerte, 1980-1999 160 Tabelle VILS: Kenngrößen einer technologieorientierten Job-Tumover- Analyse der Arbeitsplatzdynamik, Jahresdurchschnittswerte für 1980-1994und 1995-1999 161 Tabelle VII.6: Jahresdurchschnittliche Anteile an der Arbeitsplatzschaffung und am Arbeitsplatt.abbau in der baden-württembergischen Industrie, 1980-1999 162 Tabelle VIl.7: Technologieintensität und Jobschaffung, Ergebnisse von FGLS- Panelregressionen mit fixen Technologieeffekten, AR(l)- Prozess und gruppenspezifischer Heteroskedastizität, 1980- 1999, P-Werte in Klammem 165 O"JT,NEC O"EJT,NEC O"JC,JD <I> 7t~t 1, r R2 p Pue S(t) Wi,t • •• XXIX Veränderungsrate der Beschäftigung in der Periode [t-1, t] Veränderungsrate der Beschäftigung in bereits bestehenden Betrieben in der Periode [t-1, t] Veränderungsrate der Beschäftigung in neu auftretenden und wegfallenden Betrieben in der Periode [t-1, t] Zahl der zum Zeitpunkt t j existierenden Betriebe Variationskoeffizient der Rate der Jobschaffung Variationskoeffizient der Rate des Jobabbaus Kovarianz zwischen der Job-Tumover-Rate und der Veränderungsrate der Beschäftigung Kovarianz zwischen der Excess-Job-Tumover-Rate und der Veränderungsrate der Beschäftigung Kovarianz zwischen der Rate der Jobschaffung und des Jobabbaus Dichtefunktion der Standardnormalverteilung Verteilungsfunktion der Standardnormalverteilung Profiterwartungen in Branche i und Periode t nach Markteintritt Korrelationskoeffizient von Pearson-Bravais Bestimmtheitsmaß Autokorrelationskoeffizient Korrelationskoeffizient zwischen den Störvariablen der Selektions- und der Regressionsgleichung im Rahmen bivariater Tobit-Regressionen Survivorfunktion Standardabweichung der Rate der Jobschaffung Standardabweichung der Rate des Jobabbaus Varianz der Rate der Jobschaffung Varianz der Rate des Jobabbaus Parameter der Garnmaverteilung Turbulenzindikator in der Periode [t-1, t] Anteil der Durchschnittsbeschäftigung des Betriebes i in der Periode [t-1, t] an der durchschnittlichen Gesamtbeschäftigung Vektor von Regressorvariablen signifikant von Null verschieden bei 5%-Signifikanzniveau signifikant von Null verschieden bei l %-Signifikanzniveau XXX Abkünungsveneichnis Abkünung AFT a.n.g. AIC AR(l) BIP c.p. EBU FGLS FuE IRLS KMU LK LR-Test MES NIW OLS PH SK SYPRO WZ93 ZEW Erliuterung Accelerated-Failure-Time anderweitig nicht genannt Akaike-Informationskriterium Autoregressiver Prozess erster Ordnung Bruttoinlandsprodukt ceteris paribus Einbetriebsunternehmen Feasible-Generalized-Least-Squares Forschung und Entwicklung Iteratively-Reweighted-Least-Squares Kleine und mittlere Unternehmen Landkreis Likelihood-Ratio-Test Minimum-Efficient-Scale Niedersächsisches Institut für Wirtschaftsforschung Ordinary-Least-Squares Proportional-Ha7.al'ds Stadtkreis Systematik der Wirtschaftszweige, Fassung für die Statistik im Produzierenden Gewerbe Klassifikation der Wirtschaftszweige, Ausgabe 1993 Zentrum für Europäische Wirtschaftsforschung I. Einführung 1. Problemstellung und Gang der Untenuchung "Tue only way to detennine how weil small (or any other kind of) business is doing is to follow individual companies over time from some known starting point."1 Die vorliegende Arbeit ist die erste Studie für die baden-württembergische Industrie2, in der für eine Untersuchung betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen amtliche Mikrodaten herangezogen werden. Sie entstand im Rahmen eines Kooperationsprojektes des Lehrstuhls für Statistik und Ökonometrie der Universität Hohenheim mit dem Statistischen Landesamt Baden-Württemberg. Im Rahmen der Zusammenarbeit wurde dem Verfasser der Arbeit die Möglichkeit geboten, unter Wahrung des Statistikgeheimnisses amtliche Industriebetriebsdaten für eigene Analysezwecke zu nutzen.3 Auf der Grundlage zweier regelmäßiger Erhebungen der amtlichen Industriestatistik wurde für die baden-württembergische Industrie und die Jahre 1980 bis 1999 erstmals ein amtlicher Betriebspaneldatensatz aufgebaut, der eine eingehende Analyse betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen im jährlichen Querschnitt und im Längsschnitt erlaubt. Das Publikationsprogramm der amtlichen Statistik beschränkt sich bei der Darstellung der Beschäftigungsentwicklung in der baden-württembergischen Industrie weitgehend auf aggregierte Angaben über die Gesamtbeschäftigung und ihre Veränderung im Zeitablauf. Ergänzend wird zum Beispiel nach unterschiedlichen Wirtschaftszweigen, Regionen oder Betriebsgrößenklassen unterschieden. Dieser hohe Aggregationsgrad der Betrachtungen ist für viele Fragestellungen zweckmäßig und notwendig. Gleichzeitig besteht jedoch die Gefahr, dass der mit der Aggregation verbundene Informationsverlust erheblich ist und eine sinnvolle Interpretation der aggregierten Informationen erschwert oder sogar unmöglich wird. Die vorliegende Arbeit verfolgt daher das Ziel, die aggregierten Betrachtungen der amtlichen Statistik durch eine fundierte empirische Analyse der Beschäftigungsveränderungen auf der einzelbetrieblichen Ebene zu ergänzen. Birch/MacCracken {1983), S. 3. Verarbeitendes Gewerbe einschließlich Bergbau und Gewinnung von Steinen und Erden. Eine detaillierte Beschreibung der organisatorischen Umsetzung des Kooperationsprojektes in Baden- WUrttemberg kann in Strotmann (1999) nachgelesen werden. Die Idee für das baden-wUrttembergische Projekt entstand am Rande eines Kolloquiums im Statistischen Bundesamt Ende 1996, bei dem über eine llhnliche Form der Zusammenarbeit in Niedersachsen informiert wurde. Eine Beschreibung des niedersächsischen Pilotprojektes findet man z.B. in Wagner (1994c, 1994d, 1997, 1999c) oder auch Gerlach/Wagner (1997). 2 Teil 1 der vorliegenden Arbeit nützt zunächst die Panelstruktur des Datensatzes, um im Rahmen einer deskriptiven Job-Turnover-Analyse der Arbeitsplatzdynamik einen Blick hinter die Kulissen der aggregierten Beschäftigungsveränderungen zu werfen. Nach einer Vorstellung der Methodik der Job-Turnover-Analyse in Kapitel II, widmet sich Kapitel III einer detaillierten Untersuchung des Ausmaßes und der Struktur der betrieblichen Beschäftigungsveränderungen in der baden-württembergischen Industrie, die sich hinter der aggregierten Entwicklung verbergen. In diesem Zusammenhang wird auch die Konzentration der Jobschaffung und des Jobabbaus beleuchtet sowie durch Kohortenanalysen die Stabilität der auf Betriebsebene geschaffenen und abgebauten Arbeitsplätze untersucht. Kapitel IV wendet sich dann einer Analyse des Verhaltens der betrieblichen Jobschaffung und des Jobabbaus im Konjunkturverlauf zu. Dabei wird argumentiert, dass die in der Literatur bereits als stilisiertes Faktum bezeichnete Varianzasymmetrie von Jobschaffung und Jobabbau entscheidend auf einer Fokussierung bisheriger Forschungsarbeiten auf den industriellen Sektor beruhen könnte. Dieses Ergebnis hat wichtige Implikationen für eine Beurteilung neuerer konjunkturtheoretischer Erklärungsansätze, die sich gerade auch einer Erklärung des asymmetrischen Verhaltens widmen. Als zentrales Ergebnis in Teil 1 der Arbeit kann festgehalten werden, dass der badenwürttembergische Industriearbeitsmarkt in allen Phasen des Konjunkturzyklus durch ein gleichzeitiges Nebeneinander von wachsenden, schrumpfenden, schließenden und neu auftretenden Betrieben gekennzeichnet ist. Diese ausgeprägte Heterogenität betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen widerspricht der Vorstellung von einem statischen und trägen Arbeitsmarkt, wie sie häufig vor dem Hintergrund stagnierender Arbeitslosenzahlen und einer im Aggregat rückläufigen Gesamtbeschäftigung vertreten wird. Teil 2 der Arbeit begibt sich daher im Rahmen disaggregierter Job-Turnover-Analysen der Arbeitsplatzdynamik auf die Suche nach möglichen Ursachen für diese Unterschiedlichkeit betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen. Als mögliche Ansatzpunkte filr eine Ursachenforschung werden dabei ausgewählte Gruppierungskriterien herangezogen, die in der wirtschaftspolitischen Diskussion besondere Beachtung finden. Kapitel V diskutiert im Rahmen einer größenklassenabhängigen Komponentenanalyse der Arbeitsplatzdynamik, ob kleine und mittlere Industriebetriebe in den Jahren 1980 bis 1999 in Baden-Württemberg ihrem Ruf als herausragender Motor des Beschäftigungswachstums tatsächlich gerecht werden konnten. Gerade der Aufbau eines Betriebspaneldatensatzes ermöglicht es im Gegensatz zu zahlreichen bisherigen Untersuchungen auf der Ebene aggregierter Beschäftigungsangaben, nicht nur den Impulseffekt einer Jobschaffung zu betrachten, sondern auf betrieblicher Ebene auch die Stabilität der geschaffenen Arbeitsplätze im Zeitablauf zu verfolgen. Kapitel VI wendet sich einer branchenspezifischen Analyse des Ausmaßes der Jobschaffung und des Jobabbaus zu. Da hinsichtlich des relativen Ausmaßes der Jobschaffung und des Jobabbaus und somit der Heterogenität betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen in einer Industrie durchaus systematische und im Zeitablauf stabile Unterschiede festgestellt werden können, wird auch der Versuch unternommen, bestehende Unterschiede in der branchenspezifischen Arbeitsplatzdynamik durch industrielle Charakteristika zu erklären. Kapitel VII vergleicht die betriebliche Jobschaffung und den betrieblichen Jobabbau in Betrieben unterschiedlicher Technologieorientierung und zeigt dabei auch in besonderem Maße die Probleme einer disaggregierten Komponentenanalyse auf, wenn Struktureffekte zwischen den betrachteten Gruppen die Ergebnisse systematisch überlagern und zu falschen Schlussfolgerungen verleiten. Die Analyse "sektoraler" Ursachen für die Heterogenität betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen in Teil 2 der Arbeit wird abgerundet durch eine regionale Analyse der Arbeitsplatzdynamik in der baden-württembergischen Industrie auf Regions- und Kreisebene in Kapitel VIII. Ausgehend von der Erkenntnis, dass eine gruppierte Betrachtung betrieblicher Beschäftigungsentwicklung zwar systematische Unterschiede im Ausmaß der Jobschaffung und des Jobabbaus nach Größenklassen, Branchen, Technologieorientierung oder regionalem Standort erkennen lässt, dabei jedoch nicht in der Lage ist, der Heterogenität betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen in himeichendem Maße gerecht zu werden, begibt sich Teil 3 der Arbeit dann endgültig auf die Ebene betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen und widmet sich einer ökonometrischen Analyse möglicher Determinanten des betriebsindividuellen Beschäftigungswachstums. Kapitel IX überprüft dabei zunächst für die baden-württembergische Industrie und erstmals mit amtlichen Betriebsdaten Gibrats These von der Unabhängigkeit von Betriebsgröße und Beschäftigungswachstum, nach welcher das betriebliche Beschäftigungswachstum einem stochastischen Prozess folgt und somit letztlich der Zufall als wesentliche Determinante des Wachstums bezeichnet werden kann. Ausgehend von einer signifikanten Ablehnung des Gesetzes von Gibrat begibt sich Kapitel X dann im Rahmen bivariater Tobit-Regressionen und panelökonometrischer Analysen auf die Suche nach systematischen Erfolgsfaktoren des betrieblichen Beschäftigungswachstums, 4 wobei neben betriebsindividuellen Determinanten wie der Größe, dem Betriebsalter oder dem Betriebstyp insbesondere branchenspezifische, aber auch regionale Einflüsse berücksichtigt werden. Während sich die Teile 1 bis 3 der vorliegenden Arbeit regelmäßig mit der Arbeitsplatzschaffung und dem Arbeitsplatzabbau der Gesamtheit aller baden-württembergischen Industriebetriebe beschäftigen, stellt Teil 4 der Arbeit abschließend eine Analyse betrieblicher Neugründungen und Schließungen in den Vordergrund. Obwohl auf der Grundlage der amtlichen Industriedaten eine zweifelsfreie Identifikation tatsächlicher Neugründungen und tatsächlicher Schließungen im Einzelfall nicht möglich ist, können die Daten der amtlichen Industrieberichterstattung verwendet werden, um die Bedeutung von Gründungen und Schließungen in der baden-württembergischen Industrie zu beleuchten. Kapitel XI setzt sich zunächst mit dem Marktein- und -austritt auseinander und überprüft für die baden-württembergische Industrie die Gültigkeit einiger stilisierter Fakten der industrieökonomischen Gründungsforschung. Ein Versuch einer ökonometrischen Erklärung industri- eller Unterschiede im Ausmaß des Gründungsaufkommens durch branchenspezifische Charakteristika rundet die Analyse des Markteintritts von Betrieben ab. Kapitel XII widmet sich dann einer Untersuchung möglicher Determinanten des Überlebens von Neugründungen in der Folgezeit der Gründung. In Ergänzung zu zahlreichen bisher veröffentlichten Analysen wird das Überleben der Betriebsgründungen dabei nicht nur im Rahmen parametrischer und semiparametrischer Verweildauermodelle analysiert, sondern ergänzend die Möglichkeit unbeobachteter Heterogenität berücksichtigt. Weiterhin findet ein gruppiertes Verweildauermodell Verwendung, um die Analyseergebnisse auch gegen das bei jährlichen Analysen typische Vorliegen von Bindungen abzusichern. Eine Zusammenfassung der zentralen Analyseergebnisse der vorliegenden Studie, einige Anmerkungen zu wirtschaftspolitischen Implikationen sowie ein Ausblick auf mögliche Ansatzpunkte für ergänzende Forschung runden in Kapitel XIII die vorliegende Arbeit ab. Der folgende Abschnitt 1.2 wendet sich zunächst einer Beschreibung der Datenbasis sowie einem kurzen Überblick über die wichtigsten im Rahmen der Arbeit verwendeten Variablen zu. 5 2. Zur Konstruktion der Datenbasis Zwei regelmäßige Erhebungen der amtlichen Industriestatistik liegen der vorliegenden Arbeit zugrunde. Baden-württembergische Industrie- und Handwerksbetriebe, die selbst über mindestens 20 Beschäftigte verfügen oder einem Unternehmen angehören, das über mindestens 20 Beschäftigte verfügt, werden monatlich im Rahmen des "Monatsberichts für Betriebe im Verarbeitenden Gewerbe sowie Bergbau und Gewinnung von Steinen und Erden" erfasst. Alle übrigen industriellen Kleinbetriebe sind einmal jährlich in der im September durchgeführten "Erhebung für industrielle Kleinbetriebe im Verarbeitenden Gewerbe sowie Bergbau und Gewinnung von Steinen und Erden" zur Meldung an das Statistische Landesamt verpflichtet. Zu beachten ist dabei, dass der Berichtskreis der Kleinbetriebserhebung im Gegensatz zu den Monatsberichten keine Handwerksbetriebe enthält, so dass Handwerksbetriebe, die nicht in den Monatserhebungen erfasst werden, keinen Eingang in das Panel finden. Für die folgenden Auswertungen stehen amtliche Industriedaten der Jahre 1980 bis 1999 zur Verfügung. Dieser relativ lange Zeitraum ermöglicht, dass eine inhaltliche Auswertung sich nicht nur auf Querschnittsanalysen beschränken muss, sondern auch und gerade zeitliche Entwicklungen der Beschäftigung auf Betriebsebene abgebildet werden können. Drei "Brüche" in der Zusammensetzung des Berichtskreises der amtlichen Industriestatistik müssen beachtet werden: Im Zuge der Arbeitsstättenzählung des Jahres 1987 erfolgte 1989 eine Anpassung des Berichtskreises, bei der mehr als 2500 Betriebe in den Berichtskreis aufgenommen wurden.4 Da für das Jahr 1989 nur der bereits korrigierte Berichtskreis verfügbar ist, wird ein möglicher Einfluss der Periode 1988/89 auf die Analyseergebnisse dadurch ausgeschlossen, dass bei der Berechnung jahresdurchschnittlicher Veränderungen und Ergebnisse regelmäßig auf eine Einbeziehung der Periode 1988/89 verzichtet wird. Eine Handwerkszählung führte 1997 zu einer weiteren Aktualisierung des Berichtskreises, die jedoch für die vorliegende Studie kein Problem darstellt, da für das Jahr 1997 sowohl der alte als auch der neue Berichtskreis verfügbar sind. Ein dritter Bruch im Berichtskreis entstand durch die Tatsache, dass 1995 eine Änderung der Wirtschaftszweigsystematik von der "Systematik der Wirtschaftszweige, Fassung für die Statistik im Produzierenden Gewerbe" (kurz: SYPRO) auf die "Klassifikation der Wirtschaftszweige, Ausgabe 1993" (kurz: WZ 93) erfolgte, die mit erheblichen Veränderungen in der Zusammensetzung des Industrieberichts- Vgl. dazu die ausführlichen Erläuterungen bei Steiger ( 1991 ). 6 kreises und insbesondere der einzelnen Branchen verbunden war.5 Auf die Einbeziehung der Analyseperiode 1994/95 muss daher verzichtet werden. Branchenspezifische Analysen beschränken sich im weiteren Verlauf der Arbeit entweder auf den Zeitraum 1980 bis 1994 auf der Grundlage der SYPRO oder auf den Zeitraum 1995 bis 1999 anhand der WZ 93. Da sämtliche Auswertungen der vorliegenden Studie sich auf die Gesamtheit aller badenwürttembergischer Industriebetriebe beziehen und die Kleinbetriebserhebung nur jährlich erfolgt, wurden die Angaben der Monatsberichte für jedes Jahr zunächst zu Jahresdurchschnittswerten bzw. Jahressummen aggregiert und anschließend die Ergebnisse der industriellen Kleinbetriebserhebung zugespielt. Bei vereinzelten Betrieben, die bei der Aggregation beider Erhebungen doppelt auftraten, handelte es sich um Kleinbetriebe, die "dank" einer Septemberbeschäftigung im Vorjahr von mindestens 20 Beschäftigten im Folgejahr zunächst als Monatsmelder vorgesehen waren, dann aber glaubhaft machen konnten, in den anderen Vorjahresmonaten weniger als 20 Beschäftigte gehabt zu haben, und somit wieder in den Kreis der Jahresmelder entlassen wurden. Daher wurden jeweils die Angaben aus den Monatsberichten gelöscht. Dieser zunächst für jedes einzelne Jahr vorhandene Querschnitt der baden-württembergischen Gesamtindustrie wurde dann anhand der Betriebsnummern intertemporal verknüpft. Aufgrund der erwähnten einschneidenden Änderungen in der Klassifikation der Wirtschaftszweige und im Berichtskreis im Jahr 1995 wurden zwei Betriebspaneldatensätze aufgebaut, wobei der erste Datensatz den Zeitraum 1980 bis 1994 und der zweite Datensatz den Zeitraum 1995 bis 1999 umfasst. Aufgrund des Auftretens neuer Betriebe und des Ausscheidens von Betrieben handelt es sich dabei jeweils um ein "unbalanced panel". Dieser für die baden-württem- bergische Industrie erstmals erstellte Betriebspaneldatensatz verfügt zwar über relativ wenige Variablen, zeichnet sich jedoch durch eine sehr hohe Fallzahl sowie sehr verlässliche Daten aus und erlaubt neben Querschnitts- und aggregierten Längsschnittsanalysen auch die Analyse betriebsindividueller Beschäftigungsentwicklungen im Zeitablauf. Eine fundierte Beschreibung der wesentlichen Unterschiede zwischen der SYPRO und der WZ 93 findet man in Steiger ( I 997). 7 Tabelle 1.1: Betriebsspmfiscbe Variablen im Paneldatensatz Variable Erlluterung Betriebsnummer Identifikationsschlüssel Unternehmensnummer Identifikationsschlüssel Berichtsjahr 1980 bis 1999 definiert als: Betriebstyp 1: Einbetriebsunternehmen 0: Betrieb eines Mehrbetriebsunternehmens Kreis Disaggregation auf Kreis- und Regionsebene Wirtschaftszweig 1980-1994: SYPRO 1995-1999: WZ 93 Bei Monatsmeldern: Jahresdurchschnitt für die jeweiligen Monate mit Meldung Zahl der Beschäftigten Bei Jahresmeldern: Beschäftigung im Monat September Bei Monatsmeldern Summe der Monats- Jährlicher Gesamtumsatz (in 1000 DM) umsatze, bei Jahresmeldern das Zwölffache des Seotemberumsatzes Nur im Monatsbericht für Betriebe mit mindestens 20 Besch/Jfliaten verfüabar Jährlicher Auslandsumsatz (in 1000 DM) Jahressumme Zahl der geleisteten Arbeiterstunden Jahressumme (in 1000 Stunden) Bruttolohnsumme (in 1000 DM) Jahressumme Bruttogehattssumme (in 1000 DM) Jahressumme Tabelle 1.1 informiert zunächst über betriebsindividuelle Variablen, die unmittelbar auf der Grundlage der amtlichen Erhebungen Eingang in das Betriebspanel gefunden haben. Zur Unterscheidung von Einbetriebsunternehmen und Betrieben von Mehrbetriebsunternehmen wurde eine Dummy-Variable konstruiert, die für den Fall eines Einbetriebsunternehmens den Wert Eins annimmt. Die Zuordnung der Betriebe auf die Wirtschaftszweige erfolgte nach dem Schwerpunktprinzip. Trat bei Monatsmeldern innerhalb eines Jahres ein Wechsel des Tätigkeitsschwerpunktes auf, so wurde der Betrieb im Jahresdatensatz jeweils dem Viersteller der Wirtschaftszweigsystematik zugeschlagen, dem er die Mehrzahl der Monate angehörte, ansonsten der jeweils aktuellen Klassifikation. Mit der Variablen für den Kreis eines Betriebes und dem Betriebstyp wurde entsprechend verfahren. Um die Bedeutung branchenspezifischer Charakteristika für den betrieblichen Beschäftigungserfolg analysieren zu können, wurde auf der Grundlage der amtlichen Daten auf Zweisteilerebene der Wirtschaftszweigsystematiken auf jährlicher Basis für 1980 bis 1994 und 1995 bis 1999 jeweils ein Datensatz mit wichtigen Branchenvariablen erstellt (vgl. Tabelle 1.2): 8 Tabelle L2: Brancbenspezifiscbe Variablen auf Zweisteilerebene auf der Grundlage der amtlichen Industrieberichterstattung lnduatrlecharaktarlatlka Erlluterung Zweisteller der ldentifikationsvariable Wirtschaftszweinsvstematik Jahr ldentifikationsvariable Gesamtzahl der Betriebe mit Tätigkeitsschwerpunkt in Branchengröße der Branche Gesamtbeschäftigung der Branche Entwicklung der Nachfragebedingungen/ Jährliche Wachstumsrate des Branchenumsatzes Branchenwachstum Konzentration Herfindahl-lndex des Branchenumsatzes Durchschnittliche Zahl der Beschäftigten der größten Ausmaß der Skaleneffekte Betriebe, die 50% des Branchenumsatzes ausmachen 1Comanor-Wilson-Maßl 5 Exporlquote Anteil des Auslandsumsatzes in einer Branche am Gesamtumsatz Durchschnittliche Betriebsgröße in einer Branche Betriebsgrößenstruktur Beschäftigungsanteil der Betriebe mit weniger als 20 Beschäftinten an der Branchenbeschäftinunn Umsatzproduktivität Umsatz pro Beschäftigtem NIWnSI-Klassifikation forschungs- und entwicklungs- Technologieorientierung intensiver Industriezweige lvnl. ausführlich in Kanltel Vll.11 Als Indikator für die Konjunktur findet in der vorliegenden Arbeit die jährliche Wachstumsrate des realen Bruttoinlandsproduktes Verwendung, zur Berücksichtigung einer möglichen Rolle der regionalen Agglomeration wird auf die Typologisierung der Kreise in Stadtkreise, verdichtete Landkreise, teilweise verdichtete Landkreise sowie schwach verdichtete Landkreise zurückgegriffen (vgl. Tabelle 1.3). Im Rahmen der regionalen Job-Tumover- Analysen der Arbeitsplatzdynamik in Kapitel VIII wird außerdem auf regionale Strukturdaten aus dem Jahr 1995 zurückgegriffen, wie z.B. die Bevölkerungsdichte der Kreise oder den Beschäftigungsanteil der Industrie an der regionalen Beschäftigung, um eine mögliche Rolle regionaler Einflussfaktoren für die betriebliche Jobschaffung und den betrieblichen Jobabbau zu berücksichtigen. Vgl. Comanor/Wilson (1967). 15 wesentlichen Einfluss auf den Abstand der Beveridge-Kurve zum Koordinatenursprung und somit auf die Lage der Beveridge-Kurve hat. "Thus, in order to understand the labor market implications of movements in the Beveridge curve, we must first understand the Iabor market activities that give rise to the Beveridge curve." 7 Die Kenntnis des relativen Ausmaßes der Bruttobewegungen ist bei gegebener Veränderung der Gesamtbeschäftigung gerade dann von Interesse, wenn sich die neu geschaffenen Jobs systematisch von den abgebauten Jobs unterscheiden. Haltiwanger/Schuh (1999) heben die Bedeutung der Berücksichtigung der Zusammensetzung bestehender Arbeitsplätze für makroökonomische Betrachtungen hervor, da traditionelle Modelle der Makroökonomie häufig einen möglichen Einfluss derartiger "compositional effects" für die aggregierte Analyse nicht berücksichtigen. So gehen mit dem Abbau und der Schaffung von Jobs eine Zerstörung und Schaffung von Humankapital einher, die unabhängig von der resultierenden Veränderung der Beschäftigung wesentliche Implikationen für die Dauer und die Kosten der Arbeitslosigkeit haben können. Baily et al. (1992, 1996) und Olley/Pakes (1996) argumentieren, dass ein großer Teil der Produktivitätsgewinne in Branchen sich auf die Reallokation von Arbeitsplätzen zwischen produktiveren und weniger produktiven Betrieben zurückführen lässt. Insoweit ist der Umfang der Reallokationsprozesse eine wesentliche Determinante der sektoralen Produktivitätsentwicklung, deren Vernachlässigung zu signifikanten Fehleinschätzungen des aggregierten Produktivitätswachstums führen kann. Eine Analyse der Entwicklung der Job-Flows im Zeitablauf ist auch aus konjunkturtheoretischer Sicht interessant, da bisherige Job-Flow-Studien Zweifel am Erklärungsgehalt bestehender Konjunkturtheorien aufwarfen und daher zur Entwicklung neuer Theorien führten, welche die Existenz von Friktionen auf der Mikroebene bei der Reallokation von Arbeitern und Arbeitsplätzen betonen (vgl. dazu die Ausführungen in Kapitel IV). Bleakley/Fuhrer ( 1997), S. 3. 16 2. Begriffliche und konzeptionelle Grundlagen einer Job-Turnover-Analyse 2.1 Zur Gleichsetzung von Arbeitsplatz- und Beschiftigtenzahl Für eine empirische Analyse der Arbeitsplatzdynamik muss zunächst geklärt werden, was man im Analyserahmen unter dem Begriff Arbeitsplatz(= Job) zu verstehen hat. Hilfreich ist dabei zunächst die gedankliche Dreigliederung des Arbeitsplatzpotenzials8 eines Betriebes bzw. Unternehmens in • tatsächlich besetzte Arbeitsplätze, • offene Stellen, die jedoch wieder besetzt werden sollen, und • "Reservearbeitsplätze", die physisch zwar vorhanden sind, für die aber -z.B. mangels ausreichender Güternachfrage -kein aktueller Besetzungsbedarf besteht. Die üblicherweise bei einer Job-Tumover-Analyse verwendete Definition eines Arbeitsplatzes kann jedoch aus Datengründen dieses gesamte physische Arbeitsplatzpotenzial eines Betriebes nicht abdecken. Der international üblichen Vorgehensweise9 folgend wird im Rahmen der vorliegenden Arbeit unter einem Arbeitsplatz (Job) nicht etwa der bloße physische Arbeitsplatz, sondern ausschließlich die tatsächlich realisierte Beschäftigungsmöglichkeit verstanden. Diese Gleichsetzung der Zahl der Arbeitsplätze mit der tatsächlichen Zahl der Beschäftigten ermöglicht es, in der empirischen Arbeit Beschäftigtenzahlen und deren Veränderungen als Ausgangsdaten für eine betriebliche Analyse der Arbeitsplatzdynamik zu verwenden, ist jedoch keineswegs unproblematisch. So kann eine Zunahme der Beschäftigtenzahl (und somit die vermeintliche Arbeitsplatzschaffung) z.B. auch "nur" auf einer besseren Auslastung des vorhandenen physischen Arbeitsplatzpotenzials im Zuge einer verstärkten Wiederbesetzung offener Stellen beruhen. Eine Abnahme der Beschäftigtenzahl dagegen muss nicht zwingend mit einer Reduktion physischer Arbeitsplätze einhergehen, wenn zum Beispiel die Zahl offener Stellen oder die Zahl vorübergehend nicht wieder zu besetzender Reservearbeitsplätze steigt. Auch aufgrund der vorhandenen Datenbasis, die keine Informationen über das physische Arbeitsplatzpotenzial der Betriebe enthält, sondern nur über die Zahl der Beschäftigten informiert, wird im weiteren Verlauf der Arbeit von dieser Gleichsetzung von Beschäftigtenzahl und der Zahl der Arbeitsplätze ausgegangen, so dass der wichtige Tatbestand offener Stellen und ihrer Entwicklung ausgeklammert bleiben muss. Vgl. in Anlehnung an Cramer/Koller (1988), S. 36lf. 17 2.2 Betrieb oder Unternehmen als Analyseeinheit der Job-Tumover-Analyse? Als grundlegende Analyseeinheiten für Untersuchungen der Arbeitsplatzdynamik können entweder das Unternehmen als rechtlich selbständige Wirtschaftseinheiten oder Betriebe als örtliche Niederlassungen eines Unternehmens herangezogen werden. 10 In der überwiegenden Mehrzahl der Fälle sind baden-württembergische Industriebetriebe Einbetriebsunternehmen, so dass die Notwendigkeit einer Unterscheidung dann entfiillt. Die konkrete Wahl der Untersuchungseinheit hängt in hohem Maße von der jeweiligen inhaltlichen Fragestellung ab, die mit Hilfe der Daten untersucht werden soll. So können für eine Analyse regionaler Arbeitsmarkteffekte oder branchenspezifischer Fragestellungen Betriebsdaten angemessen sein, während eine Untersuchung der Selbständigkeitsentscheidung die Verwendung von Unternehmensdaten nahe legt. 11 Für die folgenden Job-Tumover-Analysen scheint die Verwendung der kleinstmöglichen Analyseeinheit und somit der Betriebsdaten besonders geeignet, da mit ihrer Hilfe auch solche (Netto-)Arbeitsplatzveränderungen abbildbar sind, die in einem betrachteten Zeitraum zwischen Betrieben eines Unternehmens erfolgen. Betrachtet man dagegen Unternehmensdaten, so kann die Arbeitsplatzdynamik innerhalb von Unternehmen nicht mehr dargestellt werden, das Ausmaß der Arbeitsplatzdynamik am Arbeitsmarkt wird in einem nicht notwendigen Maße unterschätzt. Betont werden muss jedoch bereits an dieser Stelle, dass auch bei Verwendung detaillierter Betriebsdaten das tatsächliche Ausmaß an Arbeitsplatzdynamik systematisch unterschätzt wird. So können mit ihrer Hilfe zwar Arbeitsplatzverschiebungen zwischen Betrieben und somit die "betriebsexterne Arbeitsplatzdynamik" abgebildet werden, Arbeitsplatzveränderungen innerhalb von Betrieben (" betriebsinterne Arbeitsplatzdynamik"), die zum Beispiel aus einer Veränderung der betriebsinternen Qualifikations- oder der Produktionsstruktur resultieren können, können dagegen mit der Job-Tumover-Analyse nicht erfasst werden. Weiterhin müssen auch solche Arbeitsplatzveränderungen unberücksichtigt bleiben, die sich für den einzelnen Betrieb innerhalb des betrachteten Zeitintervalls kompensieren und somit an der Beschäftigtenzahl alleine nicht erkennbar sind. Die Job-Tumover-Analyse kann folglich 10 II Vgl. z.B. Davis et al. (1996a), S. 7. Vgl. Statistisches Bundesamt (1988). Eine Diskussion möglicher Vor- und Nachteile einer Veiwendung von Betriebs- und Unternehmensdaten findet man z.B. auch in Schreyer (1996). 18 einzig und allein die betriebsexterne (Netto-)Arbeitsplatzdynamilc 12 beschreiben und muss das wahre Ausmaß der Dynamilc unterschätzen. 13 Der "Fehler" wird jedoch spürbar kleiner ausfallen, wenn der Betrieb als kleinste Untersuchungseinheit gewählt wird. Ergänzend spricht für die Verwendung von Betriebsdaten auch die Tatsache, dass in sektoralen oder regionalen Analysen der Arbeitsplatzdynamik sich Betriebe deutlich besser und genauer auf einzelne Sektoren oder Regionen zuordnen lassen als Unternehmen und man auch insoweit auf eine geringere Unschärfe der Ergebnisse hoffen darf. 14 Der überwiegenden Mehrzahl der bisher veröffentlichten internationalen Untersuchungen folgend basiert die vorliegende Studie für die baden-württembergische Industrie daher auf Betriebsdaten. 15 3. Das Kenngrößensystem der Job-Tumover-Analyse der Arbeitsplatzdynamik Wie bereits erwähnt, besteht das grundsätzliche Ziel der Job-Tumover-Analyse 16 (K.omponentenanalyse) der Arbeitsplatzdynamik darin, die aggregierte Nettoveränderung der Beschäftigung in einem Zeitraum [t-1, t] in ihre Bestimmungskomponenten zu zerlegen, um somit Art und Ausmaß der hinter der Nettoveränderung stehenden Bruttobewegungen am Arbeitsmarkt aufzudecken. Ausgangspunkt einer Job-Tumover-Analyse für eine Periode [t-1, t] sind daher die Beschäftigungsveränderungen auf Betriebsebene LIBi,t = Ei,t -Ei,t-1, die sich mit Hilfe des Betriebspaneldatensatzes für jeden Betrieb i bestimmen und auf deren Grundlage sich die Betriebe zunächst in drei Gruppen unterteilen lassen (vgl. auch Abbildung 11.1 ): • Arbeitsplatzschaffende Betriebe, die ihre Beschäftigung von t-1 auf t ausgeweitet haben ( LIBi,t > 0 ), • Arbeitsplatzabbauende Betriebe, deren Beschäftigung von t-1 auf t gesunken ist ( LIBi,t < 0) und • Betriebe, deren Beschäftigung unverändert geblieben ist ( LIBi,t = 0 ). 12 13 14 15 16 Arbeitsplatzveränderungen zwischen Betrieben, die sich nicht in einer Veränderung der Beschäftigtell7Jlhl niederschlagen, können ebenfalls nicht identifiziert werden. Vgl. Davis et al. (1996a), S. 10. Vgl. OECD (1987), S. 99. Eine neuere Studie, die explizit Unternehmen in das Zentrum ihrer Analyse stellt, ist z.B. die Studie von Schuh/Triest (2000) ftlr die US-Industrie. Vgl. z.B. OECD (1987, 1994) oder auch Davis et al. (1996a). 19 Abbildung 11.1: Klassifikation der Betriebe nach ihrer Beschlftigungsverllnderung ... mit gestiegener Beschäftigung Neu auftretende Betriebe Wachsende Betriebe \.----~ _____ .J V Arbeltaplatzachaffung Betriebe ... ... ohne Beschäftigungsveränderung ... mit gesunkener Beschäftigung Schrumpfende Betriebe Wegfallen da Betriebe \. ____ ____ ,J y Arbeltaplatzabbau Die Summe aller in [t-1, t] auf Betriebsebene geschaffenen Arbeitsplätze wird als (Brutto-) Arbeitsplatzschaffung Gob creation) bezeichnet, der (Brutto-)Arbeitsplatzabbau Gob destruction) spiegelt dagegen entsprechend die Summe der in [t-1, t] auf Betriebsebene insgesamt abgebauten Arbeitsplätze wider. Beide Bruttokomponenten werden dabei -wie im Folgenden auch alle weiteren Kenngrößen - auf die Gesamtbeschäftigung der Periode t-1 bezogen und somit letztlich als Veränderungsraten ausgedrückt. Auf ein alternatives Konzept der Ratenbildung, bei dem als Referenzgröße die Durchschnittsbeschäftigung der Perioden t-1 und t Verwendung findet, wird in Abschnitt 11.4.2 eingegangen. Sowohl die Rate der Arbeitsplatzschaffung JC1 als auch des -abbaus JD1 können mit Hilfe der Betriebspaneldaten weiter zerlegt werden. Bei den arbeitsplatzschaffenden Betrieben kann es sich einerseits um in t-1 bereits bestehende Betriebe handeln, die im Zuge einer Expansion ihre Beschäftigtenzahl ausweiten, andererseits um Betriebe, die im Jahr t erstmals im Berichtskreis auftauchen und im Folgenden zunächst vereinfachend als Gründungen bezeichnet werden. 17 Die entsprechenden Raten der Arbeitsplatzschaffung in bestehenden Betrieben bzw. durch Neugründungen werden als Expansionsrate JCC1 bzw. als Gründungsrate JCEt bezeichnet. 18 Auf analoge Weise lassen sich die arbeitsplatzreduzierenden Betriebe 17 " Zur Problematik der Identifikation originärer Betriebsgründungen und -schließungen vgl. die Ausftlhrungen in Abschnitt 11.4.1. Eine detaillierte Analyse des Gründungs- und Schließungsgeschehens in der badenwürttembergischen Industrie erfolgt in Teil 4 dieser Arbeit. Die Symbolik JCC, steht ftlr job !,reation in !,Ontinuing establishments, JCEt ftlr job !,reation in ~ntries. 20 unterteilen in bereits bestehende und somit schrumpfende Betriebe oder aber Betriebe, die aus dem Berichtskreis ausscheiden und vereinfachend unter dem Begriff Betriebsschließungen subsumiert werden. Die Rate des Arbeitsplatzabbaus in bestehenden Betrieben wird als Schrurnpfungsrate JDCi, die Rate des Arbeitsplatzabbaus durch Schließungen vereinfachend als Schließungsrate JDEt bezeichnet. 19 Die resultierende und von der amtlichen Statistik publizierte Veränderungsrate der Beschäftigung NEC1 (net employment change) lässt sich unter Berücksichtigung dieser Bruttoströme als Differenz der Jobschaffungs- und der Jobabbaurate bzw. deren jeweiliger Komponenten ausdrücken: (1.1) NECt = JCt -JDt (12) NECt = JCCt + JCEt -JDCt -JDEt Betrachtet man ausschließlich die bereits am Markt befindlichen Betriebe, so kann man die Veränderung der Beschäftigung in bestehenden Betrieben NEt als Differenz der Expansions- und der Schrurnpfungsrate sowie die Veränderung der Beschäftigung durch neu auftretende und wegfallende Betriebe NEEt als Differenz der Gründungs- und der Schließungskomponente darstellen: (13) NEt = JCCt -IDCt (1.4) NEEt = JCEt -JDEt 20 Als Summe beider Nettobeschäftigungsveränderungen erhält man dann wiederum die Nettowachstumsrate der Gesamtbeschäftigung: 19 JDC, steht fllr job !!estruction in i;ontinuing establishments, IDE, fllr job !!estruction in ~xits. 20 Im Rahmen der Grtlndungsanalysen in Teil 4 dieser Arbeit wird den üblichen Bezeichnungen im Rahmen der industrieökonomischen Grtlndungsforschung folgend die Jobschaffung durch neu auftretenden Betriebe nicht als Grtlndungsrate, sondern als Grtlndungsintensitllt bzw. der Jobabbau durch Schließungen nicht als Schließungsrate, sondern als Schließungsintensitllt bezeichnet. Unter der Grtlndungs- bzw. Schließungsrate wird dort der Anteil neu gegrtlndeter bzw. wegfallender Betriebe verstanden. Ebenso wird in Teil 4 dieser Arbeit der Vorgehensweise der Gründungsforschung folgend die Beschlftigungsveranderung durch neu auftretende und wegfallende Betriebe als Nettogrtlndungsintensitllt bezeichnet ("net penetration rate"). Um jedoch die Sprechweise im Rahmen der Job-Tumover-Analysen nicht unnötig zu erschweren, wird diese Inkonsistenz bewusst in Kauf genommen und in Teil 4 explizit noch einmal betont. 21 Die Summe aller Bruttobewegungen am Arbeitsmarkt verleiht dem Analysekonzept seinen Namen und wird als Job-Turnover bezeichnet. Er spiegelt das Ausmaß der hinter der Nettoveränderung der Beschäftigung stehenden Bruttobewegungen wider und ist somit ein wichtiger Indikator für die Beurteilung der Dynamik der arbeitsmarktlichen Prozesse auf Betriebsebene. Die Job-Turnover-Rate JT1 ergibt sich als Summe der Arbeitsplatzschaffungs- und der Arbeitsplatzabbaurate, die jeweils weiter in ihre Bestandteile zerlegt werden können: Abbildung 11.2 veranschaulicht das grundlegende Kenngrößensystem einer Komponentenanalyse der Arbeitsplatzdynamik am Beispiel einer rückläufigen Gesamtbeschäftigung: Abbildung ß.2: Grundlegende Kenngrllßen einer Komponentenzerlegung der Arbeitsplatzdynamik am Beispiel einer rOckllufigen Gesamtbeschlftigung Expansionsrate Rate der Arbeitsplatz- (JCCt) schaffung "Grondungsrate" (JCt) 0% (JCE1l Nettovorlinderung der Job- Beschlftigung Tumover-Rate Schrumpfungsrate (JTt) (NECt) Rate des Arbeilsplotz- (JDCt) abbaus (JDt) "Schließungsrate" (JDEt) Da die Job-Turnover-Rate auch dann größere Werte annehmen kann, wenn die betrieblichen Beschäftigungsentwicklungen entweder eindeutig von der Schaffung oder eindeutig vom Abbau von Arbeitsplätzen dominiert werden, ist sie zwar zur Beurteilung des Gesamtausmaßes der Bruttobewegungen, nicht aber für eine Einschätzung der Unterschiedlichkeit betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen und somit für das Ausmaß von zwischenbetrieblichen Restrukturierungsprozessen geeignet. Insbesondere im zeitlichen Kontext ist die 22 Job-Tumover-Rate ein sehr zweifelhafter Indikator für betriebliche Arbeitsplatzreallokation. 21 Um diese Heterogenität betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen beurteilen zu können, muss die Job-Tumover-Rate mit der resultierenden Nettoveränderung der Beschäftigung verglichen werden. Bezieht man die Job-Tumover-Rate auf den Absolutwert der Nettoveränderung der Beschäftigung, so erhält man den Turbulenzindikator TI1, der unmittelbar darüber informiert, in welchem Maße die Bruttoströme am Arbeitsmarkt die resultierende Nettoveränderung der Beschäftigung übertreffen: (1.7) Ein Arbeitsmarkt, auf dem auf Betriebsebene ausschließlich Arbeitsplätze geschaffen oder nur Arbeitsplätze abgebaut werden und somit die Rate der Nettoveränderung der Beschäftigung im Betrag mit der Job-Tumover-Rate übereinstimmt, kann mit Blick auf die betriebliche Beschäftigungsentwicklung als homogen bezeichnet werden. Der Turbulenzindikator nimmt in diesem Fall den Wert Eins an. Je größer der Wert des Turbulenzindikators folglich ist, desto heterogener sind die betrieblichen Beschäftigungsentwicklungen am Arbeitsmarkt. Da der Turbulenzindikator für kleine Werte der Nettoveränderung der Beschäftigung sehr schnell sehr hohe Werte annimmt und im Extremfall eines Nullwachstums überhaupt nicht definiert ist22, wird im Weiteren als Heterogenitätsmaß stets die sogenannte Excess-Job-Tumover-Rate EJT1 verwendet, die als Differenz zwischen der Job-Tumover-Rate und dem Absolutwert der Rate der Nettoveränderung der Beschäftigung definiert und in dieser Hinsicht weniger empfindlich ist. 21 Vgl. z.B. Davis (1998), S. 352, wobei die Bezeichnung der Job-Turnover-Rate als "job reallocation rate", die Davis et al. (1996a) selbst verwenden, dabei eher zur Verwirrung beitragt und somit zumindest unglücklich ist. 22 Vgl. Gerlach/Wagner (1993), S. 20. 23 Die Excess-Job-Tumover-Rate gibt das Ausmaß der betrieblichen Arbeitsplatzumschichtungen an, das die bloße Nettoveränderung der Beschäftigung übersteigt und somit nicht erforderlich gewesen wäre, um die resultierende Beschäftigungsveränderung zu ermöglichen. 23 Abbildung II.3: Überblick Ober das Kenngrößensystem der Job-Turnover-Analyse der Arbeitsplatzdynamik" -(Netto-)Veränderung der Beschäftigung NEC, +- JC..-JD, - - Brutto-Arbeits- JCE,+ platzschaffung JCC. JC, +--- Brutto-Arbeits- platzabbau JD, JDC,+ JDE, +--- - - Jobschaffung durch neue Betriebe JCE, NE,+NEE, JCE, -Netto- [ JDE, "Gründungen" .--------, ::,.~------•'----N_E_E_, _ __,- Jobschaffung durch wachsende Betriebe JCC, Jobabbau durch schrumpfende Betriebe JDC, Jobabbau durch wegfallende Betriebe - c---+ JCC.- Netto-Wachstum NE, JDC, '--------' - - JDE, --• JC.+JD, Job-Turnover --+ In Anlehnung an OECD (1994), S. 105. 24 Je größer der Wert der Excess-Job-Tumover-Rate ist, desto stärker übersteigen die Bruttoströme am Arbeitsmarkt das zur Kompensation der Nettoveränderung der Beschäftigung erforderliche Maß und desto ausgeprägter ist die Heterogenität der Beschäftigungsentwicklungen auf Betriebsebene. Bezieht man die Excess-fob-Tumover-Rate auf das Gesamtausmaß der betrieblichen Reallokationsprozesse gemessen an der Job-Tumover-Rate, so gibt diese Relation alternativ den Anteil der Arbeitsplatzumschichtungen wieder, der das zur Kompensation der Nettoveränderung der Beschäftigung erforderliche Ausmaß übersteigt.24 Abbildung II.3 gibt einen zusammenfassenden Überblick über das gesamte Kenngrößensystem der Job-Tumover-Analyse. 4. Anmerkungen zur Methodik 4.1 Schwachstellen und Mängel Neben der einleitend bereits erwähnten Problematik der Vernachlässigung offener Stellen müssen bei einer sorgfliltigen Interpretation der Ergebnisse einer Job-Tumover-Analyse der Arbeitsplatzdynamik folgende Schwachstellen und Probleme Beachtung finden, die teilweise auch bereits bei der Vorstellung der Analysemethodik angerissen wurden: • Problematik der Identifikation originärer Gründungen und Schließungen 24 25 Wie bereits angedeutet, sind die vereinfachenden Bezeichnungen neu auftretender Betriebe als "Neugründungen" sowie wegfallender Betriebe als "Betriebsschließungen" problematisch, da hinter einem neu im Berichtskreis auftretenden Betrieb nicht immer eine tatsächliche Neugründung stehen und das Ausscheiden eines Betriebes aus dem Berichtskreis nicht zwingend mit einer echten Betriebsschließung einhergehen muss. So können zum Beispiel sowohl auf Seiten der neu im Berichtskreis erscheinenden Betriebe als auch auf Seiten der den Berichtskreis verlassenden Betriebe sogenannte Regions- oder Industriewechsler auftreten. 25 Weiterhin können sich hinter einer vermeintlichen Vgl. OECD (1994), S. 104 oder auch Davis et al. (1996a), S. 13. Zur Beurteilung der relativen Bedeutung von Reallokationsprozcssen innerhalb und zwischen Teilgruppen von Betrieben kann die Excess-Job- Turnover-Rate zerlegt werden in eine Komponente, welche die Arbeitsplatzfluktuation innerhalb von Sektoren abbildet, und eine zweite Komponente, die intersektorale Beschäftigungsverschiebungen wiedergibt. Im Rahmen sektoraler oder regionaler Job-Turnover-Analysen können Branchenwechsler oder Regionswechsler zumindest dann identifiziert werden, wenn sie ihren Tltigkeitsschwerpunkt innerhalb der Branchen des Verarbeitenden Gewerbes verlagern oder innerhalb der Regionen Baden-Wllrttembergs ihren Standort verändern. Vgl. dazu auch die Ergebnisse der disaggregierten Analysen in Teil 2 der vorliegenden Arbeit. 31 eingestuft werden kann, lassen sich die grundlegenden Ströme in einem Basismodell anschaulich darstellen:32 Abbildung U.4: Basismodell einer Worker-Flow-Aniilyse 0 (1) Einstellung (2) Entlassung/KOndigung Ausgebend von diesem Basismodell kann man im Betrachtungszeitraum [t-1, t] drei grundlegende Komponenten einer Worker-Flow-Analyse unterscheiden: (1) Einstellungen von bisher unbeschäftigten Personen (2) Entlassung oder Eigenkündigung einer bisher beschäftigten Person (3) Arbeitsplatzwechsel einer bisher bereits beschäftigten Person, der mit einer Entlassung/Kündigung und einer erneuten Einstellung einhergeht. Zwei relevante Kenngrößen der Worker-Flow-Analyse lassen sich bereits anhand dieses Basismodelles einführen. Thr zentraler Unterschied besteht darin, ob das jeweilige Konzept auf einer Betrachtung der Gesamtzahl der Fluktuationsvorgänge oder auf der Zahl der insgesamt durch Fluktuation betroffenen Personen beruht. Die relative Gesamtzahl der Fluktuationsvorgänge am Arbeitsmarkt wird als Labour- Turnover-Rate bezeichnet. 33 Sie ist definiert als die Gesamtzahl aller betrieblichen Einstellungen und Entlassungen/Kündigungen im Zeitraum [t-1, t] bezogen auf die 32 33 Erweiterungen dieses Basismodells sind in mehrfacher Hinsicht möglich und sinnvoll. So kann der Zustand der Nichtbeschäftigung zum Beispiel weiter unterteilt werden in Personen, die als arbeitslos gemeldet sind, und Personen, die ihre Arbeitskraft zumindest im Augenblick nicht auf dem Arbeitsmarkt anbieten ("out of labour force"). Interessiert man sich fllr die Problematik der Langzeitarbeitslosigkeit und ihre Entwicklung, so kann man die Strombetrachtungen alternativ verfeinern, indem man auf Seiten der Arbeitslosigkeit zwischen Kurz- und Langzeitarbeitslosigkeit unterscheidet. Analoge Modifikationen sind auch auf der Ebene der beschäftigten Personen denkbar, wenn man z.B. zwischen Vollzeit- und Teilzeitbeschäftigten, zwischen Beschäftigten in einem ersten und einem zweiten Arbeitsmarkt oder aber Personen verschiedenen Alters oder Geschlechts unterscheidet. Vgl. z.B. Burda/Wyplosz (1994), Blanchard/Diamond (1990) oder auch Clark/Summers ( 1979). Vgl. z.B. OECD (1987), S. 99. 32 Gesamtbeschäftigung des Vorjahres oder die Durchschnittsbeschäftigung beider Perioden.34 Da ein Arbeitsplatzwechsel stets mit zwei Fluktuationsvorgängen, einer Entlassung oder Kündigung und einer Einstellung, verbunden ist, schlägt sich der Strom (3) in der Labour- Turnover-Rate doppelt nieder. Im Gegensatz zur Labour-Turnover-Rate bezeichnet man als Worker-Turnover-Rate die relativierte Gesamtzahl der in [t-1, t] durch Fluktuation betroffenen Personen, die im Betrachtungszeitraum ihre Beschäftigung oder ihren Beschäftigungsstatus (nicht beschäftigt vs. beschäftigt) verändert haben. Verliert ein Arbeiter also einen Job und findet im Betrachtungszeitraum einen neuen Arbeitsplatz, so wird er im Rahmen der Worker-Turnover nur einfach, im Rahmen des Labour-Turnover-Konzepts dagegen doppelt, nämlich als Entlassung und Einstellung, erfasst. 35 4.3.2 Job-Flow-induzierte Arbeitskriftefluktuation und Chuming-Flows Jede Schaffung und jeder Abbau betrieblicher Arbeitsplätze, die im Rahmen einer Job- Turnover-Analyse ihren Niederschlag finden, muss zwingend mit einer Einstellung oder Entlassung von Arbeitskräften einhergehen. Neu geschaffene Arbeitsplätze können mit Personen besetzt werden, die bisher keine Beschäftigung hatten und somit ihren Beschäftigungsstatus verändern. Alternativ kann eine neu geschaffene Stelle auch einen bereits Beschäftigten veranlassen, seinen Arbeitsplatz zu wechseln, wodurch sein ursprünglicher Arbeitsplatz ebenfalls vakant wird und somit zusätzlich auch indirekt weitere Reallokationsprozesse von Arbeitskräften induziert werden. Analog bedeutet eine Reduktion von Arbeitsplätzen stets, dass bisher Beschäftigte ihren Arbeitsplatz verlieren und somit entweder eine neue Arbeitsstelle antreten oder beschäftigungslos werden. Die Reallokation von Arbeitskräften ist dann insoweit "Job-Flow-induziert", die Schaffung und Verringerung von Arbeitsplätzen bildet insoweit eine bedeutende Quelle der Arbeitskräftefluktuation. Gleichzeitig ist jedoch einsichtig, dass das Schaffen und Abhauen von Arbeitsplätzen nur eine " ll Vgl. Cramer/Koller (1988), S. 363, Franz (1999), S. 192ff. oder auch Gerlach/Wagner (1992), S. 5. Im Rahmen der IAB-Arbeitskraftegesamtrechnung wird als Labour-Turnover-Rate nur die Halfte der obigen Kennziffer verwendet, um sie unter der Stationaritatsannahme einer konstanten Zahl und Struktur der beschaftigten Personen unmittelbar als Umschlagshaufigkeit interpretieren zu können. Eine Labour- Turnover-Rate im Sinne von Cramer/Koller von 25% würde daher unter der Annahme einer konstanten Zahl und Struktur von beschaftigten Personen bedeuten, dass sich die Arbeitskräfte alle 4 Jahre umschlagen bzw. dass das durchschnittliche Beschaftigungsverhaltnis 4 Jahre dauert. Vgl. Cramer/Koller (1988), S. 363, OECD (1987), S. 99, oder OECD (1994). 33 mögliche, keineswegs aber die einzige geschweige denn zwingend bedeutendste Ursache für einen Wechsel des Arbeitsplatzes oder des Beschäftigungsstatus darstellt. So können Einstellungen und Entlassungen von Arbeitskräften auch im Zuge einer Restrukturierung der Arbeitskräfte auf bestehenden Arbeitsplätzen erfolgen, sei es zum Beispiel, dass altersbedingt ausscheidende Mitarbeiter ersetzt werden müssen oder ein Betrieb versucht, durch die Aufnahme neuer, jüngerer Beschäftigter eine Umstrukturierung der Beschäftigten und somit eine permanente Auffrischung des Wissensstandes und der Fertigkeiten seiner Mitarbeiter zu erreichen. Selbst Betriebe ohne Veränderung ihrer Beschäftigung, bei denen sich Einstellungen und Entlassungen kompensieren und die folglich keinen betriebsexternen Job- Flow induzieren, tragen daher zur Arbeitskräftefluktuation bei, wenn im Zuge der Restrukturierung auf den bestehenden Arbeitsplätzen Mitarbeiter eingestellt und entlassen werden. Eine Worker-Flow-Größe lässt sich daher gedanklich zerlegen in eine Job-Flow-Komponente, die aus der Schaffung und dem Abbau von Arbeitsplätzen resultiert, und eine "Restrukturierungskomponente", die durch die bloße Reallokation von Arbeitskräften auf gegebenen Jobs entsteht und in Anlehnung an Burgess et al. (1996, 1999) als Churning-Flow bezeichnet wird: (1.12) Worker-Flow =Job-Flow+ Churning-Flow Burgess et al. (1996, 1997, 1999, 2001) weisen darauf hin, dass dieser Überhang der Arbeitskräfteüber die Arbeitsplatzfluktuation keineswegs eine mehr oder minder zufiillige Restkomponente ist, sondern dass es sich dabei um einen quantitativ sehr bedeutenden Bestandteil der Arbeitskräftefluktuation mit einem eigenständigen Erklärungswert handelt, in dem sich alle Einflussfaktoren widerspiegeln, die eine beteiligte Marktseite dazu veranlassen können, einen bestehenden Job-Match aufzukündigen oder einen neuen Job-Match einzugehen36. 36 So können exemplarisch aus Beschaftigtensicht neben dem Arbeitslohn auch die Arbeitsbedingungen oder die innerbetrieblichen Aufstiegs- und Weiterentwicklungschancen genannt werden. Aus Betriebssicht dagegen spielen z.B. neben den Arbeitskosten auch personalpolitische Strategien und Überlegungen eine Rolle. Ein Betrieb könnte versuchen, allgemeine Weiterentwicklungen von Technologien, Fahigkeiten oder aber neue Kenntnisse dadurch in den Betrieb einfließen zu lassen, dass eine slllndige "Auffrischung" des Mitarbeiterbestandes durch jUngere Mitarbeiter erfolgt. Dabei muss aber gleichzeitig beachtet werden, dass jeder Fluktuationsvorgang fllr den Betrieb auch mit Fluktuationskosten verbunden ist, die nicht nur unmittelbar entstehen können, sondern auch indirekt darin bestehen können, dass die Entlassung eines Beschäftigten mit einem Verlust an betrieblichem Erfahrungskapital einhergeht, das bei neuen Mitarbeitern erst wieder aufgebaut werden muss. 34 Ergebnisse von Studien für andere Länder deuten darauf hin, dass der Beitrag der Job-Flow- induzierten Arbeitskräftereallokation bei ungefähr einem Drittel bis 50% liegen dürfte. Davis et al. (1996a) gelangen zu dem Ergebnis, dass 35-56% des Worker-Turnovers auf Arbeitsplatzdynamik zurückgeführt werden können, Broersma/Gautier (1997b) bestätigen diese Größenordnung für die belgische Industrie mit 30-53%.37 Hamermesh et al. (1996) finden, dass die Worker-Turnover-Rate ungefähr das Dreifache der Job-Turnover-Rate beträgt, und nach Albaek/Sorensen (1998) ist das Ausmaß der Arbeitskräftefluktuation doppelt so hoch wie das der Arbeitsplatzreallokation. Im industriellen Sektor fllllt die relative Bedeutung der arbeitsplatzinduzierten Arbeitskräftefluktuation dabei größer aus als außerhalb der Industrie. 38 Arbeitsplatzveränderungen sind somit eine wesentliche, nicht jedoch die dominierende Quelle des Umschlags von Arbeitskräften.39 Eine Analyse der betriebsexternen Arbeitsplatzdynamik muss somit das Ausmaß der arbeitsmarktlichen Reallokationsprozesse zwingend systematisch unterschätzen. 37 Vgl. Broersma/Gautier (1997b), S. 54. " Vgl. Davis/Haltiwanger (1999a), S. 2755. 39 "Thus job reallocation does not appear to be the major source of worker reallocation", Anderson/Meyer (1994), s. 226. 35 III. Ergebnisse einer Job-Tumover-Analyse für die baden-württembergische Industrie von 1980 bis 1999 1. Arbeitsplatzschaffung und Arbeitsplatzabbau in der baden-württembergischen Industrie von 1980 bis 1999 1.1 Zur Entwicklung der aggregierten Industriebeschäftigung in Baden-Württem- berg Sowohl die baden-württembergische Industriebeschäftigung als auch die Gesamtzahl der Industriebetriebe unterlag im Zeitablauf von 1980 bis 1999 beträchtlichen Schwankungen. Während der Zeitraum von 1983 bis 1991 fast ausnahmslos durch eine steigende Industriebeschäftigung gekennzeichnet war, mussten ab 1991/92 über mehrere Jahre hinweg teilweise merkliche Beschäftigungsrückgänge im Verarbeitenden Gewerbe verzeichnet werden. Erst 1997 /98 konnte erstmals wieder ein Plus an lndustriebeschäftigten beobachtet werden. 1999 verfügte die baden-württembergische Industrie über 17938 Industriebetriebe, in denen insgesamt im Jahresdurchschnitt 1,316 Millionen Personen beschäftigt waren (vgl. Tabelle III.!). Zwei Aktualisierungen des Berichtskreises in den Jahren 1989 und 1997 beeinflussten sowohl die Gesamtzahl der Betriebe als auch die Gesamtbeschäftigung. Während jedoch die Berichtskreisaktualisierung im Jahr 1997 im Zuge der Handwerkszählung für die vorliegende Studie unproblematisch ist, da für 1997 sowohl der alte als auch der neue Berichtskreis verfügbar sind, steht für das Jahr 1989 nur der bereits aktualisierte Berichtskreis nach der Arbeitsstättenzählung zur Verfügung. Um Verzerrungen der Ergebnisse im Zuge der Berichtskreisaktualisierungen zu vermeiden, wird daher bei der Ermittlung von Durchschnitten und anderen Kennzahlen von einer Einbeziehung der Periode 1988/89 abgesehen. Ebenso werden bei jährlicher Betrachtung für den Zeitraum 1994/95 keine Ergebnisse wiedergegeben, da die Änderung der Wirtschaftszweigsystematik einschneidende Auswirkungen auf die Zusammensetzung des Berichtskreises der amtlichen Industriestatistik hatte.1 Die jährliche Wachstumsrate der Beschäftigung lag im Betrachtungszeitraum zwischen -7,9% (1992/93) und knapp 2,8% (1989/90), die durchschnittliche jährliche Wachstumsrate2 im Vgl. dazu auch die Bemerkungen bei der Erläuterung der Datenbasis in Kapitel 1.2 dieser Arbeit. Bei der Mittelung von Wachstumsraten sollte eigentlich das geometrische Mittel berechnet werden. Da die Ergebnisse jedoch hier praktisch identisch sind, wird im Folgenden - auch aus Gründen der Konsistenz der durchschnittlichen Kenngrößen der Job-Turnover-Analyse -das arithmetische Mittel angegeben. 36 Gesamtzeitrawn betrug -1,14%, was einem durchschnittlichen jährlichen Beschäftigungsrückgang von ca. 17000 Beschäftigten entspricht. Abbildung 111.1: Jilhrliche Verlnderungsraten der·Beschlftigung in%, baden-wßrttemhergische Industrie, 1980-1999 ~ 0 4 2 0 -2 -4 -6 -8 · -10 oo~~~~~oo~oooooo~~ro~~oo~re JaT Die Zahl der baden-württembergischen Industriebetriebe war in fast allen Perioden rückläufig. Jährlich reduzierte sich der Berichtskreis im Betrachtungszeitrawn wn ungefähr 1 %. Erst Ende der 90er Jahre konnte erstmals wieder ein Anstieg der Zahl der Industriebetriebe festgestellt werden, der nicht durch eine Aktualisierung des Berichtskreises bedingt war. Abbildung 111.2: Jährliche Verilnderungsraten der Zahl der Industriebetriebe in %, badenwßrttembergische Industrie, 1980-1999 ,f. 3 ~-------------------------~ 2 -1 -2 -3 -4 ~ -------------------------~ 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 Jahr 37 Tabelle 111.1: Zahl der Betriebe und GesamtbescbAftigung in der baden-württembergischen Industrie, 1980-1999 Jahr Zahl der Betriebe Beschäftigung 1980 18433 1551378 1981 18438 1531429 1982 18335 1478940 1983 18108 1425113 1984 17931 1425294 1985 17727 1457275 1986 17471 1488744 1987 17175 1497090 1988 16960 1493055 1989"1 19407 1558484 1990 19361 1601532 1991 19230 1625547 1992 19015 1585613 1993 18499 1460453 1994 18101 1364639 1995 17769 1341337 1996 17148 1300773 1997 16882 1277640 <alter Berichtskreis) 1997 17400 1294767 <neuer Berichtskreis) 1998 17482 1315166 1999 17938 1316147 *) Berichtskreisaktualisierung 1.2 Brutto-Job-Flows in der baden-württembergischen Industrie von 1980 bis 1999 Tabelle III.2 gibt die jahresdurchschnittlichen Ergebnisse einer Job-Turnover-Analyse der Arbeitsplatzdynamik für die baden-württembergische Industrie in den Jahren 1980 bis 1999 wieder. Als zentrales Ergebnis kann dabei festgehalten werden, dass die Brutto-Job-Flows auf dem baden-württembergischen Industriearbeitsmarkt beträchtlich ausfielen und die resultierende Beschäftigungsveränderung deutlich überstiegen. Die durchschnittliche Rate der Jobschaffung betrug in den Jahren 1980 bis 1999 in der baden-württembergischen Industrie 3,8%, die durchschnittliche Rate des Jobabbaus lag bei knapp 5%. Jahr für Jahr entstanden somit im Durchschnitt auf betrieblicher Ebene knapp 56000 neue Industriearbeitsplätze, gleichzeitig wurde jedoch in einem anderen Teil der Betriebe in jedem Jahr mit im Durchschnitt mehr als 72500 Arbeitsplätzen ungeflihr jeder zwanzigste Job abgebaut. Bei einer durchschnittlichen Job-Turnover-Rate von 8,8% pro Jahr wurde in der badenwürttembergischen Industrie somit jährlich immerhin ungeflihr jeder elfte Arbeitsplatz entweder neu geschaffen oder aber abgebaut. Selbst in den Perioden 1992/93 und 1993/94, in denen die Gesamtbeschäftigung mit Veränderungsraten von -7,9% und -6,6% markant rückläufig war, wurden auf Betriebsebene in beträchtlichem Umfang auch neue Jobs 38 geschaffen. Perioden mit einer besonders günstigen Beschäftigungsentwicklung dagegen, wie z.B. 1989/90 mit einem Beschäftigungsplus von 43000 neuen Arbeitsplätzen, wiesen gleichzeitig auf Betriebsebene einen erheblichen Bruttojobabbau von 50000 Arbeitsplätzen auf, der durch eine überdurchschnittliche Jobschaffung überkompensiert wurde. Tabelle 111.2: Brutto-Job-Flows in der baden-württembergischen Industrie, 1980-1999 Durchschnitt Standard- Minimum Maximum in% abweichung in% in% in% Veränderuna der Beschaftiauna -1.14 3.07 -7.89 2.76 Bestehende Betriebe -0.99 2.78 -7.25 2.51 GrOndunaen Schließunaen -0.15 0.48 -0.80 0.77 Arbeitsolatzschaffuna 3.81 1.32 1.64 5.95 Exoansionsrate 3.03 1.11 1.38 4.91 GrOnduni:israte 0.78 0.41 0.28 2.00 Arbeitsplatzabbau 4.95 1.97 2.71 9.54 Schrumofunasrate 4.02 1.82 1.90 8.60 Schließunasrate 0.93 0.28 0.55 1.39 Excess-Job-Tumover-Rate 6.33 1.64 3.29 10.37 Job-Tumover-Rate 8.76 1.38 6.41 11.18 Bereits am Markt befindliche Betriebe zeichneten sich im Durchschnitt der Jahre 1980 bis 1999 für den Großteil der Arbeitsplatzdynamik verantwortlich. Bei einer durchschnittlichen Expansionsrate von 3% entstanden knapp vier von fünf neu auf Betriebsebene geschaffenen Arbeitsplätzen in Betrieben, die bereits 'in der jeweiligen Vorperiode auf dem badenwürttembergischen Industriearbeitsmarkt agierten und ihre Beschäftigung ausbauen konnten. Ebenso entfielen vier von fünf jährlich abgebauten Arbeitsplätzen bei einer Schrumpfungsrate von 4% im Durchschnitt der Jahre 1980 bis 1999 auf Betriebe, die ihre Beschäftigung reduzieren mussten.3 Der Anteil neu auftretender Betriebe an der Beschäftigung betrug knapp 0,8%, wobei in Erinnerung gerufen werden muss, dass sich nicht hinter jedem neu auftretenden Betrieb eine tatsächliche Neugründung verbirgt. 4 Bereits die bloße Berücksichtigung der Tatsache, dass es sich bei einem neu auftretenden Betrieb mit mehr als 50 Beschäftigten in aller Regel nicht um eine "echte" Betriebsgründung handeln dürfte, sondern um einen Regions- oder Bereichswechsler oder aber eine Betriebsabspaltung, führt zu einer Qeutlichen Reduktion des Beschäftigungsbeitrags neu gegründeter Betriebe zur Jobschaffung. Insoweit kann und soll auf der Grundlage der bisherigen Job-Tumover-Analyse der Arbeitsplatzdynamik der Beitrag neu gegründeter Betriebe zur Arbeitsplatzschaffung Dieser Anteil der bestehenden Betriebe an den Job-Flows von jeweils ungefllhr 80% entspricht in der Größenordnung Ergebnissen, die ftlr zahlreiche andere Studien ebenfalls abgeleitet werden konnten. Vgl. z.B. die Studie von Klette/Mathiassen (1996), S. 104, ftlr die norwegische Industrie. 39 nicht abschließend beurteilt werden. Eine detailliertere Analyse des Gründungs- und Schließungsgeschehens in der baden-württembergischen Industrie erfolgt in Teil 4 dieser Arbeit. Tabelle 111.3: Grundlegende Kenngrllßen jährlicher Job-Turnover-Analysen, hadenwnrttembergische Gesamtindustrie, 1980-1999 Periode Veränderung der Jobschaffungs- Jobabbaurate Job-Tumover- Excess-Job- Beschäftigung rate in o/o in% Rate in o/o Tumover-Rate in% in% 1980/81 -1.29 3.10 4.39 7.49 6.20 1981/82 -3.43 2.38 5.81 8.19 4.76 1982/83 -3.64 2.33 5.97 8.30 4.66 1983/84 0.01 4.03 4.01 8.04 8.02 1984/85 2.24 5.27 3.03 8.30 6.05 1985/86 2.16 4.87 2.71 7.58 5.42 1986/87 0.58 3.75 3.19 6.94 6.38 1987/88 -0.27 3.07 3.34 6.41 6.14 1988/89*) 4.38 7.74 3.36 11.10 6.72 1989/90 2.76 5.95 3.19 9.13 6.37 1990191 1.50 5.02 3.52 8.53 7.03 1991192 -2.46 3.15 5.61 8.76 6.30 1992193 -7.89 1.64 9.54 11.18 3.29 1993194 -6.58 2.29 8.85 11.14 4.58 1995196 -3.02 3.21 6.23 9.44 6„41 1996197 -1.78 3.74 5.52 9.25 7.47 1997198 1.58 5.66 4.08 9.74 8.16 1998199 0.07 5.26 5.19 10.45 10.37 Durchschnitt -1.14 3.81 4.95 8.76 6.33 *) Berichtskreisaktualisierung Der durchschnittliche jährliche Beschäftigungsrückgang von -1, 14% resultierte sowohl aus einem Beschäftigungsabbau bei den bereits am Markt befindlichen Betrieben (-1 % ) als auch aus einem negativen Saldo von -0,14% aus den neu auftretenden und den wegfallenden Betrieben. In der überwiegenden Mehrzahl der Jahre entwickelten sich beide Salden in dieselbe Richtung, so dass positive Beschäftigungsimpulse regelmäßig gleichzeitig aus den bereits am Markt befindlichen Betrieben und einem positiven Saldo der Beschäftigungseffekte durch neu auftretende und wegfallende Betriebe resultierten (vgl. Abbildung III.3). Anzumerken ist jedoch, dass weder der Beschäftigungsimpuls durch neu auftretende Betriebe noch der Beschäftigungsrückgang durch Schließungen im Vergleich zu den bestehenden Betrieben überinterpretiert werden sollten, da ohne ein zeitliches Verfolgen der betrieblichen Beschäftigungsentwicklungen unklar bleibt, in welchem Maße schließende Betriebe bereits in den Vorjahren als "Schrumpfer" zum Jobabbau beigetragen haben bzw. in welchem Maße neu Zur Problematik der Identifikation von Neugründungen vgl. die Ausführungen in Kapitel 11.4.1 sowie die detaillierten Analysen in Teil 4. 40 auftretende Betriebe in der Folgezeit im Zuge einer Expansion zur Jobschaffung beitragen (vgl. dazu die Kohortenanalysen in Abschnitt XII.! dieser Arbeit).5 Abbildung 111.3: Jährliche Verlnderungsraten der Beschlftigung durch Expansion und Schrumpfung in bestehenden Betrieben bzw. durch neu auftretende und wegfallende Betriebe, baden-wtlrttembergische Industrie, 1980-1999 ; 1 ioJ lll -liil"' • ~- 11 # _rrn • 11:r~r-- • H • - • ' ' ' Bill ~•m• ' iiil iil ' .. ' 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 Jahr 1 • Bestehende Betriebe • Neu auftretende und wegfallende Betriebe 1 Ein Vergleich der durchschnittlichen Excess-Job-Turnover-Rate von 6,3% mit der Job- Turnover-Rate von 8,8% zeigt, dass fast drei von vier Arbeitsplatzveränderungen auf Betriebsebene nicht erforderlich waren, um die resultierende Nettobeschäftigungsveränderung zu ermöglichen, und spiegelt somit die beträchtliche Heterogenität betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen in der baden-württembergischen Industrie wider.6 Die ausgeprägte Unterschiedlichkeit betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen lässt sich dabei nicht nur im Durchschnitt des Betrachtungszeitraums, sondern auch in jedem einzelnen Jahr beobachten (vgl. Tabelle IIl.3 und Abbildung IIl.4). Die Ergebnisse jährlicher Komponentenanalysen der Arbeitsplatzdynamik für die baden-württembergische Industrie verdeutlichen somit, dass das Ausmaß der Brutto-Job-Flows auf dem baden-württem- bergischen Industriearbeitsmarkt die resultierende Veränderung der Beschäftigung in jedem Jahr um ein Vielfaches überstieg. Unabhängig von der konjunkturellen Situation kann für jedes Jahr ein gleichzeitiges Nebeneinander von schrumpfenden, wachsenden, neu auftretenden und wegfallenden Betrieben festgestellt werden (vgl. dazu auch Tabelle III.4 und Abbildungen III.4 bzw. IIl.5). Diese Heterogenität betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen in Vgl. auch Gerlach/Wagner (1997), S. 21. Das tatsächliche Ausmaß der betrieblichen Arbeitsplatzdynamik wird dabei noch systematisch unterschätzt, da anhand der verfügbaren Datenbasis nur die betriebsexterne Arbeitsplatzdynamik abgebildet werden kann, interne Arbeitsplatzveränderungen jedoch nicht berücksichtigt werden können. Vgl. dazu die kritischen Anmerkungen in Kapitel II. 47 markante Unterschiede im relativen Ausmaß der Job-Flows bestehen, drängt sich die Frage nach möglichen Gründen für die Unterschiedlichkeit betrieblicher Beschäftigungserfolge auf. "Regrettably, little attention has been devoted so far by theoretical work to providing explanations for this tremendous heterogeneity of establishment level employment dynarnics." 17 1.4.1 Internationale Unterschiede im Ausmaß der Brutto-Job-Flows als Folge unterschiedlicher institutioneller Rahmenbedingungen Unterschiede im relativen Ausmaß der Brutto-Job-Flows im internationalen Vergleich könnte man zunächst auf Differenzen in den institutionellen Regelungen zurückführen, welche die Schaffung und den Abbau von Jobs auf nationaler Ebene behindern oder aber fördern können. Zum Beispiel können restriktive Regelungen des Kündigungsschutzes zu einer verringerten Arbeitsplatzdynamik führen, da einerseits die Entlassung von Arbeitskräften erschwert wird, andererseits vielleicht auch mögliche Einstellungen unterbleiben, da eine Politik des "hire and fire" aufgrund der gesetzlichen Bestimmungen nicht möglich ist. 18 Weitere institutionelle Faktoren, die das Ausmaß der Job-Flows beeinflussen könnten, sind die Macht der Gewerkschaften oder aber wettbewerbsrechtliche Regelungen und Beschränkungen. Garibaldi et al. (1997) können im Rahmen einer Querschnittsstudie für verschiedene Länder jedoch keinen offensichtlichen Zusammenhang zwischen den arbeitsplatzrechtlichen Bestimmungen und der Geschwindigkeit der Arbeitsplatzreallokation feststellen. Boeri ( 1996) findet im Rahmen einer vergleichenden Analyse des Verhaltens der Job-Flows in Nordamerika mit nordeuropäischen Ländern (Dänemark, Norwegen, Schweden) einerseits und zentraleuropäischen Ländern (Deutschland, Frankreich, Italien) andererseits ebenfalls keine empirisch gesicherte Bestätigung für einen möglichen Beitrag institutioneller Faktoren zur Erklärung internationaler Unterschiede. Bertola/Rogerson (1997) betonen, dass ein möglicher Zusammenhang zwischen den Regelungen des Kündigungsschutzes und dem Ausmaß an Arbeitsplatzdynamik in vielen Studien dadurch verdeckt wird, dass anderen institutionellen Faktoren zu wenig Beachtung geschenkt wird. Insbesondere den am Lohnbildungsprozess beteiligten Institutionen schreiben Bertola/Rogerson eine besondere Bedeutung für das Ausmaß der Jobschaffung und des Jobabbaus zu. Eine geringe Lohnspreizung, wie sie zum Beispiel in Europa als Folge des kollektiven Tarifrechts typisch ist, führt 17 II Boeri (1995), S. 18. Das Modell von Blanchard/Diarnond (1989) impliziert zum Beispiel im Zuge einer Verschärfung der Beschäftigungssicherung einen Rückgang der Job-Turnover-Rate. Vgl. dazu auch Boeri (1996). 48 ceteris paribus zu einem Anstieg des Job-Turnover. 19 Neben den institutionellen Rahmenbedingungen können aber auch die konkrete Ausgestaltung der staatlichen Industriepolitik durch Subventionen oder Steuererleichterungen, unterschiedliche industrielle Strukturen oder aber unterschiedliche Betriebsgrößenstrukturen in den einzelnen Ländern die Ergebnisse systematisch beeinflussen. Im Rahmen der vorliegenden Arbeit kann mangels Daten nicht das Ziel verfolgt werden, die Bedeutung institutioneller Rahmenbedingungen für das relative Ausmaß der Job-Flows im nationalen und im internationalen Vergleich zu überprüfen. Die Ableitung von Ergebnissen auf der Grundlage eines internationalen Querschnittsvergleichs würde Datensätze voraussetzen, die zumindest einigermaßen vergleichbar sind und anhand derer gleichzeitig und ergänzend für verschiedene Einflussfaktoren kontrolliert werden kann. So erscheint ein Vergleich der Bedeutung institutioneller Faktoren für die Arbeitsplatzdynamik wenig sinnvoll, wenn nicht gleichzeitig berücksichtigt werden kann, dass Länder sich auch in ihrer Betriebsgrößenstruktur, ihrer industriellen Struktur oder der Altersstruktur der Betriebe unterscheiden und diese Unterschiede signifikanten Einfluss auf die Ergebnisse haben können. 20 Betont werden muss weiterhin, dass institutionelle Rahmenbedingungen ohnehin höchstens Unterschiede in der relativen Bedeutung der Job-Flows zwischen verschiedenen Ländern erklären können, nicht jedoch zur Erklärung der Heterogenität innerhalb einzelner Länder beitragen können, die für jedes Land festgestellt werden kann. Die vorliegende Arbeit für die baden-württembergische Industrie wird sich in den folgenden Teilen daher einer Suche nach möglichen Ursachen für die bemerkenswerte Heterogenität betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen innerhalb der baden-württembergischen Industrie widmen. Daher soll an dieser Stelle nur ein knapper Überblick über mögliche Determinanten gegeben werden, die auch die Heterogenität der Beschäftigungsentwicklungen innerhalb eines Landes erklären können. Dabei kann zwischen Erklärungsansätzen unterschieden werden, welche sektorale Unterschiede als wesentliche Determinanten der Heterogenität anführen und Theorien, welche die Ursache für die Heterogenität auf der Ebene der einzelnen Betriebe suchen. 19 20 Diese gegenläufigen Effekte der Strenge der rechtlichen Bestimmungen zum Arbeitnehmerschutz sowie des relativen Lohndrucks auf Betriebsebene auf den Job-Turnover fllhren Bertola/Rogerson (1997) als Grund ftlr die vermeintlich erstaunliche Tatsache an, dass die Vereinigten Staaten und zahlreiche europäische Ulnder trotz völlig unterschiedlicher institutioneller Gegebenheiten ähnliche Brutto-Job-Flows aufweisen. Davis/Haltiwanger (1999a), S. 2754, kritisieren ebenfalls die weitgehend zu aggregierte Vorgehensweise bei den bisher existierenden Querschnittsstudien: "We do not believe that strong inferences about the effects of economic policies and institutions can be drawn from cross-country comparisons of aggregate job flow rates." 49 1.4.2 Sektorale und betriebsindividuelle Charakteristika als Determinanten der Heterogenität Aufhauend auf der Überzeugung, dass Betriebe innerhalb von Branchen, Regionen, Altersgruppen oder auch von Größenklassen als relativ homogen betrachtet werden können, lassen sich zwar für die einzelnen Teilgruppen von Betrieben weitgehend identische Beschäftigungsentwicklungen erwarten, die jedoch zwischen den Sektoren sehr unterschiedlich ausfallen können. Sektorale Schocks im weitesten Sinne, wie z.B. ein Nachfrageeinbruch nach bestimmten Industrieprodukten oder aber ein nur bestimmte Branchen oder Regionen betreffender Preisschock, könnten sich dann für die Heterogenität verantwortlich zeichnen. Führt man sektorale Unterschiede und Schocks als entscheidende Ursache der Heterogenität an, so müssten disaggregierte Komponentenanalysen der Arbeitsplatzdynamik, in deren Rahmen die Schaffung und der Abbau von Jobs innerhalb eng abgegrenzter Branchen, Größenklassen, Regionen oder Altersgruppen betrachtet wird, regelmäßig zu dem Ergebnis gelangen, dass die betrieblichen Beschäftigungsentwicklungen innerhalb dieser Teilgruppen überwiegend homogen ausfallen. Inwiefern diesem Argument Bedeutung für die Erklärung der Heterogenität in der baden-württembergischen Industrie zukommt, soll in Teil 2 dieser Arbeit anhand von disaggregierten Job-Turnover-Analysen beleuchtet werden. Eine Vielzahl unterschiedlichster Erklärungsansätze versucht, die Heterogenität der betrieblichen Beschäftigungsentwicklungen auf der Ebene einzelner Betriebe zu erklären. Da sich Teil 3 dieser Arbeit für die baden-württembergische Industrie einer empirischen Analyse möglicher Determinanten des betrieblichen Beschäftigungswachstums widmet, soll an dieser Stelle der Arbeit nur ein kurzer Einblick in ausgewählte theoretische Erklärungsmodelle gegeben werden, die versuchen, die Heterogenität auf der Ebene der einzelnen Betriebe zu erklären. Eine wichtige Rolle bei der Begründung der Heterogenität wird generell der Unsicherheit zugeschrieben, unter der die Betriebe am Markt agieren und ihre Entscheidungen treffen müssen. 21 Unsicherheiten bezüglich der Entwicklung, Distribution, dem Marketing oder auch dem Erfolg neuer Produkte, Unsicherheiten bezüglich möglicher Weiterentwicklungen der Produktionstechniken und -verfahren, Unsicherheiten bezüglich der Entwicklung der Nachfragebedingungen oder der Effizienz der verwendeten Technologien führen dazu, dass 21 Vgl. z.B. Roberts/Weitzman (1981), Lambson (1991) oder Ericson/Pakes (1995). so Betriebe, die hinsichtlich wesentlicher Struktunnerkmale sehr ähnlich sind, unterschiedliche Entscheidungen treffen und daher unterschiedliche Beschäftigungsentwicklungen aufweisen. Lucas (1978) führt die Heterogenität betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen auf Unterschiede in den unternehmerischen Ftihigkeiten der Finnen- und Betriebsinhaber und somit auf die Fähigkeit zurück, mit dieser Unsicherheit umzugehen. Das konsequente Erkennen und Nutzen von Marktchancen, eine gute Mitarbeiterauswahl und -motivation oder auch eine ausgeprägte Flexibilität und Anpassungsfllhigkeit auf veränderte Rahmenbedingungen sind Qualitäten der Unternehmensleitung, die über den Erfolg oder Misserfolg eines Betriebes entscheiden. Aufbauend auf einer Pionierarbeit von Jovanovic ( 1982) erklären lerntheoretische Selektionsmodelle 22 die Unterschiedlichkeit der Beschäftigungsentwicklungen als das Ergebnis eines marktlichen Selektionsprozesses. Betriebe, die neu auf den Markt kommen, besitzen zunächst keine Informationen über ihre Kostenfunktion und somit die Effizienz der eigenen Produktion. Im Zuge der Produktionstätigkeit gewinnt ein Betrieb Informationen über seine Effizienz und kann somit auf der Grundlage bayesianischer Lernprozesse Rückschlüsse auf seine Kostenparameter ziehen. Effizientere Firmen werden wachsen und überleben, ineffizienten Firmen bleibt nichts anderes übrig, als zu schrumpfen und gegebenenfalls aus dem Markt auszuscheiden. Insoweit ist ein Betrieb nach seinem Marktzutritt einem Lernprozess ausgesetzt, den er jedoch "nur" passiv zur Kenntnis nehmen kann und auf dessen Grundlage er seine Produktionsentscheidung flillt. Dieser "passive learning"-Ansatz lässt einen negativen Zusammenhang zwischen dem Alter eines Betriebes und der relativen Höhe der Job-Flows erwarten. Je länger ein Betrieb auf einem Markt agiert, desto besser sind seine Kenntnisse über die eigene Effizienz und desto wahrscheinlicher ist es, dass der Betrieb inzwischen wettbewerbsfllhig ist. Im Gegensatz zum passiven Lernmodell Jovanovics betonten spätere Modellerweiterungen (Ericson/Pakes (1989, 1995) sowie Dunne at al. (1989a)) das aktive Element des Lernprozesses, da ein Betrieb seinen Erfolg durch eigene unternehmerische Entscheidungen und die eigene Investitionstätigkeit in der Folgezeit der Gründung selbst weiter beeinflussen kann. 23 Insoweit lässt diese Modellgruppe eine größere Unabhängigkeit des Ausmaßes der Jobschaffung und des Jobabbaus vom Betriebsalter erwarten. 22 23 Vgl. auch Ericson/Pakes (1989, 1995). Vgl. auch die Darstellung bei Davis/Haltiwanger (1992), S. 839. 51 Die Erklärung der Heterogenität im Rahmen von Vintage-Modellen basiert auf der Idee, dass neu in den Markt eintretende Betriebe regelmäßig über die beste und aktuellste Technologie verfügen, während typischerweise Betriebe mit einem obsoleten Kapitalstock aus dem Markt ausscheiden (vgl. z.B. Johansen (1972) oder Mortensen/Pissarides (1998)). Da auf einem Markt gleichzeitig verschiedene Jahrgänge von Betrieben mit unterschiedlich effizientem Kapital agieren, wird es verständlich, dass ein Teil der Betriebe expandiert, während gleichzeitig ein anderer Teil der Betriebe seine Beschäftigung reduziert oder aber sich zum Marktaustritt entschließt. Mit Blick auf die Bedeutung des Alters eines Betriebes lassen diese Modelle erwarten, dass Arbeitsplatzschaffung primär unter jüngeren Betrieben, die über die bessere Technologie und somit bessere Expansionschancen verfügen, und Arbeitsplatzabbat•. eher für ältere Betriebe, deren Kapitalstock bereits länger einem Obsoleszenzprozess ausgesetzt ist, beobachtet werden kann. Innerhalb von Kohorten desselben Jahrgangs sollte dagegen eine weitgehende Homogenität betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen beobachtet werden können. 24 Unterschiede in den betriebsspezi.fischen Nachfrage- und Kostenbedingungen finden im Rahmen der Modelle von Hopenhayn (1992), Hopenhayn/Rogerson (1993) oder auch Campbell/Fischer (1996), Campbell (1997) und Davis/Haltiwanger (1990) besondere Betonung. Insbesondere Energiekosten oder aber die betriebliche Steuerbelastung hängen in starkem Maße von regionalen Gegebenheiten ab und können dazu führen, dass Betriebe, die mit identischen Technologien identische Produkte herstellen, aufgrund dieser betriebsspezifischen Kostenschocks dennoch unterschiedliche Beschäftigungsveränderungen aufweisen. 24 Kritisch anzumerken ist die Tatsache, dass empirische Studien Anlass zum Zweifel geben, ob jüngere Betriebe tatsächlich stets über die beste Technologie und somit die größte Wettbewerbsfllhigkeit verfllgen. Dunne (1994) gelangt in einer empirischen Arbeit zu dem Ergebnis, dass Betriebsalter und Modernisierungsgrad der Technologie eines Betriebes nur in sehr geringem Maße korreliert sind. Fraglich ist dabei jedoch, ob das Alter eines Betriebes seit seiner Gründung überhaupt ein sinnvoller Indikator fllr das Alter des Kapitalstocks ist, da auch ältere Betriebe ihren Kapitalstock durch Restrukturierungsinvestitionen jederzeit erneuern könnten. Insoweit misst eine Korrelation zwischen Betriebsalter und Modernitätsgrad nicht zwingend den Zusammenhang zwischen Alter des Kapitalstocks und Modernitätsgrad. 52 2. Konzentration von Arbeitsplatzschaffung und Arbeitsplatzabbau in der badenwürttembergischen Industrie von 1980 bis 1999 Als zentrales Ergebnis einer Job-Tumover-Analyse der Arbeitsplatzdynamik für die badenwürttembergische Gesamtindustrie konnte in Abschnitt 11.1 festgehalten werden, dass der baden-württembergische Industriearbeitsmarkt in allen Jahren durch ein gleichzeitiges Nebeneinander von wachsenden, schrumpfenden, neu auftretenden und wegfallenden Betrieben und somit durch eine ausgeprägte Unterschiedlichkeit betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen gekennzeichnet war. Zu klären ist nun ergänzend die Frage, ob sich diese Arbeitsplatzschaffung und -verringerung in starkem Maße auf wenige Betriebe konzentriert, die in sehr großem Umfang neue Jobs bereitstellen oder Arbeitsplätze abbauen, oder die Arbeitsplatzdynamik die Summe zahlreicher eher geringfügiger Arbeitsplatzveränderungen auf Betriebsebene ist. Im Mittelpunkt der folgenden Überlegungen steht somit die Frage nach der relativen Konzentration der Jobschaffung und des Jobabbaus. Abbildung 111.6: Ungewichtete Verteilung betrieblicher Wachstumsraten, badenwllrttembergische Gesamtindustrie, gepoolte Werte, 1980-1999 -2 -1 0 Betnel,licho Wochsll.wnmle noch Oo~o/Ha~ Abbildung IIl.6 gibt zunächst die gepoolte Verteilung der jährlichen betrieblichen Veränderungsraten der Beschäftigung von 1980 bis 1999 wieder und basiert dabei auf insgesamt 339282 Beobachtungen. Um Gründungen und Schließungen in die Analyse integrieren zu können, wurde hier der in Abschnitt 11.4.2 vorgestellten Vorgehensweise von Davis et al. (1996a) folgend auf Wachstumsraten zurückgegriffen, die durch Bezug auf die Durchschnittsbeschäftigung der betrachteten Perioden gebildet werden und daher symmetrisch im Intervall zwischen -2 und 2 liegen. Insgesamt war die Verteilung der jährlichen Veränderungsraten 53 weitgehend symmetrisch, was sowohl der optische Eindruck als auch ein Schiefemaß von Pearson in der Gegend von Null belegen. Dabei fällt auf, dass ein großer Teil der Betriebe seine Beschäftigung nicht oder nur in geringfügigem Maße änderte, während ein nur sehr kleiner Teil der Betriebe Veränderungsraten aufwies, die deutlich negativ oder aber deutlich positiv ausfielen. Gleichzeitig lässt die Betrachtung der kumulierten relativen Anteile an der Arbeitsplatzschaffung und am Arbeitsplatzabbau sowohl auf Seiten der Jobschaffung als auch auf Seiten des Jobabbaus eine erhebliche relative Konzentration erkennen (vgl. Tabelle III. 7). Tabelle IU. 7: Relative Konzentration der Jobschaffung und des Jobabbaus in der badenwßrttembergiscben Industrie, I 980-1999 Anteil der Betriebe mit der Anteil an der Anteil am größten Jobschaffung bzw. Arbeitsplatzschaffung Arbeitsplatzabbau dem größten Jobabbau in% in% Median Arithm. Standard- Median Arithm. Standard- Mittel abweichuna Mittel abweichuna 1% 26.1 26.7 3.6 26.7 27.9 4.5 5% 47.8 48.4 3.1 51.8 52.6 3.4 25% 79.8 79.8 1.4 82.6 82.9 1.6 50% 92.5 92.4 0.7 93.6 93.6 0.8 75% 97.8 97.8 0.3 98.0 98.0 0.3 Im Durchschnitt der Jahre 1980 bis 1999 entstand bereits mehr als ein Viertel der neuen Stellen in nur einem einzigen Prozent aller arbeitsplatzschaffenden Betriebe. Nur 5% der arbeitsplatzschaffenden Betriebe zeichneten sich im Durchschnitt des Betrachtungszeitraums bereits für knapp die Hälfte aller neuen Arbeitsplätze verantwortlich. Die Konzentration auf Seiten des betrieblichen Jobabbaus fiel im Betrachtungszeitraum noch etwas stärker aus. 25 Sowohl die Mediane als auch die arithmetischen Mittel der relativen Merkmalssummen liegen für jedes betrachtete "Perzentil" jeweils zumindest etwas höher als die entsprechenden Anteile an der Jobschaffung. Somit könnte das vorliegende Ergebnis als Bestätigung der Schlussfolgerungen früherer Studien wie z.B. von Davis et al. (1996a) für das Verarbeitende Gewerbe der USA oder von Blanchflower/Burgess (1994)26 für die Gesamtwirtschaft Großbritanniens interpretiert werden, dass die Konzentration des Arbeitsplatzabbaus größer ist als die der Arbeitsplatzschaffung: "[ ... ] job destruction is more concentrated at plants with sharp 26 Betriebszusammenschlüsse und Betriebsaufspaltungen können sich im Rahmen einer Konzentrationsanalyse in beträchtlichem Maße in den Ergebnissen niederschlagen. Die vorliegende Datenbasis erlaubt jedoch keine Quantifizierung dieser Effekte. Blanchflower/Burgess (1994), S. 19. Die Konzentration in der britischen Industrie ist dabei gemessen an den relativen Merkmalssummen etwas geringer als in der baden-württembergischen Industrie. So zeichneten sich in Großbritannien immerhin 10% der wachsenden Betriebe -und nicht nur 5% wie in Baden-WOrttemberg -ftlr die Hälfte der Jobschaffung und ebenfalls 10% der jobabbauenden Betriebe ftlr die Hälfte der Arbeitsplatzreduktion verantwortlich. 54 employment changes than is job creation." 27 Ein Vergleich der jährlichen Ergebnisse zeigt jedoch, dass diese markantere Konzentration des Jobabbaus keineswegs so stabil ist, dass sie für jedes einzelne Jahr beobachtet werden kann. Die zeitliche Entwicklung der relativen Konzentration von Jobschaffung und Jobabbau lässt erkennen, dass die relativen Anteile an der Gesamtzahl der geschaffenen und abgebauten Arbeitsplätze im Zeitablauf erheblichen Schwankungen unterliegen. Der Anteil an der Jobschaffung, über den das eine Prozent größter arbeitsplatzschaffender Betriebe verfügte, lag zwischen 20,7% und 33,8%, der entsprechende Anteil an der Arbeitsplatzreduktion zwischen 21,5% und 38,8% (vgl. Abbildung III.7). Ein Trend in der zeitlichen Entwicklung der Konzentration der Job-Flows ist im Betrachtungszeitraum nicht erkennbar, ein Portmanteau- Test untermauert, dass die zeitliche Entwicklung jeweils als weißes Rauschen beschrieben werden kann. Abbildung 111.7: Zeitliche Entwicklung der relativen Konzentration der Arbeitsplamchaffung und des Arbeitsplatzabbaus, baden-wllrttembergischen Industrie, 1980-1999 Jobschaffung 25% 1 .. --------------- .1 5% 1.~ 2 ~ .. " Jobabbau 25% t 5% 1 l, 1% Im Zeitablauf ging dabei eine höhere Konzentration auf Seiten der Jobschaffung ceteris paribus mit einer geringeren Konzentration auf Seiten des Jobabbaus einher, wobei der negative Zusammenhang erst für die relativen Merkmalssummen des ersten Quartils und des Medians statistisch signifikant ist (vgl. Tabelle III.8). 27 Vgl. Davis et al. (1996a), S. 30. 55 Tabelle IIL8: Korrelation der zeitlichen Entwicklung der Konzentration von Jobschaffung und Jobabbau, Korrelationskoemzienten von Pearson-Bravais, P-Werte in Klammern, 1980-1999 Perzentil größter Korrelationskoeffizient von R.angkorrelationskoeffizient Jobschaffer bzw. Pearson-Bravais von Spearrnan -abbauer 1 %-Perzentil --0.293 --0.201 /0.239) /0.423) 5%-Perzentil --0.439 --0.455 (0.068) 10.058) 25%-Perzentil -0.668 -0.614 (0.002)- 10.007)- Ein eindeutiges Verhalten der Entwicklung der relativen Konzentration der Jobschaffung und des Jobabbaus im Konjunkturzyklus ist nicht erkennbar. Weder die Betrachtung von zeitlichen Korrelationen mit der Wachstumsrate des realen Bruttoinlandsprodukts (vgl. Tabelle III.9) noch einfache OLS-Regressionen der relativen Merkmalssummen auf die Wachstumsrate des Bruttoinlandsproduktes mit Newey-West-Standardfehlem, auf deren Wiedergabe verzichtet wurde, lassen statistisch gesicherte Hinweise auf ein systematisches Verhalten der Konzentrationen im Konjunkturverlauf erkennen. Tabelle 10.9: Konjunkturabhlngigkeit der Konzentration von Jobschaffung und Jobabbau, Korrelationskoemzienten von Pearson-Bravais, P-Werte in Klammern, 1980-1999 Anteil der Betriebe mit Wachstumsrate des realen Aktuelle Wachstumsrate der größten Jobschaffung Bruttoinlandsprodukts in der des realen Bruttoinlandsprodukts bzw. dem größten Vorperiode Jobabbau an der/am ... Jobschaffung 1% -0.33 -0.06 /0.181\ 10.817) 5% -0.26 -0.03 /0.307) /0.897) Jobabbau 1% -0.02 0.07 (0.953) (0.797) 5% -0.01 0.09 (0.963) (0.729) Während im vorliegenden Fall für die baden-württembergische Industrie die Konzentration der Job-Flows anhand der einjährigen Beschäftigungsveränderungen analysiert wird, führen Picot/Dupuy (1998) in einer Studie für die kanadische Industrie die Konzentrationsanalyse ergänzend für längerfristige Beschäftigungsveränderungen durch, die weniger von transitorischen Einflüssen geprägt sind als kurzfristigere Veränderungen. Insgesamt führt jedoch die Berücksichtigung längerfristiger Veränderungen weder in der kanadischen Studie 56 noch für die baden-württembergische Industrie zu einer gravierenden Änderung der Ergebnisse.28 Die erhebliche Konzentration des Jobabbaus und der Jobschaffung ist sowohl aus theoretischer Sicht als auch aus wirtschaftspolitischem Blickwinkel von Interesse. Bereits als Ergebnis einer Job-Turnover-Analyse der Arbeitsplatzdynamik konnte festgehalten werden, dass die Beschäftigungsentwicklungen auf Betriebsebene sehr heterogen ausfielen und somit durch Modelle einer repräsentativen Firma nicht hinreichend erklärt werden können (vgl. Abschnitt IIl.1.3). Die Resultate der Konzentrationsanalyse sowie die ergänzende Betrachtung der Verteilung der betriebsspezifischen Wachstumsraten der Beschäftigung liefern ein weiteres Argument für diese Schlussfolgerung. Selbst die Gruppe der expandierenden Betriebe kann keineswegs in dem Sinne als homogen charakterisiert werden, dass Beschäftigungsveränderungen sich gleichmäßig auf die ihre Beschäftigung ausweitenden Betriebe verteilen. Sowohl die außergewöhnliche Konzentration der betrieblichen Arbeitsplatzschaffung als auch des betrieblichen Arbeitsplatzabbaus verdeutlichen vielmehr, wie unterschiedlich Beschäftigungsentwicklungen selbst innerhalb einer Teilgruppe von Betrieben ausfallen, deren Beschäftigung sich in dieselbe Richtung verändert. Gleichzeitig unterstützt die Verteilung der betrieblichen Veränderungsraten der Beschäftigung die These, dass Beschäftigungsanpassungen der Betriebe nicht so stetig und kontinuierlich ausfallen, wie dies im Rahmen traditionellerer Arbeitsnachfragemodelle, die auf der Grundlage konvexer Anpassungskosten der Beschäftigung argumentieren, unterstellt wird. 29 Vielmehr deuten die baden-württembergischen Ergebnisse auf ein häufig diskretes Anpassungsverhalten der Betriebe hin, das auf der Existenz fixer Anpassungskosten beruhen kann: 21 29 30 "[ ... ] the lumpiness ofplant level employment movements points to a major role for fixed costs in the adjustment of labor or cooperating factors of production. Put differently, such lumpiness is difficult to reconcile with traditional models of convex adjustment costs that long dominated work on dynarnic labor demand issues [ ... ]. 1130 Picot/Dupuy (1998), S. 129, widmen sich im Rahmen ihrer Studie außerdem einer Analyse der Konzentration innerhalb von Größenklassen. Dabei zeigt sich, dass die Beschäftigungsverllnderungen sowohl in der kurzen als auch in der längeren Frist insbesondere bei kleineren und mittleren Betrieben besonders konzentriert ausfielen, während die Konzentration ft1r Großbetriebe sowohl ft1r die Jobschaffung als auch ft1r den Job abbau eher gering ausfiel. Vgl. dazu z.B. Nickell (1986) oder Hamermesh/Pfann (1996). Davis/Haltiwanger (1999a), S. 2729. 63 wie Langzeitarbeitslosigkeit und Arbeitsplatzreallokation zwischen den Betrieben rücken in den Vordergrund: "To the extent that job creation and destruction represent short-lived establishment-level employment changes, these changes can be implemented largely through temporary layoffs and recalls. To the extent that establishmentlevel employment changes are persistent, they must be associated with long-term joblessness or worker reallocation across plants. "39 Ohne die grundsätzliche Richtigkeit der Argumentation in Frage stellen zu wollen, ist jedoch vor dem Hintergrund der mangelnden Verfügbarkeit von Daten über tatsächliche Arbeitsverhältnisse und den daraus resultierenden beschriebenen methodischen Vereinfachungen bei der Ermittlung der Persistenzraten vor einer undifferenzierten und unkritischen Interpretation der Ergebnisse in dieser Hinsicht zu warnen. Der folgende Abschnitt wendet sich nun abschließend der Frage zu, welche Bedeutung die Konjunktur für die Stabilität der neu geschaffenen bzw. der abgebauten Jobs hat. 3.3 Persistenz im Konjunkturzyklus Betrachtet man die Ergebnisse bisheriger Studien zur konjunkturellen Abhängigkeit der Persistenzraten, so stimmen diese darin überein, dass die konjunkturelle Entwicklung einen wesentlichen Einfluss auf die Stabilität der betrieblichen Jobschaffung und des Jobabbaus besitzt. 40 Dabei herrscht die Überzeugung vor, dass neue Arbeitsplätze, die in Boomzeiten entstehen, bessere Überlebenschancen haben als Jobs, die in Rezessionen geschaffen werden: "[ ... ] jobs created during a recession are less likely to survive than jobs created during an expansion." 41 Die bisherigen Studien der Bedeutung der Konjunktur für die Persistenz der betrieblichen Jobschaffung und des Jobabbaus machen keinen Unterschied zwischen der Konjunktur im Jahr der Entstehung bzw. des Abbaus neuer Arbeitsplätze und der konjunkturellen Entwicklung in der Folgezeit. Diese Unterscheidung ist jedoch bei einer Analyse des Einflusses der Konjunktur auf die Stabilität der Jobschaffung sehr sinnvoll. Unstrittig dürfte sein, dass eine günstige konjunkturelle Entwicklung in den Jahren nach der Schaffung neuer Arbeitsplätze 39 Davis/Haltiwanger (1992), S. 836. "' Vgl. z.B. auch Albaek/Sorensen (1998). 41 Davis et al. (1996a}, S. 26. 64 die Beibehaltung der geschaffenen Jobs positiv begünstigt. Ceteris paribus ist zu erwarten, dass die Persistenz der Jobschaffung unabhängig von der konjunkturellen Lage im Ausgangsjahr um so größer und die Persistenz des Jobabbaus um so kleiner ist, je günstiger die konjunkturelle Entwicklung in der Folgezeit ausflillt. Der Effekt der konjunkturellen Lage im Jahr der Jobschaffung dagegen ist keineswegs eindeutig. Zwar könnte man ebenfalls argumentieren, dass Arbeitsplätze, die in einem positiven gesamtwirtschaftlichen Umfeld entstehen, über bessere Startbedingungen verfügen als Jobs, die in rezessiven Jahren geschaffen werden. Diese Überlegung würde dafür sprechen, dass eine günstige Konjunktur im Jahr der Jobschaffung die Persistenz der Jobs positiv stimuliert. Andererseits kann man sich jedoch auch vorstellen, dass in Jahren mit einer überaus guten konjunkturellen Entwicklung in einigen Betrieben neue Arbeitsplätze entstehen, die zwar kurzfristig wettbewerbsfähig sind, sich bei einer Beruhigung der Konjunktur dann jedoch sehr schnell als nicht mehr rentabel erweisen. 42 Letzteres Argument könnte die These eines eindeutigen positiven Effekts der Konjunktur im Jobschaffungsjahr auf die Persistenz der geschaffenen Jobs zumindest etwas relativieren. Im Gegensatz zu den bisherigen Studien wird daher im Folgenden jeweils streng zwischen der Konjunktur im Ausgangsjahr sowie der konjunkturellen Entwicklung in der Folgezeit unterschieden, wobei als Konjunkturindikator jeweils die jahresdurchschnittliche Wachstumsrate des realen Bruttoinlandsprodukts herangezogen wird. Bereits die Betrachtung der Korrelationskoeffizienten von Pearson-Bravais (vgl. Tabelle III.12) zeigt, dass insbesondere der konjunkturellen Entwicklung in der Folgezeit der Jobschaffung bzw. des Jobabbaus eine besondere Bedeutung für die Persistenz zukommt. Eine günstigere konjunkturelle Entwicklung in der Folgezeit geht sowohl nach einem als auch nach zwei Jahren statistisch gesichert mit einer höheren Persistenz der Jobschaffung und einer geringeren Persistenz des Jobabbaus einher. Die Korrelationskoeffizienten der Wachstumsrate des realen Bruttoinlandsprodukts im Ausgangsjahr der Jobschaffung und des Jobabbaus weisen ein positives bzw. negatives Vorzeichen auf, sind jedoch statistisch insignifikant. Rangkorrelationskoeffizienten von Spearman unterstreichen die ermittelten Ergebnisse (vgl. Anhang III.!). 42 Dieses Argument steht in einem engen inhaltlichen Zusammenhang mit der Argumentation neuerer Theorien des Konjunkturzyklus, die rezessiven Zeiten einen passiven Säuberungscharaktcr zuschreiben, da hier Arbeitsplätze vermehrt unprofitabel werden (vgl. auch Kapitel IV). 65 Tabelle 111.12: KonjunkturabhAngigkeit der Persistenzraten, Korrelationskoeffizienten von Pearson-Bravais, baden-wOrttembergische Industrie, P-Werte in Klammern, 1980-1994 Wachstumsrate des realen Bruttoinlandsprodukts ... .. .im .. .im ersten .. .im zweiten Ausoanosiahr Foloeiahr Foloeiahr Paralatenzrate dar Jobschaffung 1 Jahr 0.33 0.87 10.3241 10.0011- 2 Jahre 0.10 0.76 0.72 10.7641 ro.0011- 10.0121* Paralatenzrate das Jobabbaus 1 Jahr -0.55 -0.78 10.0821 10.004\- 2 Jahre -0.37 -0.83 -0.68 10.268) 10.002)- 10.0211* Insoweit scheint die konjunkturelle Entwicklung in den Folgejahren von größerer Bedeutung für die Persistenz betrieblicher Beschäftigungsveränderungen zu sein als das konjunkturelle Umfeld im Ausgangsjahr. Im Gegensatz zur Studie von Albaek/Sorensen (1998), die für die dänische Industrie zu dem Ergebnis gelangt, dass die Persistenz des Jobabbaus in weniger starkem Maße konjunkturabhängig ist als die Persistenz der Jobschaffung, beeinflusst das konjunkturelle Umfeld in der baden-württembergischen Industrie sowohl die Stabilität geschaffener als auch die Dauerhaftigkeit abgebauter Jobs in beträchtlichem Maße. Um gleichzeitig für den Einfluss der konjunkturellen Effekte im Schaffungs- oder Abbaujahr und in der Folgezeit kontrollieren zu können, wurden ergänzend einfache OLS-Regressionen der verschiedenen Persistenzraten auf die Wachstumsraten des Bruttoinlandsprodukts durchgeführt. Um für Autokorrelation sowie Heteroskedastizität unbekannter Form zu kontrollieren, werden die Standardfehler nach der Methode von Newey-West43 ermittelt. Die Korrelationskoeffizienten zwischen den Regressoren sind dabei zwar positiv, jedoch statistisch insignifikant, so dass das denkbare Problem der Multikollinearität die Ergebnisse nicht gravierend beeinflusst. Die Ergebnisse der Regressionen bestätigen die Ergebnisse der einleitenden Korrelationsanalysen (vgl. Tabelle IIl.13). Die konjunkturelle Entwicklung in der Folgezeit der Jobschaffung bzw. des Jobabbaus hat bei gleichzeitiger Kontrolle für die Konjunktur im Ausgangsjahr sowohl im ersten als auch im zweiten Jahr einen hochsignifikanten Einfluss auf die jeweiligen Persistenzraten. Wie inhaltlich erwartet begünstigt eine bessere konjunkturelle Entwicklung in den folgenden Perioden die Stabilität der geschaffenen Jobs und reduziert die Dauerhaftigkeit des betrieblichen Stellenabbaus. 43 Vgl. Newey/West (1987). 66 Tabelle 111.13: Konjunkturabhlngigkeit der Penistenzraten, Ergebnisse einer OLS-Regression mit Newey-West-Standardfehlem, baden-wllrttembergische Gesamtindustrie, 1980-1994 Konstante Wachstumsrate reales BIP im 2. Fol e·ahr F-Wert White-Test Durbin-Watson- Teststatistik45 Abhängige Variable: Persistenzrate ... ... der Arbeitsplatzschaffung 1 Jahr ... des Arbeitsplatzabbaus 1 Jahr o.m 0.000- -1.032 0.410 5.71 0.336 1.44 F 3,11 2 Jahre -3.347 0.000- 126.33 0.000- 8.78 0.118 1.54 F 3 11 10.87 0.285 1.27 F 4,11 Die Konjunktur im Jahr der Jobschaffung selbst dagegen scheint für die Persistenz keine statistisch gesicherte Rolle zu spielen. Die Generalaussage der angeführten Studien, dass in Boomzeiten geschaffene Jobs eine höhere Überlebenswahrscheinlichkeit aufweisen, erscheint vor dem Hintergrund der gefundenen Ergebnisse somit für die baden-württembergische Industrie und die Jahre 1980 bis 1994 zu undifferenziert zu sein und bedarf der Ergänzung. In der baden-württembergischen Industrie war daher im Zeitrawn 1980 bis 1994 weniger die konjunkturelle Situation im Ausgangsjahr als vielmehr die konjunkturelle Entwicklung in der Folgezeit von entscheidender Bedeutung für die resultierende Stabilität der betrieblichen Jobschaffung und des betrieblichen Jobabbaus . .. . , Vgl. White (1980) oder die Beschreibung in Greene (2000), S. 508 . Vgl. Durbin/Watson (1950, 1951, 1971) oder die Erlauterungen in Greene (2000), S. 538ff. 67 IV. Arbeitsplatzdynamik im Konjunkturzyklus -Zur Rolle der Arbeitsplatzreallokation bei der Erklärung konjunktureller Schwankungen 1. Ausgangspunkt: Das Erklirungsproblem traditioneller Konjunkturtheorien Zahlreichen traditionelleren Konjunkturtheorien ist die Auffassung gemein, dass aggregierte Schocks für das Entstehen von Beschäftigungs- und Outputschwankungen verantwortlich sind. Unterschiede zwischen den einzelnen Konjunkturtheorien bestehen daher insbesondere in der Art des Schocks, der bei der Erklärung der Konjunktur Betonung findet. 1 Traditionell keynesianisch geprägte Konjunkturtheorien sehen in Schwankungen der gesamtwirtschaftlichen Nachfrage die entscheidende Ursache für konjunkturelle Output- und Beschäftigungsschwankungen.2 Monetäre Ansätze, z.B. von Johnson (1967), Friedman (1969) oder Brunner/Meltzer (1971), führen kurzfristige reale Schwankungen auf exogene Veränderungen der Geldmenge oder des Geldmengenwachstums zurück. In früheren Modellen der Neuen Klassischen Makroökonomie, die auf der Annahme stetiger Markträumung und vollkommener Konkurrenz auf allen Märkten basieren, werden reale konjunkturelle Schwankungen mit unvollständigen Informationen der Wirtschaftsakteure begründet, deren intertemporales Optimalkalkül durch Fehleinschätzungen relativer Preise zu intertemporalen Substitutionseffekten führt, die reale Auswirkungen in der Gegenwart besitzen (vgl. z.B. Lucas (1975)). Gleichgewichtstheoretische Modelle realer Konjunkturschwankungen (Real- Business-Cycles-Modelle3) erklären den Konjunkturzyklus durch das Auftreten seriell korrelierter Angebotsschocks, insbesondere durch das Auftreten von Produktivitäts- oder Präferenzschocks4. Im Gegensatz zu den konjunkturtheoretischen Erklärungsansätzen der Neuen Klassischen Makroökonomie gehen Modelle der Neuen Keynesianischen Makroökonomik von Märkten mit unvollkommener Konkurrenz aus. Output- und Beschäftigungs- Einen guten Überblick über wesentliche Grundrichtungen der Konjunkturtheorie gibt Wagner, H. (1997), S. 37-39. Exemplarisch seien die Konjunkturmodelle in der Tradition von Samuelson (1939) und Hicks (1950) angeführt, die das Entstehen konjunktureller Schwankungen aus einem Zusammenwirken von Multiplikator- und Akzeleratoreffekten im Zuge von Nachfrageverllnderungen begründen. Zentral ftlr die Theorie gleichgewichtiger realer Konjunkturzyklen sind die ursprünglichen Aufsatze von Kydland/Prescott (1982) und von Long/Plosser (1983). Einen Überblick über kritische Anmerkungen zu den Real-Business-Cycles-Modellen findet man zum Beispiel in Mankiw (1989). Serielle Korreliertheit der Schocks bedeutet in diesem Zusammenhang, dass die Angebotsschocks in ihrer Wirkung durch alternative Verbreitungsmechanismen verstllrkt werden und somit in folgende Perioden hineinwirken. Als mögliche Verbreitungsmechanismen werden zum Beispiel die Möglichkeit der Lagerhaltung durch Betriebe zur Kompensation unerwarteter Nachfragellnderungen, die nur schrittweise Anpassung der Beschäftigung als Folge von Anpassungskosten der Beschäftigung sowie zeitaufwendige Suchprozesse angeftlhrt. Besondere Betonung findet die Möglichkeit einer intertemporalen Substitution von Arbeit und Freizeit. Geht man davon aus, dass in Boomzeiten höhere Löhne gezahlt werden, so steigen die Opportunitlltskosten der Freizeit in expansiven Phasen und die Individuen weiten ihr Arbeitsangebot aus. Dies kann die Wirkung von Produktivitlltsschocks auf den Output verstllrken. 68 schwankungen im Zuge von Nachfrageänderungen sind hier die Folge von Preisrigiditäten auf dem Gütermarkt. Die mangelnde Funktionsfähigkeit des Preismechanismus wird dabei aus dem mikroökonomischen Optimierungskalkül der Wirtschaftssubjekte begründet. Alle beschriebenen Theorierichtungen lassen sich, wie einleitend erwähnt, trotz ihrer unterschiedlichen Betonung der Angebots- oder Nachfrageseite der Wirtschaft dadurch charakterisieren, dass das Entstehen von Rezessionen auf symmetrische aggregierte Schocks zurückgeführt wird. Diese aggregierten Schocks sind dadurch gekennzeichnet, dass sie die Mehrzahl der Betriebe mehr oder weniger zur gleichen Zeit und in ähnlichem Maße treffen und somit einen Rückgang der Produktion und der Beschäftigung auf breiter Basis in der überwiegenden Mehrzahl der Betriebe implizieren müssten. Unter Ausblendung möglicher Heterogenitäten auf der Angebots- oder Nachfrageseite des Arbeitsmarktes lassen diese Erklärungsmodelle daher einen weitgehenden Gleichlauf betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen im Konjunkturverlauf erwarten. Aufgrund dieser postulierten Homogenität in der Wirkung aggregierter Schocks arbeiten zahlreiche Modelle, die sich obigen Theorieströmungen zuordnen lassen, mit der Annahme repräsentativer Produzenten und Konsumenten. Unter völliger Vernachlässigung möglicher Heterogenitäten wird eine mögliche Bedeutung von Reallokationsprozessen auf Betriebsebene für die Entwicklung der Gesamtbeschäftigung a priori ausgeklammert. Diese postulierte Homogenität steht jedoch in unmittelbarem Widerspruch zu den Ergebnissen zahlreicher empirischen Studien. 5 Die Ergebnisse der Komponentenanalyse der Arbeitsplatzdynamik in Kapitel III haben verdeutlicht, dass in allen Phasen des Konjunkturzyklus auf dem baden-württembergischen Industriearbeitsmarkt ein gleichzeitiges Nebeneinander von expandierenden, schrumpfenden, neu gegründeten und schließenden Betrieben beobachtet werden konnte, das nicht durch eine repräsentative Firma beschrieben werden kann. Neben dieser markanten Heterogenität betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen gibt auch eine von Blanchard/Diamond (1989, 1990) sowie Davis/Haltiwanger (1990, 1992) in verschiedenen Studien für die US-amerikanische Industrie erstmals festgestellte Asymmetrie im konjunkturellen Verhalten von Arbeitsplatzschaffung und Arbeitsplatzabbau der traditionellen Konjunkturtheorie Rätsel auf. 6 Während man auf der Grundlage vorherrschender Konjunkturmodelle eine weitgehende Symmetrie hinsichtlich der relativen Volatilität von Arbeitsplatzschaffung und Arbeitsplatzabbau erwarten müsste, da Arbeits- Vgl. z.B. die kritischen Anmerkungen von Davis et al. (1996a) oder auch Campbell/Fisher ( 1997), S. 22. Vgl. z.B. Davis et al. (1996a), S. 84. 69 platzschaffung und Arbeitsplatzabbau bei einer repräsentativen Firma im Zuge eines symmetrischen, aggregierten Schocks mit gleicher Häufigkeit und in gleicher Menge auftreten7, gelangen die Autoren zu dem Ergebnis, dass der Jobabbau im Konjunkturverlauf eine dominierende Rolle für die Beschäftigungsentwicklung spielt. "Job destruction rises dramatically during recessions, whereas job creation initially declines by a relatively modest amount. 118 Als Indikator für diese Asymmetrie im konjunkturellen Verhalten der Job-Flows ziehen Davis/Haltwanger das Verhältnis der Varianzen von Arbeitsplatzabbau und -schaffung im Zeitablauf heran, wobei in den Vereinigten Staaten die Varianz des Jobabbaus im Betrachtungszeitraum ungeflihr doppelt so groß ausflillt wie die entsprechende Varianz der Jobschaffung. Dieser Widerspruch zwischen den herrschenden Toeoriemeinungen und den Ergebnissen empirischer Studien stimulierte in der Folgezeit einerseits eine Vielzahl empirischer Studien für andere Länder, in denen die These von der Varianzasymmetrie überprüft wurde. Andererseits hatten die empirischen Beobachtungen auch eine theoretische Dimension. Die Abstraktion von dem beträchtlichen Ausmaß an Arbeitsplatzreallokation im Rahmen konjunkturtheoretischer Erklärungen wäre aus makroökonomischer Perspektive nur dann weitgehend unproblematisch, wenn den Reallokationsprozessen auf Mikroebene keine Bedeutung für die Erklärung aggregierter Fluktuationen zukommen würde.9 Zahlreichen der in der Folge der empirischen Studien neu entstandenen theoretischen Erklärungsversuche ist jedoch die Auffassung gemein, dass die aggregierte konjunkturelle Entwicklung nur dann zufriedenstellend erklärt werden kann, wenn Friktionen und Heterogenitäten auf der Mikroebene in hinreichendem Maße Beachtung finden. Sie teilen die Überzeugung, dass die Berücksichtigung von Heterogenitäten auf der Angebots- und Nachfrageseite des Arbeitsmarktes verbunden mit einer Betonung von Friktionen bei der Reallokation von Inputfaktoren dazu führt, dass das Auftreten allokativer Schocks sowie Veränderungen in der Die Behauptung einer prllgenden Rolle des Arbeitsplatzabbaus im Konjunkturzyklus widerspricht nach Blanchard/Diamond (1990), S. 87, auch der Schumpeterschen Auffassung von konjunkturellen Schwankungen, nach der dynamische Unternehmer gerade in expansiven Aufschwungzeiten in besonderem Maße zur Schaffung neuer Arbeitsplllu.e beitragen und somit gerade der Arbeitsplat7schaffung eine prllgende Rolle im Konjunkturzyklus zukommen sollte. Die Asymmetrie im Verhalten der Job-Flows "[ ... ] rules out a Schumpeterian view of cyclical tluctuations, with booms as times when inventions are implemented yielding highjob creation." Davis/Haltiwanger (1999a), S. 2735. Caballero (1992) argumentiert zum Beispiel, dass vorhandene Asymmetrien auf der Mikroebene nicht ohne weiteres auf die Makroebene übertragen werden können. 70 Intensität des Auftretens allokativer Schocks (Reallokationsschocks) und die damit verbundenen Reallokationsprozesse eine besondere Rolle bei der Erklärung konjunktureller Output- und Beschäftigungsschwankungen spielen. 10 Eine zufriedenstellende Erklärung der beobachteten Heterogenität betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen sowie der asymmetrischen Rolle der Job-Flows im Konjunkturverlauf wird somit erst möglich, wenn Friktionen und Reallokationsprozesse auf betrieblicher Ebene berücksichtigt werden. Teilweise wird allokativen Schocks dabei eine eigenständige Impulswirkung für das Entstehen aggregierter Fluktuationen zugeschrieben, teilweise wird die Verstärkerwirkung der ausgelösten Reallokationsprozesse im Zuge aggregierter Schocks betont. Im Folgenden werden die Grundideen wesentlicher Gruppen von Erklärungsmodellen vorgestellt. 11 2. Erklärungsansätze für die Asymmetrie im konjunkturellen Verhalten der Job- Fiows 2.1 Reallocation timing hypothesis Eine erste Gruppe von Erklärungsansätzen (Davis/Haltiwanger (1990), Hall (1991)) begründet die intensivierte Reallokation von Arbeit in rezessiven Phasen auf der Grundlage eines Opportunitätskostenkalküls. Da die Reallokation von Arbeit mit Kosten verbunden ist, werden produktivitätssteigemde Reallokationsprozesse auf rezessive Zeiten verschoben, in denen die Opportunitätskosten in Form von entgangener Produktion durch entgangene Arbeitszeit, zeitaufwendige Suchprozesse, Matching-Probleme, Umschulungsmaßnahmen, Anpassung an neue Technologien oder auch die Einführung neuer Produktionsverfahren geringer ausfallen. Negative aggregierte Schocks beeinflussen sowohl das Timing als auch die Geschwindigkeit der arbeitsmarktlichen Reallokation. Daher werden die Modelle unter den Begriffen "reallocation timing hypothesis" 12 oder "pit-stop-view ofrecessions" 13 subsumiert. Das Opportunitätskostenkalkül alleine kann zunächst "nur" eine intensivierte Reallokation in rezessiven Phasen und somit die Heterogenität begründen. Die Asymmetrie im Verhalten der Job-Flows führen Davis/Haltiwanger einerseits auf die Tatsache zurück, dass die Schaffung von Arbeitsplätzen aufgrund der gegebenenfalls versunkenen Investitionskosten zeit- und 10 II 12 13 Vgl. z.B. Davis/Haltiwanger (1999b), S. 1236. Für einen guten Kurzüberblick Ober alternative Theorieanslltzc vgl. Davis/Haltiwanger (1999a), Davis et al. (1996a) oder auch Schuhffriest (1998). Angemerkt sei an dieser Stelle, dass eine saubere Trennung zwischen aggregierten und allokativen Schocks wohl nur theoretisch möglich ist. Vgl. Davis/Haltiwanger (1990), S. 126. Diese Bezeichnung basiert auf einer Analogie der betrieblichen Reallokalion zu einem Boxenstopp bei einem Autorennen. Auch hier bietet es sich an, einen Boxenstopp nicht dann durchzuftlhren, wenn man freie Fahrt hat, sondern wenn man z.B. aufgrund des hohen Verkehrs am zügigen Fahren behindert wird. 71 somit kostenintensiv ist, während der Abbau von Arbeitsplätzen spürbar schneller erfolgen kann. 14 Zudem basiert die Asymmetrie auf der unterschiedlichen Reaktion der Job-Flows auf aggregierte und allokative Schocks. Während im Zuge eines negativen aggregierten Schocks gleichzeitig der Arbeitsplatzabbau intensiviert und die Jobschaffung gedämpft werden, führt ein negativer allokativer Schock zu einer Zunahme der Jobschaffung und des Jobabbaus und beeinflußt somit beide Job-Flows in dieselbe Richtung. 15 Auf Seiten der Jobschaffung kompensieren sich die Effekte allokativer und aggregierter Schocks zumindest zum Teil, auf Seiten des Arbeitsplatzabbaus wirken beide Störungen in dieselbe Richtung. Auch eine mögliche Zunahme von Unsicherheit über zukünftige Entwicklungen durch allokative Störungen kann dazu führen, dass Investitionen in neue Arbeitsplätze zunächst ausbleiben. 2.2 Rezessionen als "times of cleaning up" Während im Rahmen der Opportunitätskostenansätze Rezessionen als Gelegenheit für eine relativ billige Arbeitsplatzreallokation interpretiert werden, betont eine zweite Gruppe von Modellen (vgl. z.B. Caballero/Hammour (1994, 1996a, 1996b, 1998) oder Blanchard/ Diamond (1990)), dass Rezessionen Zeiten sind, in denen bestehende Arbeitsplätze verstärkt unprofitabel werden und daher abgebaut werden müssen, da ihre Aufrechterhaltung zu teuer wäre. 16 Blanchard/Diamond (1990) 17 stellen ebenfalls eine beträchtliche Asymmetrie im Verhalten der Job-Flows fest, lehnen jedoch das Opportunitätskostenargurnent als wenig überzeugend ab: "We find their particular story unconvincing and believe there may be other reasons why additional job destruction takes place during recessions" . 18 Als mögliche Erklärungen für die Asymmetrie der Job-Flows führen Blanchard/Diamond eine überdurchschnittliche Zunahme der Konkurse oder die steigende Konkursgefahr in Rezessionen an. Während sich in guten konjunkturellen Zeiten Nachlässigkeiten hinsichtlich der betrieblichen Produktivitätsentwicklung einschleichen können, werden diese Mängel sowie gegebenenfalls vorhandene X-Ineffizienzen in rezessiven Perioden spürbarer und führen zu einem verstärkten Abbau obsoleter Arbeitsplätze. Auch eine asymmetrische relative Stärke von Rezessionen und 14 " 16 17 II Blanchflower/Burgess (1994) kritisieren die Vorgehensweise von Davis/Haltiwanger (1990) sowie das entsprechende Modell von Hall (1991), da die Annahme, dass Arbeitsplatzabbau kostenfrei möglich ist, die Ergebnisse per Annahme vorwegnimmt. Vgl. Davis/Haltiwanger (1990), S. 126. Vgl. z.B. Caballero/Hammour(l994), S. 1365. Vgl. im Folgenden Blanchard/Diamond (1990), S. 113ft'. Blanchard/Diamond (1990), S. 114. 72 Booms könnte die Asymmetrie erklären. Setzen Rezessionen abrupter ein als expansive Phasen, so werden zahlreiche Betriebe einen kritischen Schwellenwert unterschreiten und in großem Umfang Arbeitsplätze abbauen. 19 Blanchard/Diarnond betrachten Rezessionen daher als Perioden der "Säuberung" der betrieblichen Produktions- und Beschäftigungsstruktur. "The explanation that strikes us as rnost plausible is the one that views recessions as tirnes of cleaning up. "20 Die Analyse von Caballero/Harnrnour (1994) basiert auf einem Vintage-Modell mit exogenem technischen Fortschritt. Im Zeitablauf entstehen mit einer bestimmten Rate neue Jobs 21 , die stets über die produktivste Technologie verfügen, während ältere Arbeitsplätze unprofitabel werden und aus dem Markt ausscheiden. Zu jedem Zeitpunkt bestehen folglich gleichzeitig verschieden alte und somit verschieden produktive Arbeitsplätze. Weiterhin ist die Schaffung eines neuen Jobs mit Kosten verbunden, die annahrnegernäß vorn Ausmaß der Schaffungsrate abhängen können. Kommt es aufgrund eines aggregierten Schocks zu einem Nachfragerückgang, so könnte dieser entweder durch das Ausscheiden obsolet gewordener Jobs oder durch einen Rückgang der Schaffungsrate neuer Jobs kompensiert werden. Caballero/Harnrnour legen in ihrem Modellrahmen dar, dass die Struktur der Kosten der Jobschaffung von entscheidender Bedeutung dafür ist, welcher der beiden Anpassungseffekte dominiert. Sind die Anpassungskosten unabhängig von der Schaffungsrate konstant, so können im steady-state Gleichgewicht Nachfrageschwankungen vollständig durch Anpassungen der Arbeitsplatzschaffung beantwortet werden. Steigen die Anpassungskosten dagegen mit steigender Schaffungsrate, so besteht für die Akteure der Anreiz, die Arbeitsplatzschaffung über die Zeit zu verteilen, da es dann mit immensen Kosten verbunden sein kann, Nachfrageschwankungen mit Variationen der Schaffungsrate zu beantworten. 19 20 21 Ein weiteres Argument, das Blanchard/Diamond (1990), S. 115, bei ihrer Suche nach möglichen Ursachen der Asymmetrie anführen, ist das zyklische Verhalten der Einstellungs- und Entlassungskosten. Ist in einem Arbeitsmarkt mit größerer Arbeitslosigkeit das Risiko, entlassene Personen an andere Betriebe zu verlieren, geringer, so sind die Kosten temporärer Entlassungen geringer. Damit führen Blanchard/Diamond jedoch auch Argumente an, die dem Opportunitl!tskostengedanken sehr nahe stehen, den sie selbst als unüberzeugend abgetan haben. Blanchard/Diamond (1990), S. 116. Caballero/Harnmour (1994), S. 1358, sprechen in diesem Zusammenhang von "production units", betonen jedoch, dass man in ihrem Modell die Schaffung einer produzierenden Einheit auch als Schaffung eines Jobs interpretieren kann. 79 Abschnitt konzentriert sich daher auf eine empirische Überprüfung der These des asymmetrischen Verhaltens der Job-Flows im Konjunkturzyklus. 3.1 Zur Konjunkturabhingigkeit der Job-Flows Im Folgenden wird zunächst das Verhalten der Job-Flows im Konjunkturverlauf analysiert. Als Indikator für die konjunkturelle Entwicklung wird dabei erneut die Wachstumsrate des realen Bruttoinlandprodukts in Baden-Württemberg herangezogen. 38 Im Gegensatz zu Bingley et al. (1999), die in einer Studie für die dänische Ökonomie Rangkorrelationskoeffizienten betrachten, um das konjunkturelle Verhalten der Job-Flows zu analysieren, werden im Folgenden die Job-Flow-Komponenten auf die Wachstumsrate des realen Bruttoinlandsprodukts regressiert. 39 Um für eventuelle strukturelle Effekte auf Seiten der Jobschaffung und des Jobabbaus im Zuge der Deutschen Einheit zu kontrollieren, wird ergänzend eine Dummy-Variable (90er Jahre= 1, sonst 0) in die Schätzungen einbezogen. Tabelle IV.2 gibt die Ergebnisse einfacher OLS-Regression wieder. Um für Heteroskedastizität und das Vorliegen von Autokorrelation unbekannter Form zu kontrollieren, werden Newey-West-Standardfehler 40 berechnet. Ein allgemeiner White-Test auf Heteroskedastizität41 unbekannter Form gelangt regelmäßig zu dem Ergebnis, dass Heteroskedastizität im vorliegenden Fall kein signifikantes Problem darstellt, während ein Durbin-Watson-Test auf Autokorrelation erster Ordnung tendenziell auf positive Autokorrelation verweist, ohne dabei jeweils statistisch gesichert auszufallen. Eine Erhöhung des realen BIP-Wachstums um einen Prozentpunkt führte im Durchschnitt zu einer statistisch signifikanten Erhöhung der Rate der Arbeitsplatzschaffung um gut 0,4 Prozentpunkte und zu einem statistisch signifikanten Rückgang des betrieblichen Arbeitsplatzabbaus um gut 0,5 Prozentpunkte. Dieses prozyklische Verhalten der Jobschaffung sowie das antizyklische Verhalten des Jobabbaus spiegeln sich in einer für die Jahre 1980 bis 1999 ausgeprägten negativen Korrelation (r = -0.72, P-Wert: 0.001) zwischen beiden Job-Flows wider. 31 Um die konjunkturelle Entwicklung im Verarbeitenden Gewerbe abzubilden, könnte alternativ auch die Entwicklung der Produktion im Verarbeitenden Gewerbe herangezogen werden, die jedoch mit der Wachstumsrate des Bruttoinlandsprodukts eng korreliert ist. 39 Vgl. Bingley et al. (1999), S.13. Inhaltlich finden Bingley et al. auf der Grundlage der Rangkorrelationen entsprechende Ergebnisse. 40 Vgl. Newey/West (1987) oder die Darstellung in Greene (2000), S. 464f. 41 Vgl. z.B. Greene (2000), S. 462ff. 80 Tabelle IV.2: Konjunkturabhlngigkeit von Jobschaffung und Jobabbau in der baden-wOrttem- bergiscben Industrie, 1980-1999, Ergebnisse von OLS-Regressionen mit Newey- West-Standardfehlern, P-Werte in Klammern OLS-Regression, Naway-Wast-Standardfahlar Abh. Variable Jobschaffungsrate Jobabbaurate Konstante 0.027 0.054 (0.000)- (0.000)- Wachstumsrate 0.429 -0.527 des realen BIP !0.000\- m.ooor 90er Jahre-Dummy- 0.004 0.015 Variable (0.450) (0.045)* (90er Jahre =1 l F-Wert 24.72 28.25 (0.000)- (0.000)- R' 0.539 0.670 Whlte-Test 2.53 1.27 10.6391 (0.866) Durbln-Watson-Test 1.274 1.205 Fl317l F(317) Ramaey-Raset-Taat„ 0.16 0.47 10.9221 (0.709) Beobachtunaen 17 17 Abbildung IV.! zeigt, dass mit Ausnahme der Periode 1984/85 eine steigende Industriebeschäftigung stets gleichzeitig aus intensivierter Arbeitsplatzschaffung und rückläufigem Arbeitsplatzabbau resultierte, während eine sinkende Beschäftigung im industriellen Bereich stets mit reduzierter Arbeitsplatzschaffung und einem Anstieg der Abbaurate einherging. Die Dummy-Variable für die 90er Jahre ist auf Seiten des Jobabbaus für alle Schätzungen hochsignifikant positiv, so dass der Jobabbau unabhängig von der konjunkturellen Entwicklung gemessen durch die BIP-Wachstumsrate seit 1990 signifikant angestiegen ist, während sich auf Seiten der Jobschaffung keine entsprechende signifikante Änderung beobachten lässt. Betrachtet man die Einzelkomponenten der Jobschaffung und des Jobabbaus (vgl. Tabelle IV.3), so flillt auf, dass Expansionsrate und Schrurnpfungsrate sich jeweils statistisch gesichert pro- bzw. antizyklisch verhalten, was sich auch in einer hochsignifikant negativen Korrelation von -0.78 (P-Wert: 0.000) niederschlägt. 42 Vgl. Ramsey (1969). 81 Abbildung IV.1: Zeitliebe Entwicklung von Arbeitsplat7.schaffung und Arbeitsplatzabbau in der baden-wllrttembergischen Gesamtindustrie, 1980-1999 0 Rate der Jobschaffung 10% 8% 6% 4% 2% 1980 Jahr ß Rate des Jobabbaus 1990 1998 Tabelle IV.3: Konjunkturabhlngigkeit der Komponenten der Jobschaffung und des Jobabbaus, Ergebnisse von OLS-Regressionen mit Newey-West-Standardfehlern, P-Werte in Klammern Abhängige Variable: Jobschaffung Jobabbau Bestehende Neu auftreten- Schrumpfende Wegfallende Betriebe de Betriebe Betriebe Betriebe Konstante 0.022 0.005 0.045 0.009 !0.000)- 10.0011- m.oom- (0.000\- Wachstumsrate 0.360 0.069 -0.516 -0.011 des realen BIP (0.000)- (0.019)* (0.000)- (0.655) Dummy-Variable 0.001 0.003 0.013 0.002 90erJahre (0.877) (0.147) (0.046)* (0.249) /90er Jahre =1 l F-Wert 21.24 4.20 20.27 1.59 m.0001- /0.0371* !0.0001* (0.238) Whlte-Test 2.17 2.48 1.21 2.93 /0.7041 /0.6491 (0.877) (0.570) Durbin-Watson-Test 1.452 0.806 1.075 0.948 F/3 171 F/3 171 F(317) F(3,17) Ramsey-Reset-Test"° 0.40 0.37 0.82 0.65 (0.733) (0.777) (0.508\ (0.600) Beobachtunoen 17 17 17 17 Die Raten der Jobschaffung bzw. des Jobabbaus durch neu auftretende und wegfallende Betriebe weisen jeweils das erwartete Vorzeichen auf, doch bestehen insbesondere bei der Schließungsrate Zweifel an der statistischen Signifikanz. Eine systematische zeitliche Korrelation zwischen beiden Raten kann nicht festgestellt werden (r = 0.06, P-Wert: 0.815). 43 Vgl. Ramsey (1969). 82 Somit ging eine steigende Gründungstätigkeit im konjunkturellen Verlauf keineswegs zwingend mit einem gleichzeitigen Rückgang der Schließungsrate einher.44 3.2 Varianzasymmetrie auch in der baden-württembergischen Industrie? Zieht man in der Tradition der US-amerikanischen Pionierstudien das Varianzverhältnis des Jobabbaus und der Jobschaffung für eine Beurteilung des konjunkturellen Verhaltens heran, so findet die These einer Asymmetrie im konjunkturellen Verhalten der Job-Flows für die baden-württembergische Gesamtindustrie zumindest auf den ersten Blick Bestätigung: Im Durchschnitt der Jahre 1980 bis 1999 fiel die Varianz der Jobabbaurate mehr als doppelt so groß aus als die entsprechende Varianz der Jobschaffungsrate. Berücksichtigt man die Tatsache, dass die durchschnittliche jährliche Rate des Arbeitsplatzabbaus mit knapp 5% spürbar über der durchschnittlichen jährlichen Arbeitsplatzschaffungsrate von gut 3,8% lag, und betrachtet alternativ die relative Streuung anhand der Variationskoeffizienten, so bleibt die Asymmetrie beider Ströme -wenn auch nur in abgeschwächter Form -erhalten. Tabelle IV.4: Vergleich des zyklischen Verhaltens von Arbeitsplawchaffung und -abbau in Baden-Württemberg, Gesamtindustrie, 1980-1999 Größe Symbol Industrie Bestehende Gründungen/ insaesamt Betriebe Schließunnen Durchschnittliche Rate der µJC 3.81 3.03 0.78 Jobschaffuna Durchschnittliche Rate µJD 4.95 4.02 0.93 des Jobabbaus Standardabweichung der DJC 1.32 1.11 0.41 Rate der Jobschaffuna Standardabweichung der OJD 1.97 1.82 0.28 Rate des Jobabbaus Varianzverhältnis 2 / 2 DJD DJC 2.22 2.72 0.47 Variationskoeffizient der VJC 0.35 0.37 0.53 Rate der Jobschaffuna Variationskoeffizient der VJD 0.40 0.45 0.30 Rate des Jobabbaus Verhlltnls der V Je/V Je 1.15 1.24 0.57 Variationskoeffizienten Erneut lassen sich beträchtliche Unterschiede zwischen bereits am Markt befindlichen Betrieben und den Gründungen und Schließungen beobachten. Die Varianzasymmetrie beruht insbesondere auf der Entwicklung der Expansion- und der Schrumpfungsraten (vgl. Tabelle .. Allerdings muss bereits an dieser Stelle darauf hingewiesen werden, dass insbesondere die Rate der neu auftretenden Betriebe nicht nur tatsächliche NeugrUndungen umfasst. Die Analyse in Teil 4 der Arbeit wird zeigen, dass sich unter Vernachlässigung von Gründungen mit mehr als 50 Personen, bei denen es sich kaum um originäre Neugrllndungen handeln dürfte, eine signifikant positive Korrelation zwischen Gründungs- und Schließungsrate ergibt. 83 IV.4). Bei den neu auftretenden und wegfallenden Betrieben ergibt sich ein anderes Bild. Hier streut die Gründungsrate im Zeitablauf mehr als doppelt so stark wie die Schließungsrate, ihr Einfluss auf die Gesamtstreuung der Schaffungs- und Abbauraten ist jedoch sehr gering. Die Frage, ob ein höheres Ausmaß an Arbeitsplatzreallokation auf Betriebsebene im Zeitablauf für die Gesamtbeschäftigungsentwicklung der Beschäftigung forderlich sein kann, wird in der Literatur immer wieder durch einen Vergleich der zeitlichen Entwicklung der Job- Turnover-Rate mit der Nettoveränderung der Beschäftigung analysiert. Es muss jedoch betont werden, dass eine Korrelationsbetrachtung zwischen der Job-Turnover-Rate und der Veränderungsrate der Gesamtbeschäftigung letztlich nichts anderes wiedergibt als der unmittelbare Varianzvergleich: (IV.l) 2crJT,NEC 2cr JC+JD,JC-JD - crJc+m - crJc-m + cr~.JC 2 2 2 2 2 -crJc -crm -2crJc,m -crJc -crm + 2crJc,m + 4crJc 2crjc -2crfu 2 2 • O'JT,NEC =O'JC -O'JD Insoweit ist eine negative Korrelation von Job-Turnover-Rate und der Veränderungsrate der Beschäftigung letztlich Ausdruck der Tatsache, dass der Arbeitsplatzabbau im Zeitablauf volatiler ist und somit Ausdruck der Varianzasymmetrie. Für die baden-württembergische Industrie und die Jahre 1980 bis 1999 ist somit ein negativer Zusammenhang zu erwarten, was durch einen Korrelationskoeffizienten von r = -0.51 (P-Wert: 0.037) bestätigt wird. Wie bereits bei der Erläuterung der Konzeption einer Job-Turnover-Analyse in Kapitel II problematisiert, ist die Job-Turnover-Rate gerade im zeitlichen Kontext ohnehin ein sehr fraglicher Indikator fUr das Ausmaß an betrieblicher Arbeitsplatzreallokation, da ein einseitiger Anstieg des Jobabbaus zwar zu einem entsprechenden Anstieg der Job-Turnover- Rate führt, dabei jedoch keinerlei tatsächliche Reallokation von Jobs stattfindet. 45 Caballero (1998) und Davis (1998) schlagen daher vor, Aussagen über einen möglichen Zusammenhang zwischen der Arbeitsplatzreallokation und der Entwicklung der Gesamtbeschäftigung anhand einer Analyse des Zusammenhangs zwischen der Excess-Job-Turnover-Rate und der „ Caballero (1998), S. 341, bezeichnet diese Fehlinterpretation der Job-Tumover-Rate als Indikator fllr Reallokation als eine "dynarnic fallacy of composition". Davis (1998), S. 352, der selbst in seinen Studien 84 Veränderung der Beschäftigung zu untersuchen. Eine Betrachtung des Korrelationskoeffizienten von Pearson-Bravais zeigt für die baden-württembergische Industrie, dass im Betrachtungszeitraum eine ausgeprägte Heterogenität betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen mit einer besseren Beschäftigungsentwicklung einherging (r = 0.58, P-Wert: 0.0148). Insoweit könnte man versucht sein, eine markante Heterogenität betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen als Indikator für Strukturwandel mit beschäftigungsstimulierender Wirkung zu deuten. Allerdings zeigt eine entsprechende analytische Betrachtung, dass die Richtung des Zusammenhangs zwischen beiden Größen in entscheidendem Maße von der Veränderung der Gesamtbeschäftigung abhängt, wenn man von einer typischerweise negativen Kovarianz zwischen der Rate der Jobschaffung und des Jobabbaus ausgeht. In Phasen rückläufiger Gesamtbeschäftigung ist die Kovarianz typischerweise positiv, in Zeiten steigender Gesamtbeschäftigung typischerweise negativ (vgl. dazu auch Anhang VIIl.l). Insoweit scheint es angebracht zu sein, vor einer übertriebenen Interpretation des zeitlichen Zusammenhangs zwischen der Excess-Job-Turnover-Rate und der Nettoveränderung der Beschäftigung zu warnen. Die Forderung von Caballero (1998) und Davis (1998), diesen Zusammenhang zur Beurteilung heranzuziehen, scheint vor dem Hintergrund der Ausführungen fragwürdig zu sein.46 Eine ergänzende Analyse des konjunkturellen Verhaltens der Job-Flows für einzelne Industriebranchen zeigt, dass sich das für die Gesamtindustrie beobachtete Verhalten der Job- Flows auf Zweisteilerebene in der überwiegenden Mehrzahl der Sektoren bestätigt findet, jedoch zwischen den Branchen erhebliche Unterschiede in Richtung und Stärke der Korrelationen sowie in der Asymmetrie der Job-Flows bestehen (vgl. Tabelle IV.5). Aufgrund der Änderung der Wirtschaftszweigsystematik ab dem Jahre 1995 und der somit noch zu kurzen aktuellen Zeitreihe, wird die Analyse auf den Zeitraum 1980-1994 und auf Zweisteilerebene der SYPRO beschränkt. .. die Bezeichnung Job Reallocation Rate verwendete, betont ebenfalls: "In a time-series context, however, the job reallocation rate is a questionable index ofreallocation intensity." Vgl. dazu auch eine ausführlichere Argumentation im Rahmen regionaler disaggregierter Job-Turnover- Analysen in Kapitel VIII. 85 Tabelle IV.5: Das Verhalten der Job-Flows im Konjunkturzyklus auf Zweisteilerebene der SYPRO, 1980-1994 Korrelatlon zwischen Varianzverhlltnla Jobschaffung und ..,bbau JT und NEC EJT und NEC SYPRO Alle Betriebe Bestehende Nr. Betriebe 21 Berabau --0.26 --0.12 0.06 0.68· 0.88 22 Mlneral0lverarbeltuna --0.56· --0.66· --0.62· --0.17 3.42 25 Gewinnung und Verarb. --0.10· --0.87" --0.25 0.11 1.45 von Steinen und Erden 27 Eisenschaflende lndu- --0.21 --0.62· 0.38 0.51• 0.46 28 NE-Metallerzeugung, NE- --0.30 --0.46 --0.94• 0.23 32.20 MetallhalbzeutNMrke 29 Gießerei --0.37 --0.80· --0.46 0.44 2.54 30 Zlehereien, Kaltwalzwerke, --0_55• --0_74• 0.15 --0.10 0.78 Stahlverfonnung, Mechanik a.n.a. 31 Stah~ und Leichtmetallbau, --0.01 --0.10• --0.51• --0.43 3.65 Schienenfahrzeuabau 32 Maschinenbau --0.79· --0.84· --0.11· --0.20 3.17 33 Straßenfahrzeugbau, --0.67" --0_59• --0.18· 0.44 5.23 Reparatur von Kraflfahrzeuoen 34 Schiffbau --0.21 --0.52 --0.42 0.07 2.40 35 Luft- und 0.03 --0_59• --0.88· --0.33 15.41 Raumfahrzeuabau 36 Elektrotechnik, Reparatur --0.53 --0.67· --0.44 0.14 2.23 von elektrischen Geraten fOr den Haushalt 37 Feinmechanik, Optik, --0_55• -0.14• --0.15• 0.10· 5.41 Herslelluna von Uhren 38 Herstellung von Elsen-, --0.12· --0.81· --0.56· 0.26 2.46 Blech- und Metallwaren 39 Herstellung von --0.75· --0.82· --0.30 0.83· 1.52 Musikinstrumenten, Soielwaren, Schmuck u.a. 40 Chemische Industrie --0.60· --0.66• --0.53 0.14 2.65 50 Herstellung von --0.34 --0_59• --0.27 --0.06 1.69 Büromaschinen, DV- aerlten und -einrichtunaen 51 Feinkeramik --0.35 --0.08 --0.51 0.54 2.92 52 Herstellung und --0_73• --0.80• --0.83· 0.42 5.84 Verarbeituna von Glas 53 Hoizbearbeltuna --0.26 --0.82• --0.01 0_59• 1.02 54 Holzverarbettuna --0.58· --0.12· --0.36 0.34 1.85 55 Zellstoff-, Holzschliff-, --0.43 --0_74• --0.51• 0.12 3.27 Papier- und P• n"""rzeuauna 56 Papier- und --0.51 --0.12· --0.05 0.23 1.09 PaDDAverarbeltuna 57 Druckerei Vervielflillouno --0.73· --0.81· --0.03 0.18 1.04 58 Herstellung von --0.a5• --0.92• 0.62 --0.34 0.44 Kunststoffwaren 59 Gummlverarbettuna --0.08 --0.61· --0.60• 0.03 4.04 61 Ledererzeuauna --0.14 0.01 --0.86· 0.33 13.38 62 Lederverarbettuna --0.47 --0.44 --0.89· 0.64· 13.68 63 Textilaewerbe --0.84• --0.86· --0.91• 0.91• 7.27 64 BekleidUM.,,._rbe --0.64• --0.1e· --0.06 0.89· 1.10 65 Reparalllr von --0.35 --0.01 --0.34 0.80• 2.06 GebrauchsaDtem 68 Emlhrunn.,_.rbe --0.61· --0_55• 0.24 0.14 0.68 69 Tabakverarbeltuna 0.04 --0.13 0.12 0.73 0.79 Gesamtindustrie --0.7:Z- --0.1&· --0.a1• o.&a• 2.22 • hier: statistisch gesichert von Null verschieden auf mindestens 5%-Signifikanzniveau Die für die Gesamtindustrie gefundene negative Korrelation zwischen Arbeitsplatzschaffung und Arbeitsplatzabbau lässt sich für praktisch alle Zweisteller bestätigen. Gleichzeitig kann 86 man jedoch auch ausgeprägte Unterschiede zwischen den Branchen beobachten. Während in der Kunststoffindustrie (Nr. 58), im Textilgewerbe (Nr. 63) oder im Maschinenbau (Nr. 32) ein Anstieg der Jobschaffung regelmäßig mit einem Rückgang des Jobabbaus einherging, konnte im Stahl- und Leichtmetallbau (Nr. 31) sowie in der Gummiverarbeitung (Nr. 59) kein systematischer Zusammenhang beobachtet werden. Fast ausnahmslos war der Zusammenhang dabei für die Expansions- und die Schrumpfungsrate markanter als für die Gründungs- und die Schließungsrate. Eine negative Korrelation zwischen der Job-Turnover-Rate und der Veränderungsrate der Beschäftigung und somit ein asymmetrisches Verhalten der Job-Flows im Zeitablauf konnte in vier von fünf Branchen beobachtet werden. Eine besonders hohe Volatilität des Jobabbaus verglichen mit der Jobschaffung wiesen gemessen am Varianzverhältnis die Metallerzeugung (Nr. 28) sowie die Lederindustrie (Nr. 62) auf. Auch im Maschinenbau (Nr. 32) sowie in der Kfz-Industrie (Nr. 33) ist das Varianzverhältnis mit 3,2 und 5,2 jeweils deutlich ausgeprägter als in der Gesamtindustrie. Im Gegensatz zur Mehrzahl der Branchen fiel das Varianzverhältnis in der Kunststoffindustrie (Nr. 58), der Eisenschaffenden Industrie (Nr. 27) sowie dem Ernährungsgewerbe (Nr. 68) deutlich geringer aus als Eins, so dass hier jeweils die Jobschaffung die größere Streuung aufwies. Zusammenfassend kann festgehalten werden, dass sich das für die Gesamtindustrie beobachtete Verhalten der Job-Flows auf Zweisteilerebene in der überwiegenden Mehrzahl der Sektoren bestätigt findet, jedoch zwischen den Branchen erhebliche Unterschiede in Richtung und Stärke der Korrelationen sowie in der Asymmetrie der Job-Flows bestehen. In den folgenden Abschnitten werden mögliche Gründe für diese Unterschiede zwischen den Branchen empirisch beleuchtet. 87 4. Die Gefahr des "manucentrism" -Sind Charakteristika des industriellen Sektors für das Entstehen der Varianzasymmetrie verantwortlich? 4.1 Trendbeschiftigungswachstum und Betriebsgrößenstruktur Harnermesh (1999) kritisiert, dass die Beobachtung einer einseitigen Asymmetrie im Verhalten der Job-Flows auf einer Fokussierung bisheriger Studien auf den industriellen Sektor beruhen könnte, die er als "manucentrism" bezeichnet. Mit dem rückläufigen Trendbeschäftigungswachstum und der Betriebsgrößenstruktur lassen sich zumindest zwei Aspekte anführen, die wesentlich zu einer besonders ausgeprägten Varianzasymmetrie im industriellen Sektor beitragen könnten. (1) Rückldufiges Trendbeschäftigungswachstum Harnermesh (1999) und Foote (1997, 1998) weisen darauf hin, dass die Entwicklung der Industriebeschäftigung in den vergangenen Jahren in zahlreichen Ländern rückläufig war, und sehen darin einen möglichen Grund für ein systematisches Überschätzen der Asymmetrie im Rahmen von Studien für den industriellen Sektor. Davis et al. (1996a) zeigen ebenso, dass die Varianzasymmetrie in rezessiven Zeiten besonders ausgeprägt ist. 47 Foote argumentiert, dass ein Vergleich der Varianzen zur Beurteilung des zyklischen Verhaltens der Job-Flows nur dann sinnvoll sei, wenn sowohl die Jobschaffung als auch der Jobabbau jeweils linear von der resultierenden Veränderung der Beschäftigung abhängen (vgl. Abbildung IV.2). Existieren dagegen Nichtlinearitäten im Zusammenhang zwischen Beschäftigungsveränderung und den Bruttoströmen (vgl. Abbildung IV.3), so hängen die Varianzen von Jobschaffung und Jobabbau von der Verteilung der Wachstumsraten der Beschäftigung ab. Abb. IV.2: Linearer Zusammenhang zwischen Netto-und Bruttostrllmen JC,JD JD JC NEC ., Vgl. Davis et al. (1996a), S. 92. Abb. IV .3: Nichtlinearer Zusammenhang zwischen Netto- und Bruttostrllmen JC,JD JD JC NEC 88 Ist das Beschäftigungswachstum weitgehend negativ, so wird aufgrund der Nichtlinearitäten die Varianzasymmetrie zugunsten des Jobabbaus ausfallen. Sind die Wachstumsraten dagegen überwiegend positiv, so ist eine umgekehrte Varianzrelation wahrscheinlich. Insoweit könnte, so die These von Foote, das Trendbeschäftigungswachstum der Gesamtindustrie oder auch auf Branchenebene die empirisch konstatierte Asymmetrie der Varianzen maßgeblich prägen und für die Asymmetrie entscheidend mitverantwortlich sein. "[ ... ] purported asymmetries in the cyclical behavior of job creation and destruction may be overstated because of important but previously ignored nonlinearities in the effect of the net flow on gross flows. "48 Unterzieht man die These von Foote für die baden-württembergische Industrie und die Jahre 1980-1994 einer empirischen Überprüfung, so zeigen die Ergebnisse einer OLS-Schätzung mit Newey-West-Standardfehlem49, dass signifikante Nichtlinearitäten im Zusammenhang zwischen den Brutto- und den Nettoströmen auch für die baden-württembergische Industrie festgestellt werden können (vgl. Tabelle IV.6). Abbildung IV.4 veranschaulicht die geschätzten Funktionen graphisch. .. 49 Tabelle IV.6: Nicbtlinearitlten im Zusammenhang zwischen den Brutto- und den Netto-Job-Flows -Ergebnisse einer OLS-Regression mit Newey-West- Standardfeblern, 1980-1999, P-Werte in Klammern Abhlngige Vari11!1l11: Rate der Rate des Arbeitsplatzschaffung Arbeltsplatzabbaus Konstante 0.042 0.041 0.042 0.041 /0.000l- 10.0001- 10.0001- 10.000)- Rate der Beschäftigungs- 0.387 0.514 -0.613 -0.486 veränderuna /0.000l- 10.0001- 10.0001- 10.0001- Quadrierte Rate der 2.886 2.886 Beschäfliaunasveränderuna 10.0101- 10.0101- F-Wert 55.45 67.75 139.35 168.31 10.0001 10.0001 10.0001 10.000) R' 0.806 0.854 0.913 0.93-4 Whlte-Test 0.437 5.49 0.437 5.49 10.8041 10.2411 10.8041 /0.241) Durbin-Watson-Test 0.343 0.223 0.343 0.223 F(217) F/317) F(2 17) F(3 17) Ramsey-Reset-Test 1.40 0.07 1.40 0.07 (0.292) (0.997) (0.292) (0.997) Beobachtunaen 17 17 17 17 Foote (1997), S. 17. Zur Untennauerung der Ergebnisse wurde auch eine Prais-Winsten-AR( 1 )-Schätzung durchgeftlhrt, deren Ergebnisse jedoch qualitativ identisch ausfielen. Auf ihre Darstellung wird daher verzichtet. 95 Beschäftigungsentwicklungen, sondern auch die Asymmetrie im Verhalten der Job-Flows gemessen an der Varianzrelation bestätigen. Beide empirischen Beobachtungen stehen im unmittelbaren Widerspruch zu traditionellen Konjunkturmodellen, die auf der Annahme repräsentativer Akteure basieren und von Heterogenitäten und Friktionen auf betrieblicher Ebene bei der Erklärung des Konjunkturverlaufs abstrahieren. Gleichzeitig erscheint es jedoch aufgrund obiger Analysen sehr fragwürdig und voreilig, die größere Volatilität des Arbeitsplatzabbaus im Konjunkturzyklus als stilisiertes Faktum zu bezeichnen. Die Tatsache, dass das Verhältnis der Standardabweichungen beider Job-Flows in statistisch gesichertem Maße von der Entwicklung der Gesamtbeschäftigung abhängt, kann als Indiz dafür gewertet werden, dass die Asymmetrie der Job-Flows gemessen an den Streuungen in Zeiten rückläufiger Beschäftigung systematisch überschätzt wird. Vor dem Hintergrund der Zweifel an der Asymmetrie der Job-Flows erscheint es durchaus erstaunlich, dass zahlreiche neue Theorien entwickelt wurden, die versuchen, gerade diese einseitige Asymmetrie im Verhalten der Job-Flows zu erklären. Dennoch ist es voreilig, diese Theorieansätze grundsätzlich zu verwerfen. Der eigentliche Wert dieser neueren Theorien besteht m.E. insbesondere darin, dass sie unter Berücksichtigung von Heterogenitäten und Friktionen auf der Mikroebene überhaupt in der Lage sind, Asymmetrien im Verhalten der Job-Flows zu erklären, für die im Rahmen von Modellen mit repräsentativen Akteuren kein Platz besteht. Während traditionelle Konjunkturtheorien sich auf die Impulswirkung aggregierter Schocks beschränken und Friktionen auf der Mikroebene dann keine Beachtung für die Folgewirkungen schenken, betonen diese neueren Theorien die Interdependenz im Zusammenspiel zwischen aggregierten Schocks und allokativen Störungen. Allokativen Störungen auf der Mikroebene wird eine wichtige Verstärker- und Katalysatorfunktion zugeschrieben, wenn es darum geht, die Auswirkungen aggregierter Schocks auf konjunkturelle Schwankungen auf der Makroebene zu erklären. "[ ... ] by far the dominant source of microeconomic employment changes is idiosyncratic shocks, and these p1ay a key role in mapping aggregate shocks into actual employment responses. "5 Die Argumente, die für die Einseitigkeit der Asymmetrie zugunsten des Jobabbaus angeführt werden, sind teilweise wenig überzeugend und bedürfen daher zumindest der Ergänzung. Insoweit bestätigen die vorliegenden Resultate zumindest im Ergebnis kritische Anmerkun- ,. Jobabbaus mit steigendem Finnenalter in einer Branche und mit steigender Kapitalintensitl!t, wobei sich die Signifikanz in multivariaten Regressionen nicht bestl!tigt. Vgl. Davis/Haltiwanger (1999a), S. 2741. Caballero et al. (1997), S. 133. 96 gen, die bereits von anderer Seite in der Literatur an den neuen Konjunkturtheorien geäußert wurden. So betonen z.B. Blanchflower/Burgess (1994), dass die Opportunitätskostenrnodelle von Davis/Haltiwanger (1990) und Hall (1991) die Asymmetrie nur dadurch erklären können, dass sie annehmen, dass Jobabbau kostenlos möglich ist, während Arbeitsplatzschaffung kosten- und zeitintensiv ist: "To some extent then the asymmetry is built in: they assume job destruction is costless" 57 . Doch auch wenn aufgrund der vorliegenden empirischen Evidenz bestehende Zweifel an der Schlüssigkeit der Theorien bezüglich der Einseitigkeit der Asymmetrie untermauert werden, muss doch festgehalten werden, dass diese wichtige Bausteine für eine Erklärung der Arbeitsmarktdynamik im Konjunkturzyklus liefern, die Heterogenitäten und Friktionen auf Mikroebene nicht ex ante ausschließt und dabei allokativen Störungen eine eigenständige Rolle zuschreibt. Trotz der extremen Gegensätzlichkeit der Annahmen liefern sie somit komplementäre Erklärungen der Arbeitsmarktdynamik im Konjunkturzyklus, "[ ... ] and [ ... ] point toward a rich set of interactions between aggregate fluctuations and the reallocation process". 58 57 Blanchflower/Burgess (1994), S. 6. " Davis/Haltiwanger (1999a), S. 2782. 97 TEIL 2: Gruppenspezif"lsche Determinanten der Arbeitsplatzschaffung, des Arbeitsplatzabbaus und der Heterogenität betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen -auf der Suche nach sektoralen Erfolgsfaktoren In Teil l der Arbeit wurde gezeigt, dass der baden-württembergische Industriearbeitsmarkt in allen Phasen des Konjunkturzyklus durch ein gleichzeitiges Nebeneinander von neu auftretenden, wegfallenden, wachsenden und schrumpfenden Betrieben gekennzeichnet war. Das bloße Betrachten aggregierter Beschäftigungsveränderungen verdeckt somit das beachtliche Ausmaß der im Hintergrund stehenden Bruttobewegungen am Arbeitsmarkt und die bemerkenswerte Heterogenität betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen. Als wesentliche Schlussfolgerung aus dem ersten Teil der Arbeit kann daher festgehalten werden, dass Heterogenitäten und Friktionen auf der Mikroebene der Betriebe bedeutsam sind. Gerade die Unterschiedlichkeit betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen begründet erhebliche Zweifel, ob theoretische Modelle, die auf der Grundlage repräsentativer Wirtschaftsakteure argumentieren, überhaupt in der Lage sein können, dieser Heterogenität gerecht zu werden. Gerade auch bei der Behandlung konjunkturtheoretischer Erklärungsansätze wurde betont, dass Heterogenitäten und Friktionen auf der Mikroebene sowie allokativen Störungen eine eigenständige und verstärkende Rolle bei der Erklärung konjunktureller Schwankungen zukommt. Der folgende zweite Teil der Arbeit widmet sich nun der Suche nach möglichen Ursachen für diese Heterogenität. In Anlehnung an die Ausführungen in Abschnitt III.1.4.1 soll dabei zunächst untersucht werden, ob die Heterogenität in der baden-württembergischen Gesamtindustrie auf unterschiedlich erfolgreichen Gruppen von Betrieben beruht, innerhalb derer die betrieblichen Beschäftigungsentwicklungen sehr homogen ausfallen. Inhaltlich könnte dies eine "Rehabilitation" des Erklärungsanspruchs von Modellen mit repräsentativen Akteuren zumindest für nach bestimmten Kriterien abgegrenzte Betriebsgruppen bedeuten. In Kapitel V wird daher zunächst die wirtschaftspolitisch brisante Frage behandelt, ob die Betriebsgröße ein geeignetes Kriterium ist, um erfolgreiche Betriebe von weniger erfolgreichen Betrieben zu unterscheiden. Gerade die immer wieder geäußerte These, dass kleine und mittlere Betriebe als die entscheidenden Motoren des Beschäftigungswachstums in der baden-württembergischen Industrie betrachtet werden können, lässt erwarten, dass die Beschäftigungsentwicklung in Kleinbetrieben systematisch besser ausflillt als in Groß- 98 betrieben. Im Mittelpunkt der größenklassenabhängigen Job-Tumover-Analysen steht somit die Frage, ob sich die besondere Rolle kleiner und mittlerer Betriebe für die badenwürttembergische Industrie und die Jahre 1980 bis 1999 empirisch untermauern und somit eine wirtschaftspolitische Präferierung kleiner und mittlerer Betriebe rechtfertigen lässt. Kapitel VI wendet sich dann einer branchenspezifischen Analyse der Jobschaffung und des Jobabbaus zu. Neben der Absicht, Industrien hinsichtlich ihres Ausmaßes an Arbeitsplatzdynamik zu charakterisieren, erfolgt im Rahmen panelanalytischer Schätzverfahren der ergänzende Versuch, das relative Ausmaß der Jobschaffung und des Jobabbaus auf branchenspezifische Gegebenheiten zurückzuführen. Die Rolle von Betrieben unterschiedlicher Technologieorientierung für die Arbeitsplatzschaffung und den Arbeitsplatzabbau wird in Kapitel VII einer eingehenden Untersuchung unterzogen, bevor eine regionale Job-Tumover-Analyse für die Regionen und Kreise Baden-Württembergs in Kapitel VIII die "sektorale" Ursachenanalyse im Rahmen disaggregierter Job-Tumover-Analysen der Arbeitsplatzdynamik abrundet. V. Beschiftigungserfolg und Betriebsgröße -Kleinbetriebe als entscheidende Motoren des Beschäftigungswachstums? 1. Zur These Die These einer besonderen Bedeutung kleiner und mittlerer Unternehmen (KMU) für die Beschäftigungsentwicklung hat ihren akademischen Ursprung in empirischen Forschungsarbeiten von Birch (1979, 1981, 1987) für die US-amerikanische Industrie. Mehr als 80% der netto neu entstandenen Arbeitsplätze im Zeitraum 1969-1976 entfielen, so Birch, auf Unternehmen mit weniger als 100, ungefähr zwei Drittel auf Unternehmen mit weniger als 20 Beschäftigten. Auch wenn Birch diese extrem hohe relative Relevanz kleiner Unternehmen wenige Jahre später aufgrund von Mängeln in der Datenbasis etwas relativieren musste, bleibt als Fazit seiner Studien die herausragende Bedeutung kleiner Firmen bestehen: "Smaller businesses more than offset their high failure rates with their capacity to start up and expand dramatically. Larger businesses, in contrast, appear rather stagnant. They may be expanding output with more capital equipment [ ... ) or they may expand by opening operations abroad. Whatever they are doing, however, largefirms are no langer the major providers of new jobsfor Americans."1 Birch (1981), S. 7f. 99 Birchs Pilotstudien sowie das gleichzeitig wachsende Interesse der Politik an der Beschäftigungsproblematik führten in der Folgezeit dazu, dass der Zusammenhang zwischen Betriebsgröße und Beschäftigungserfolg bis heute zentraler Gegenstand heftiger akademischer Debatten und wirtschaftspolitischer Auseinandersetzungen ist. In der wirtschaftspolitischen Diskussion über Möglichkeiten der Schaffung neuer Arbeitsplätze besteht über die Parteigrenzen hinweg weitgehende Einigkeit, dass KMUs besondere Hoffnungsträger darstellen. Eine wirtschaftspolitische Präferierung kleiner und mittlerer Betriebe ist somit Inhalt und Forderung zahlreicher wirtschaftspolitischer Programme: "Die über 3 Millionen kleinen und mittleren Unternehmen [ ... ] sind die Leistungsträger der deutschen Wirtschaft. Sie sind für Beschäftigung, Wirtschaftswachstum und sozialen Fortschritt unentbehrlich und schaffen knapp 70% der Arbeits- und rd. 80% der Ausbildungsplätze. Ihre Wirtschaftskraft zu stärken und ihnen Entfaltungsmöglichkeiten zu eröffnen, ist herausragendes Ziel sozialdemokratischer Wirtschaftspolitik. [ ... ] Besonderen Stellenwert ist der Förderung von Existenzgründungen einzuräumen. Neue wirtschaftliche Existenzen und junge Technologieunternehmen schaffen zukunftsfähige Arbeits- und Ausbildungsplätze, treiben den Innovationsprozeß voran und sorgen für nachhaltige Wachstumsdynamik. "2 "Was macht die Riesterschrödermüller nur so blind gegenüber dieser einfachen und empirisch zu belegenden Tatsache: Alles, was den Mittelstand belastet, verhindert oder vernichtet Arbeitsplätze in Deutschland. Alles, was den Mittelstand entlastet, fördert oder erhält Arbeitsplätze in Deutschland. "3 Weniger eindeutig füllt die Antwort der theoretischen und der empirischen Wissenschaft aus. Birchs Pilotstudien stimulierten in der Folgezeit eine Vielzahl entsprechender empirischer Analysen für andere Länder und andere Zeiträume. Zahlreiche Studien bestätigen die These von Birch und somit die herausragende Bedeutung der KMUs für die Beschäftigungsentwicklung.4 Ein durchaus beträchtlicher Teil der Studien, insbesondere die Arbeiten von Davis et al. (1996a, 1996b) für die US-amerikanische Industrie, gelangt jedoch zu dem Ergebnis, dass die besondere Rolle kleiner Betriebe zu großen Teilen auf fehlerhaften Daten SPD-Bundestagsfraktion ( 1999), S. 4. ASU/BJU (1999), S. 22. Studien, die ebenfalls zu dem Ergebnis gelangen, dass zwischen der Betriebs- oder Firmengröße und dem Beschaftigungswachstum ein inverser Zusammenhang besteht, sind zum Beispiel die Studien von Baldwin/Picot (1995) oder Picot/Dupuy (1998) ftlr die kanadische Industrie, von Bingley et al. (1999) ftJr Dllnemark, von Broersma/Gautier (1997a, 1997b) ftlr die niederlllndische Industrie, von Davidsson et al. (1998) fllr Schweden oder von Klette/Mathiassen (1996) ftlr Norwegens Industrie. 100 sowie insbesondere auf methodischen Mängeln und einer irreführenden Interpretation der Daten beruht. 5 Der folgende Abschnitt widmet sich im Rahmen einer größenklassenabhängigen Job- Turnover-Analyse einer Untersuchung der Bedeutung mittelständischer Betriebe für die Entstehung neuer Arbeitsplätze in der baden-württembergischen Industrie von 1980 bis 1999. Zunächst jedoch müssen einige grundlegende Aspekte einer Analyse des Zusammenhangs zwischen Betriebsgröße und Beschäftigungswachstum angesprochen werden, die auch der angesprochenen Kritik von Davis et al. (1996a, 1996b) Rechnung tragen und dann die weitere Vorgehensweise begründen. 2. Grundlegendes zu größenabhängigen Job-Flow-Analysen 2.1 Analyseeinheit Wie bereits in Abschnitt 11.2.2 in allgemeiner Form thematisiert, kann bezüglich der Wahl der Analyseeinheit keine allgemeingültige Empfehlung getroffen werden. Die Entscheidung, ob man für eine größenklassenabhängige Analyse Betriebs- oder Unternehmensdaten heranzieht, hängt insbesondere auch von der inhaltlichen Fragestellung ab.6 Während Schreyer (1996) für die OECD zu dem Ergebnis gelangt, "[that] firms would be the most promising basic unit for data collection"7, befürworten Baldwin/Picot (1995) die Verwendung von Betriebsdaten, um den Analyseschwerpunkt auf die Größe der produzierenden Einheiten legen zu können. Gleichzeitig bemerken sie, dass die Unterscheidung zumindest für die kanadische Industrie und die Ergebnisse ihrer Studie keine wesentlichen Auswirkungen hat. Die Wiedergabe der Ergebnisse wird daher im Folgenden auf die Betriebsebene beschränkt. 2.2 Operationalisierung der Betriebsgröße Für die Beurteilung der Größe eines Betriebes können eine Vielzahl einzelner oder auch eine Kombination alternativer Indikatoren herangezogen werden. Zahlreiche bisherige empirische Studien bestätigen, dass die Wahl des Kategorisierungskriteriums beträchtliche Auswirkungen auf die Analyseergebnisse bezüglich der Rolle kleiner Betriebe haben kann.8 Welche Vgl. dazu auch z.B. einen Überblick über Ergebnisse fllr verschiedene Länder in OECD (1994) sowie die Studie von Wagner (1995) fllr die niedersächsische Industrie. Vgl. dazu auch eine Auflistung alternativer Vor- und Nachteile mit Blick auf ausgewählte Analyseaspekte in Schreyer (1996), S. 6. Vgl. Baldwin/Picot(1995), S. 318. Vgl. z.B. Picot/Dupuy (1998), S. 124: "[ ... ] the method of sizing fmns does have a significant impact on the findings." 101 Definition eines Kleinbetriebes im konkreten Fall geeignet ist, hängt ebenfalls entscheidend von der jeweiligen inhaltlichen Fragestellung ab. Allgemein kann man zunächst Kategorisierungskriterien, die auf der Inputseite der betrieblichen Leistungserstellung ansetzen, von solchen unterscheiden, die sich auf den betrieblichen Output bzw. dessen Absatz beziehen. Angaben über die Beschäftigung eines Betriebes stellen eine wesentliche Information über die Faktoreinsatzseite dar, die jedoch nur einen einzigen Inputfaktor, den Faktor Arbeit, betreffen. Als Outputgrößen können zur Kategorisierung kleiner Betriebe zum Beispiel der betriebliche Produktionswert, die Bilanzsumme oder der Jahresumsatz herangezogen werden. Die Kommission der Europäischen Union definiert kleine und mittlere Betriebe unter Berücksichtigung mehrerer Kriterien. Neben der Zahl der Beschäftigten finden auch der Umsatz, die Bilanzsumme sowie die Tatsache, ob der Betrieb selbständig ist, Beachtung. 9 Das Institut für Mittelstandsforschung definiert mittelständische Betriebe anhand der Beschäftigung (<500 Beschäftigte) und des Jahresumsatzes (<100 Mio. DM). 10 Da die vorliegende Studie sich primär mit einer Analyse der Arbeitsplatzschaffung und des Arbeitsplatzabbaus in Betrieben unterschiedlicher Größe beschäftigt, orientiert sich die im Folgenden verwendete Kategorisierung an der Zahl der Beschäftigten. 11 Diese Beschränkung auf einen Inputfaktor ist im vorliegenden Analyserahmen sinnvoll, man muss jedoch berücksichtigen, dass somit hinsichtlich der Bedeutung kleiner Betriebe im ökonomischen Prozess nur ein Teilaspekt abgebildet werden kann. 12 Auch bezüglich der konkreten Kategorisierung der Betriebe nach ihrer Beschäftigtenzahl gibt es in der Literatur keine allgemeingültige Definition. Gebräuchlich ist folgende Einteilung, die auf die OECD zurückgeht und an der sich zahlreiche empirische Studien zumindest im Grundsatz orientieren: 13 • Sehr kleine Betriebe • Kleine Betriebe • Mittlere Betriebe • Große Betriebe < 20 Beschäftigte 20-99 Beschäftigte 100-499 Beschäftigte ;:: 500 Beschäftigte Vgl. Kommission der Europllischen Gemeinschaften (1992). 10 Vgl. z.B. Hauser (2000). 11 Vgl. dazu auch Hart/Oulton (1995), S. 8ff. 12 "However, focusing on employment alone to measure the importance of small plants provides only a partial picture ofthe economic process", Baldwin (1998b), S. 362. " Vgl. OECD (1985), S. 64. 102 Im weiteren Verlauf dieser Untersuchung für die baden-württembergische Industrie wird daher eine Klasseneinteilung verwendet, die sich an dieser OECD-Kategorisierung orientiert, dabei jedoch einzelne Klassen noch etwas feiner unterteilt. 2.3 Zur Problematik der Kategorisierung 2.3.1 Problematik der Größenklassenwechsler Immer wieder wird die wirtschaftspolitisch brisante These der herausragenden Bedeutung der KMUs für die Beschäftigungsentwicklung mit einem Verweis auf die Entwicklung der Gesamtbeschäftigung in unterschiedlichen Größenklassen belegt. Bei einer sorgfliltigen Analyse von Beschäftigungsveränderungen in Betrieben unterschiedlicher Größe ist jedoch in mehrfacher Hinsicht Vorsicht geboten: Der Vergleich der zeitlichen Entwicklung der Gesamtbeschäftigung einer Größenklasse oder der Beschäftigungsanteile einzelner Größenklassen kann irreführend sein, da Betriebe im Zeitablauf ihre Größenklasse wechseln können. Davis et al. (1996b) bezeichnen diese Problematik der Größenklassenwechsler als "size distributionfallacy". Werden die Betriebe in beiden Perioden der jeweils aktuellen Größenklasse zugeschlagen, so kann dies gravierende Auswirkungen auf die Ergebnisse haben. Stellt man zum Beispiel die Gesamtzahl der in einem Jahr t-1 in Betrieben mit weniger als 20 Beschäftigten tätigen Personen der entsprechenden Gesamtbeschäftigung in dieser Größenklasse im Folgejahr t gegenüber, so könnte die Beschäftigung der kleinsten Größenklasse einerseits steigen, weil zahlreiche Kleinbetriebe ihre Beschäftigung ausgeweitet haben und dabei innerhalb der ersten Größenklasse verbleiben oder Neugründungen für positive Beschäftigungsimpulse gesorgt haben. Andererseits jedoch könnte auch das Schrumpfen von größeren Betrieben in die Größenklasse hinein für den dann jedoch eher zweifelhaften Erfolg dieser Beschäftigungsklasse verantwortlich sein. Hinter ein und derselben Zunahme der Gesamtbeschäftigung in einer Größenklasse könnten somit sowohl wachsende Kleinbetriebe als auch schrumpfende Großbetriebe stehen. Ein auf den ersten Blick festgestellter positiver Gesamtbeschäftigungseffekt in der kleinsten Größenklasse muss somit nicht zwingend das Ergebnis expandierender Kleinbetriebe sein. Gerade in Perioden, in denen Großbetriebe zum Beispiel im Zuge einer Beschränkung auf eigene Kernkompetenzen Tätigkeiten ausgliedern und dabei Arbeitsplätze abbauen, ist es 103 durchaus wahrscheinlich, dass dieser Beschäftigungsabbau größerer Betriebe bei unvorsichtiger Interpretation als boomender Kleinbetriebssektor gedeutet wird. 14 Zwei wesentliche Konsequenzen müssen aus dieser Gefahr einer aggregierten Betrachtung und der Problematik der Größenklassenwechsler gezogen werden: (1) Notwendigkeit der Verwendung eines Betriebspaneldatensatzes " ... results from snapshot data on the distribution of employment at certain points in time cannot be used to draw direct conclusions on the contribution of small finns to netjob growth." 15 Fundiertere Einsichten in die Schaffung und den Abbau von Arbeitsplätzen in Betrieben unterschiedlicher Größe kann man erst dann gewinnen, wenn man die Daten zu einem Paneldatensatz verknüpft, der es ermöglicht, Beschäftigungsentwicklungen auf der Ebene einzelner Betriebe im Zeitablauf zu verfolgen. Wachsende Betriebe können dann von schrumpfenden Betrieben unterschieden, ihr jeweiliger Beitrag zur Beschäftigungsveränderung einer Größenklasse systematisch aufbereitet und Größenklassenwechsler in ihrer Bedeutung quantifiziert werden. (2) Eindeutige Zuordnung der Betriebe auf die Größenklassen Um zu gewährleisten, dass ein Betrieb in der Anfangs- und Endperiode jeweils derselben Größenklasse zugeordnet wird, werden in der Literatur mehrere Möglichkeiten einer Kategorisierung vorgeschlagen. Wie im folgenden Abschnitt gezeigt wird, kann die Wahl der Klassifizierungsmethode dabei erhebliche Auswirkungen auf die Analyseergebnisse haben. 2.3.2 Zuordnung der Betriebe auf Größenklassen -Vor- und Nachteile alternativer Kategorisierungskriterien In zahlreichen Analysen der Beschäftigungsveränderung in Betrieben unterschiedlicher Größe erfolgt die Zuordnung der Betriebe auf die Größenklassen gemäß ihrer Beschäftigung im Ausgangsjahr. Diese Basisjahrkategorisierung hat den Nachteil, dass transitorische Beschäftigungsveränderungen zum Beispiel im Zuge eines einmaligen zusätzlichen Auftrags, die mit einem temporären Wechsel der Größenklasse verbunden sind, zu einer systematischen 14 Vgl. dazu OECD {1994), S. 122 oder auch Harrison (1994), S. 150. " OECD {1985), S. 72. 104 Überzeichnung des Beitrags kleiner Betriebe zur Arbeitsplatzschaffung fiihren. 16 Kehren sich kurzfristige, zufallsbedingte Abweichungen der Beschäftigung von einer langfristigen Durchschnittsbeschäftigung wieder um, so werden Betriebe, die durch temporäre Einflüsse gewachsen sind, mit hoher Wahrscheinlichkeit wieder schrumpfen. Betriebe, die in Folge temporärer Einflüsse ihre Beschäftigung reduzieren mussten, werden dagegen mit hoher Wahrscheinlichkeit wieder wachsen. Befinden sich in oberen Größenklassen überproportional viele Betriebe, die aufgrund temporärer Einflüsse gewachsen sind, und in den kleineren Größenklassen überproportional viele Betriebe, die aufgrund zufälliger Einflüsse geschrumpft sind, so kann man gerade in den kleineren Größenklassen eine Beschäftigungsverbesserung erwarten, ohne dass fundamentale Unterschiede in der Beschäftigungsentwicklung in Klein- und Großbetrieben zugrunde liegen. In der Literatur wird diese Problematik auch unter den Begriffen "regression-to-the-mean-bias" oder "regressionfallacy" diskutiert. "In surnmary, the standard practice of measuring firm or establishment size according to base-year employment leads to a regression fallacy, which in turn paints an overly favorable picture of the relative growth perfonnance of small employers." 17 Auf analoge Weise führt eine Kategorisierung gemäß der Endbeschäftigung als Folge transitorischer Beschäftigungsschwankungen zu einem systematischen Überzeichnen des Beschäftigungsbeitrags größerer Betriebe. In welchem Maße die Wahl des Kategorisierungskriteriurns die Ergebnisse beeinflusst, hängt davon ab, ob tatsächlich in relevantem Umfang Größenklassenwechsler auftreten. Um systematische Verzerrungen als Folge transitorischer Beschäftigungsschwankungen möglichst gering zu halten, schlagen Davis et al. (1996a, 1996b) alternative Kategorisierungskriterien vor. Diese basieren jeweils auf der Grundidee, dass man den Einfluss transitorischer Schwankungen abschwächen kann, indem man die Betriebe nach ihrer Durchschnittsbeschäftigung in verschiedenen Perioden kategorisiert. Sehr gebräuchlich ist die Verwendung der Durchschnittsbeschäftigung der beiden Analyseperioden t-1 und t ("current average size"). Alternativ finden teilweise auch die Durchschnittsbeschäftigungen der Vorperioden t-2 und t-1 (''previous average size") oder aber der Perioden t-2 und t ("multi-period average size") Verwendung. 16 17 Vgl. z.B. Lconard (1986) oder auch Davis et al. (1996b), S. 305ff. Davis et al. (1996b), S. 307. 111 lung ermöglicht haben (vgl. Abbildung V.4). Als einzige Größenklasse wiesen Kleinstbetriebe im Durchschnitt mit 0, 1 % eine positive Veränderungsrate der Industriebeschäftigung auf. Diese positive Veränderungsrate ist nicht von Auffindungen oder Berichtskreisaktualisierungen abhängig, da die Periode 1988/89 aus den Berechnungen eliminiert und für 1997 ein angepaßter Berichtskreis verwendet wurde. Dabei zeichnete sich nicht ein positiver Saldo aus neu auftretenden und wegfallenden Betrieben für die positive Gesamtbeschäftigungsentwicklung verantwortlich, sondern nur die mit durchschnittlich + 1,5% günstige Beschäftigungsentwicklung in den bereits am Markt befindlichen Kleinstbetrieben. Der "Gründungssaldo" fiel mit -1,4% pro Jahr im Durchschnitt in der kleinsten Größenklasse sogar deutlich negativ aus. Wie bereits bei den methodischen Überlegungen in Abschnitt V.2.3.1 ausgeführt, ist eine Basisjahrkategorisierung der Betriebe dann problematisch und führt zu einem systematischen Überzeichnen des Beitrags kleiner Betriebe, wenn transitorische Beschäftigungsentwicklungen auftreten, die mit einem Größenklassenwechsel verbunden sind. Folgt man daher der Forderung von Davis et al. (1996b) und verwendet als Kategorisierungskriterium die durchschnittliche Beschäftigung der Perioden t-1 und t 27 , so erhält man ein völlig anderes Bild. Die kleinste Größenklasse verliert nicht nur ihren positiven Beschäftigungsbeitrag, sie verfügt bei Durchschnittskategorisierung sogar über die schlechteste Veränderungsrate. 27 Abbildung V.4: Jabresdurchschnittliche Verlnderungsraten der Beschäftigung in Betrieben unterschiedlicher Gr(lße, 1980-1999 0,5 0 -0 ,5 -1 * -1 ,5 -2 -2,5 -3 1-19 20-49 50-99 100-249 250-499 500-999 >=1000 • Basisjahrkategorisierung • Durchschnittskategorisierung Vgl. dazu Abschnitt V.2.3.2. 112 Auch wenn man berücksichtigt, dass in Zeiten rückläufiger Gesamtbeschäftigung eine Durchschnittskategorisierung kleiner Betriebe den Beschäftigungsrückgang in Kleinbetrieben vielleicht überzeichnet und man daher zu dem Ergebnis gelangt, dass die Wahrheit irgendwo in der Mitte liegen muss, kann als Schlussfolgerung festgehalten werden, dass sich über die Größenklassen hinweg weder nach Basisjahrnoch nach Durchschnittsbeschäftigung ein eindeutiger, systematischer Zusammenhang zwischen Firmengröße und dem jährlichen Beschäftigungswachstum erkennen lässt. Interessante Einsichten in die Dynamik der Arbeitsplatzschaffung und des Jobabbaus auf Betriebsebene liefert eine ergänzende größenklassenabhängige Komponentenanalyse der Arbeitsplatzdynamik, deren Ergebnisse für beide Kategorisierungsverfahren in Tabelle V.4 wiedergegeben und mit Hilfe der Abbildungen V.5 und V.6 veranschaulicht sind. Der postulierte Zusammenhang zwischen Firmengröße und Beschäftigungswachstum kann zwar für die Nettoveränderung der Beschäftigung keine Gültigkeit beanspruchen, findet sich jedoch für die im Hintergrund stehenden Bruttobewegungen eindrucksvoll bestätigt. Tabelle V.4: Ergebnisse einer grOBenklassenabhlngigen Job-Turnover-Analyse der Arbeitsplatzdynamik, Jahresdurchschnittswerte, 1980-1999 Größenklasse Veränderung Jobschaffung Jobabbau Job- Excess-Job- in% in% in% Tumover- Tumover- Rate in% Rate in% Basisjahrkategorisierung 1-19 0.1 12.3 12.2 24.6 22.2 20-49 -1.3 6.2 7.6 13.8 11.1 50-99 -1.1 4.8 5.9 10.7 8.1 100-249 -0.9 4.0 4.9 8.9 6.2 250-499 -1.3 3.2 4.4 7.6 5.1 500-999 -1.3 2.9 4.1 7.0 4.5 ;,1000 -1.3 2.1 3.4 5.5 3.6 Durchschnittskategorisierung 1-19 -2.6 10.7 13.3 24.0 21.0 20-49 -1.3 6.4 7.7 14.1 11.6 50-99 -1.2 4.8 6.0 10.8 8.1 100-249 -0.9 4.0 4.9 9.0 6.2 250-499 -1.1 3.3 4.4 7.6 5.3 500-999 -1.0 3.0 3.9 6.9 4.3 ;,1000 -1.1 2.2 3.3 5.5 3.7 113 Abbildung V.5: Jahresdurchschnittliche Komponenten der Arbeitsplatzschaffung und des Arbeitsplatzabbaus in Betrieben unterschiedlicher Größe, 1980-1999, Kategorisierung nach Basisjahrbescblftigung 15 -,- ------------- -------- ---, 10 5 .ft 0 +- +-4 ~ ---+ -5 -10 -15 -'----- - --------- - ---------' 1-19 20-49 50-99 100-249 250-499 500-999 > = 1000 • Bestehende Betriebe Neu auftretende und wegfallende Betriebe Kleinere Betriebe wiesen in jedem einzelnen Jahr und im Durchschnitt der Jahre 1980 bis 1999 zwar deutlich höhere Raten der Arbeitsplatzschaffung auf, die jedoch mit ebenfalls deutlich höheren Raten des Arbeitsplatzabbaus in anderen Kleinbetrieben einhergingen. Der Zusammenhang zwischen Betriebsgröße und Beschäftigungswachstum bestand somit mit Blick auf die Bruttokomponenten, nicht jedoch hinsichtlich der Nettoarbeitsplatzschaffung. Abbildung V.6: Jahresdurchscbnittliche Komponenten der Arbeitsplatzschaffung und des Arbeitsplatzabbaus in Betrieben unterschiedlicher Größe, 1980-1999, Kategorisierung nach Durchschnittsbeschlftigung 10 5 * 0 -5 -10 -15 ~---------- ----- --------' 1-19 20-49 50-99 100-249 250-499 500-999 >=1000 • Bestehende Betriebe 111 Neu auftretende und wegfallende Betriebe 114 Diese inverse Beziehung zwischen Betriebsgröße und den Bruttobewegungen kann für jede einzelne Periode festgestellt werden und hängt dabei nicht von der gewählten Kategorisierungsmethode ab. Die höheren Bruttoraten kleiner Betriebe sind dabei keineswegs die bloße Folge einer ausgeprägteren Gründungs- und Schließungsdynamik bei kleineren Betrieben. Die Abbildungen V.5 und V.6 zeigen, dass auch bei einer Beschränkung der Analyse auf wachsende und schrumpfende Betriebe die Bruttoraten der Arbeitsplatzschaffung und des Arbeitsplatzabbaus jeweils mit zunehmender Betriebsgröße zurückgingen.28 Die besonders ausgeprägte Heterogenität betrieblicher Arbeitsplatzentwicklungen bei Kleinstbetrieben mit weniger als 20 Beschäftigten wird auch an der enorm hohen Job- Tumover-Rate deutlich, die in dieser Größenklasse zwischen knapp 21% und 32,6% lag. Damit wurde in Kleinstbetrieben jedes Jahr jeder dritte bis fünfte Arbeitsplatz (!) entweder neu geschaffen oder abgebaut. Tabelle V.5 veranschaulicht die bemerkenswerte Heterogenität betrieblicher Entwicklungen bei den Kleinstbetrieben anhand der Anteile der Größenklassen an der Jobschaffung und am Jobabbau.29 21 29 Tabelle V.5: Anteile an der Arbeitsplat7.scbalfung und am Arbeitsplatzabbau nach Betriebsgröße, Durchschnittswerte, 1980-1999, Kategorisierung nach Durcbscbalttsbescbllftlguag Beschäftigungsanteil Anteil an der Anteil am Größenklasse Arbeltsplatz- Arbeltsplatzabbau in% schaffuna in % in% 1-19 4.7 14.4 13.9 2~9 9.0 15.5 14.9 50-99 9.9 12.8 12.4 11)().249 17.2 18.0 17.3 250-499 14.5 12.3 12.7 500-999 12.5 9.5 9.5 ~ 1000 32.3 17.8 19.2 Im Gegensatz dazu Picot/Dupuy (1998), S. 134: "When considering only existing firms (i.e. excluding births) much of the difference in net employment growth between the small and the large firm sector disappears." Davis et al. (1996a), S. 65f., betonen, dass einige Missverstllndnisse in der öffentlichen Diskussion über die Bedeutung kleiner Betriebe ftlr das Beschäftigungswachstum auch darauf beruhen, dass fllr die einzelnen Größenklassen Anteile am Nettobeschäftigungswachstum berechnet und verglichen werden. Der Vergleich von Anteilen an einer Nettoveränderung ist jedoch dann unzulllssig, wenn es auch Betriebe gibt, deren Beschäftigung sich in die entgegengesetzte Richtung verändert ("netting out rcality"). Vielmehr sollte man Anteile an den Brutto-Job-Flows berechnen. 115 Kleinbetriebe wiesen verglichen mit ihrem am Anteil an der Gesamtbeschäftigung jeweils einen überproportional hohen Anteil an der Arbeitsplatzschaffung, gleichzeitig aber auch einen überproportional hohen Anteil am Arbeitsplatzabbau auf. Betriebe mit bis zu 100 Beschäftigten vereinten weniger als ein Viertel der Gesamtbeschäftigung auf sich, wiesen jedoch mit 42,7% der Arbeitsplatzschaffung und 41,2% des Arbeitsplatzabbaus fast doppelt so hohe Anteile an den Bruttoströmen auf. 30 Tabelle V.6: Ergebnisse einer grllßenklassen•bblngigen Job-Turnover-Analyse flir einzelne Zeitrlume, Jabresdurchscbnittswerte, Kategorisierung nach Basisjahr- und Durchscbnittsbescblftigung Basisjahrkategorisierung Durchschnittskategorisierung Größen. Veränderung Jobschaffung Jobabbau Veränderung Jobschaffung Jobabbau klasse in% in% in% in% in% In% 1980/81 -1983/84 1-19 -0.2 12.0 12.2 -2.5 10.7 13.2 20-49 -2.6 5.2 7.8 -2.8 5.3 8.0 50-99 -2.8 3.7 6.5 -2.9 3.7 6.7 100-249 -2.7 2.7 5.5 ·2.6 2.8 5.4 250-499 -2.3 2.4 4.7 ·2.2 2.5 4.7 50()..999 ·2.8 1.7 4.5 -2.4 1.7 4.1 2'.1000 -1.2 1.7 3.0 ·1.1 1.8 2.9 1984/85 -1987/88 1-19 1.3 11.8 10.5 ·1.1 10.3 11.5 20-49 0.5 6.6 6.1 0.4 6.7 6.3 50-99 0.5 5.2 4.7 0.6 5.3 4.7 100-249 1.6 4.8 3.1 1.5 4.8 3.3 250-499 0.8 3.7 2.9 1.2 3.8 2.6 50()..999 1.1 3.2 2.2 1.2 3.3 2.1 2'.1000 1.5 2.7 1.2 1.6 2.8 1.2 1989/90 -1993/94 1-19 1.1 12.5 11.4 ·2.0 10.6 12.6 20-49 -2.1 5.9 8.0 -1.9 6.3 8.2 50-99 -1.3 5.0 6.3 -1.3 5.0 6.3 100-249 -1.6 4.0 5.6 -1.7 4.0 5.7 250-499 -2.1 3.1 5.2 ·2.0 3.2 5.2 50()..999 -1.6 3.4 5.0 -1.6 3.5 5.1 2'.1000 -4.5 1.5 6.0 -4.3 1.6 5.9 1995/96 -1998199 1-19 ·1.9 13.0 14.9 -5.0 11.1 16.1 20-49 -1.0 7.2 8.2 ·0.8 7.5 8.3 5()..99 ..0.8 5.3 6.1 -0.9 5.3 6.3 100-249 -0.7 4.6 5.2 ·0.6 4.6 5.2 250-499 -1.1 3.5 4.6 -1.3 3.6 4.9 500-999 -1.6 3.1 4.7 -0.9 3.2 4.1 2'1000 -0.0 2.8 2.8 0.3 2.9 2.6 Tabelle V.6 zeigt für ausgewählte Analysezeiträume, dass es auch Perioden gab, in denen die relative Beschäftigungsentwicklung in Kleinbetrieben auch bei Durchschnittskategorisierung 30 Vgl. z.B. auch Baldwin/Picot (1995). In der US-amerikanischen Industrie, in der von 1973 bis 1988 ebenfalls knapp ein Viertel der Industriebeschlftigten in Betrieben mit weniger als 100 Beschlftigten arbeitete, lagen die Anteile an den Bruttoströmen mit 37,7% und 38,6% ungefllhr im Bereich der badenwürttembergischen Ergebnisse. Vgl. Davis et al. (1996a), S. 73. 116 günstiger ausfiel als in Großbetrieben. So war insbesondere der Zeitrawn 1989 bis 1994 dadurch gekennzeichnet, dass Großbetriebe in besonders markantem Maße Arbeitsplätze reduzierten, so dass die Beschäftigungsentwicklung in Kleinbetrieben zwar rückläufig war, diese aber relativ gesehen merklich besser abschnitten als ihre größeren Wettbewerber. Sowohl in den 80er Jahren als auch 1995 bis 1999 fiel die Beschäftigungsentwicklung in Kleinbetrieben dagegen schlechter aus als in Großbetrieben. Während die mit zunehmender Betriebsgröße rückläufigen Raten des Arbeitsplatzabbaus zeigen, dass die Stabilität der Gesamtheit aller Jobs in Kleinbetrieben geringer ausfiel als in Großbetrieben, kann man ergänzend in einer Längsschnittbetrachtung auch die Persistenz der neu geschaffenen Arbeitsplätze in Betrieben unterschiedlicher Größe empirisch beleuchten. Ausgebend von der Gesamtzahl der auf Betriebsebene von einem Jahr auf das Folgejahr geschaffenen Jobs kann man im Rahmen einer Kohortenanalyse mit Hilfe des Paneldatensatzes betriebliche Beschäftigungsentwicklungen im Zeitablauf verfolgen (vgl. dazu auch die Persistenzanalysen für die baden-württembergische Gesamtindustrie in Abschnitt III.3). Da der einzelne Betrieb dennoch eine "black box" bleibt, kann nicht untersucht werden, ob tatsächlich jeder einzelne neu geschaffene Arbeitsplatz noch vorhanden ist. Der Vorgehensweise für die Gesamtindustrie in Kapitel III.3 folgend erlauben vereinfachende Annahmen jedoch einen Einblick in die Stabilität der geschaffenen Arbeitsplätze. Die in einem Betrieb von einer Periode auf die andere Periode geschaffenen Arbeitsplätze sind annahmegemäß dann in der Folgezeit noch vorhanden, wenn die Gesamtbeschäftigung des Betriebs nicht unter das im Zuge der Beschäftigungsexpansion erreichte Beschäftigungsniveau fl!llt. Neu geschaffene Jobs gelten dagegen dann als wieder abgebaut, wenn die erreichte Gesamtbeschäftigung in der Folgezeit wieder unterschritten wird. Tabelle V.7 gibt die Ergebnisse jahresdurchschnittlicher Persistenzraten für den Gesamtzeitrawn sowie einzelne Teilperioden wieder, Abbildung V.7 veranschaulicht die gefundenen Ergebnisse exemplarisch für den aktuellen Zeitrawn 1995 bis 1999. Für den Gesamtzeitrawn kann man zunächst festhalten, dass die Stabilität der neu geschaffenen Arbeitsplätze insbesondere in Kleinstbetrieben mit weniger als 20 Beschäftigten deutlich geringer ausfiel als in größeren Betrieben. Während in Großbetrieben mit mindestens 1000 Beschäftigten nach einem Jahr immerhin noch mehr als 85% und nach zwei Jahren immer noch knapp 75% der neu geschaffenen Arbeitsplätze Bestand hatten, fielen in kleinen Betrieben nach einem Jahr bereits mehr als einer von vier geschaffenen Arbeitsplätzen wieder 117 weg. Nach nur zwei Jahren hatten in Kleinstbetrieben nur noch gut sechs von zehn neuen Jobs Bestand. Der Blick hinter die Kulissen der aggregierten Beschäftigungsveränderungen lässt somit erkennen, dass sich die Arbeitsplätze in Betrieben unterschiedlicher Größe in einem wichtigen Qualitätsaspekt grundlegend unterscheiden: der Stabilität der vorhandenen und der geschaffenen Arbeitsplätze. Tabelle V.7: Persistenzraten der Jobschaffung in unterschiedlichen Betriebsgrllßenklassen, Jahresdurchschnittswerte Größenklasse 1980-1999 1980-1988 1989-1994 1995-1999 Jahr 1 Jahr2 Jahr 1 Jahr2 Jahr 1 Jahr2 Jahr 1 Jahr2 % % % % % % % % 1-19 73.6 65.6 75.7 68.9 72.1 62.4 67.3 57.5 20-49 82.3 73.5 83.6 75.5 78.5 66.1 83.2 76.4 50-99 85.7 76.7 86.7 79.1 82.3 68.5 87.2 79.9 100-249 85.5 76.5 87.1 79.9 79.3 64.9 88.4 80.4 250-499 84.9 74.7 87.6 80.2 77.7 60.0 84.7 75.0 500-999 84.4 73.6 87.2 79.1 76.6 57.1 84.8 76.5 ~1000 85.5 73.4 90.4 80.7 69.3 48.8 90.1 81.2 Persistenzanalysen für unterschiedliche Teilzeiträume bestätigen für fast alle Jahre die höhere Persistenz der Jobschaffung in Großbetrieben. Einzig die Periode 1989 bis 1994 fällt insoweit aus der Reihe, als hier Großbetriebe besonders ungünstige Persistenzraten aufwiesen. Für die Zeiträume 1980 bis 1988 und 1995 bis 1999 dagegen ist die geringere Stabilität gerade der in den Kleinstbetrieben neu geschaffenen Arbeitsplätze besonders offensichtlich (vgl. auch Abbildung V.7). Abbildung V.7: Persistenzraten neu geschaffener Arbeitsplätze in Betrieben unterschiedlicher Grllße, Jahresdurchschnittswerte, 1995-1999 100% 90% .!l I!! 80% I:! .!l .!/! 70% I!! ., Q. 60% 50% 0 2 Folgejahr 1--1-19 ----20-49 ........ 50-99-+->=10001 118 Die Betrachtung kwnulierter Beschäftigungsveränderungen bei längerfristiger Durchschnittskategorisierung führt zu einer ergänzenden Bestätigung der gefundenen Analyseergebnisse (vgl. Tabelle V.8). 31 Sämtliche Perioden mit Ausnahme der Jahre 1989 bis 1994, in denen in Betrieben mit mindestens 1000 Beschäftigten ungefflhr einer von fünf Arbeitsplätzen dem Jobabbau zum Opfer fiel, zeichneten sich dadurch aus, dass auch die kwnulierten Veränderungsraten der Beschäftigung in den größeren Betrieben merklich günstiger ausfielen (1984 bis 1988, 1995 bis 1999) als in Kleinbetrieben oder kein eindeutiger Zusammenhang zu erkennen war.32 31 32 Tabelle V.8: Mittelfristige kumulierte Beschlftigungsverlnderungen nach Grllßenklassen, Kategorisierung nach Durchschnittsbeschlftlgung in Anfangs- und Endperiode Größen- Veränderung der Jobschaffungs- Jobabbau- Jot>-Tumovar- Excess-Jot>- klasse Beschaftigung rate in% rate in% Rate in¾ Tumover-Rate in¾ in% 1980/81 -1983184 1-19 -3.7 26.8 30.4 57.2 53.5 20-49 -9.6 13.9 23.5 37.4 27.8 50-99 -11.9 9.4 21.3 30.7 18.8 100-249 -10.0 7.4 17.4 24.8 14.8 250-499 -9.9 6.5 16.3 22.8 12.9 500-999 -9.6 4.1 13.7 17.7 8.1 ~ 1000 -5.0 5.1 10.1 15.2 10.3 1984/85 -1987/88 1-19 -2.5 24.6 27.1 51.8 49.3 20-49 1.4 19.0 17.6 36.7 35.3 50-99 4.0 18.1 14.1 32.2 28.2 100-249 4.7 15.4 10.7 26.0 21.4 250-499 4.7 12.7 8.0 20.7 16.0 500-999 5.7 11.3 5.6 16.9 11.2 ~ 1000 6.4 8.9 2.5 11.4 5.1 1989/90 -1993194 1-19 -4.5 27.2 31.7 58.9 54.4 20-49 -9.0 17.3 26.2 43.5 34.5 50-99 -6.2 15.3 21.5 36.9 30.6 100-249 -9.1 11.5 20.6 32.1 23.0 250-499 -10.2 8.9 19.1 28.0 17.8 500-999 -10.5 8.2 18.7 27.0 16.5 ~ 1000 -22.0 2.6 24.6 27.2 5.2 1995/96 -1998199 1-19 -8.3 16.2 24.5 40.8 32.4 20-49 -1.8 12.6 14.5 27.1 23.6 50-99 -1.9 9.4 11.2 20.6 16.4 100-249 -1.2 8.3 9.5 17.8 13.8 250-499 -2.3 6.1 8.4 14.6 11.6 500-999 -2.3 5.7 8.1 13.8 9.8 ~ 1000 0.5 5.2 4.7 9.9 8.0 Picot/Dupuy (1998), S. 120f., finden ft1r die kanadische Industrie ebenfalls, dass die tatsächliche Verwendung der längerfristigen Maße zu keiner gravierenden V erllnderung der inhaltlichen Schlussfolgerungen !Uhrt. Ergebnisse jllhrlicher Analysen ft1r mehrperiodige Durchschnittskategorisierungen ft1hren zu demselben inhaltlichen Ergebnis. Auf ihre Wiedergabe wird verzichtet. 119 4.2 Beschäftigungsentwicklung in Kohorten von Größenklassen Eine exemplarische Kohortenanalyse soll die Ausführungen zum Beschäftigungswachstum in baden-württembergischen Industriebetrieben unterschiedlicher Größe abrunden und dabei erneut verdeutlichen, wie wertvoll die Verwendung von Paneldaten in diesem Zusammenhang ist. Da die folgenden Ergebnisse sich ausnahmslos für jede Kohorte bestätigen lassen, werden beispielhaft auf der Grundlage der betrieblichen Beschäftigung des Jahres 1980 Kohorten gebildet und deren Entwicklung im Zeitablauf verfolgt. Abbildung V.8 lässt zunächst erkennen, dass die Sterblichkeit kleiner Betriebe deutlich größer ausfiel als bei größeren Betrieben. Von zehn Betrieben mit weniger als 20 Beschäftigten im Ausgangsjahr existierten nach neun Jahren im Durchschnitt nur noch sechs Betriebe, während sämtliche Kohorten von Betrieben mit mindestens l 00 Beschäftigten im selben Zeitraum nur einen Verlust von höchstens einem Betrieb erleiden mussten. Abbildung V.8: Entwicklung der Zahl der Betriebe in Kohorten von Betrieben untencbledlicher GrllDe am Beispiel der Kohorten des Jahres 1980 110% -r------------------------~ 1F- ., 100% .E m i.~ 90% G> C j& m; 80% ~~ =< 70% s Cl) .:1:~ 60% -~ 00%+----,---,--~--.---,--~--~-~--~-~ 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Jahr l-+-1-19 ---20-49 .....,_50-99 -100-249 --250-499 -+-so0:.99s .:.:..:;....;=-iooo 1 , L.c=====================····-----··- ___ --_·---::_-----·--·-·' _ _j Eine ergänzende Betrachtung der Entwicklung der Kohortenbeschäftigung (vgl. Abbildung V.9) verdeutlicht, dass das höhere Sterberisiko der Kleinbetriebe sich nicht in selbem Maße in einem Beschäftigungsverlust der Kohorten niederschlug. Diese Ergebnisse deuten somit an, dass Kleinbetriebe zwar eine höhere Sterblichkeit aufweisen als größere Betriebe, gleichzeitig jedoch die überlebenden Kleinbetriebe -zumindest im Durchschnitt - in beträchtlichem 120 Maße expandieren können. Die Durchschnittsbeschäftigung der Kohorte der kleinsten Betriebe stieg daher zwn Beispiel von 7 ,3 Beschäftigten im Jahr 1980 um mehr als die Hälfte auf 11,3 Beschäftigte im Jahr 1994 an. Auch die Kohortenanalysen bestätigen somit die ausgeprägte Heterogenität betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen gerade bei Kleinst- und Kleinbetrieben, die bereits im Rahmen der Job-Turnover-Analysen aufgedeckt werden konnte. Abbildung V.9: Entwicklung der Gesamtbeschlftigung in Kohorten von Betrieben unterschiedlicher GrllDe am Beispiel der Kohorten des Jahres 1980 105% ~------------------ * ~ 100% .5 ~ 95% c>C § a, 90% -~fi ~ :il' 85% "§ ~ 80% &l -iJ 75% 70% +-------~-----------------l 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Jahr ------~i l-+-1-19 ---20-49 -+-50-99 -100-249 ....... 250-499 +500-999-->,,,10001! 4.3 Mögliche Gründe fdr die ausgeprägtere Heterogenität betrieblicher Beschiftigungsentwicklungen in Kleinbetrieben In Kapitel III.1.4 wurde bereits ein knapper Überblick über alternative Ansätze zur Erklärung der Heterogenität betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen gegeben. Die folgenden Überlegungen widmen sich ergänzend der Frage, welche Gründe sich für die besonders ausgeprägte Heterogenität betrieblicher Beschäftigungsentwicklungen in Kleinbetrieben anführen lassen. Zunächst könnte man vermuten, dass insbesondere die größere Relevanz von Gründungs- und Schließungsbewegungen in den kleineren Größenklassen die größere Unterschiedlichkeit erklären kann. Diese Vermutung findet sich insoweit bestätigt, als die relativen Gründungs- 223 Aufgrund der Änderung der Wirtschaftszweigsystematik im Jahr 1995 und der daraus resultierenden größeren Zahl neuer, aber nicht zwingend junger Betriebe, beschränkt sich die Analyse im Folgenden jeweils auf den Zeitraum bis 1994. Bereits an dieser Stelle kann angemerkt werden, dass die inhaltlichen Ergebnisse insgesamt äußerst stabil sind, so dass die Probleme der Linkszensierung und der Berichtskreisaktualisierung die Schlussfolgerungen in qualitativer Hinsicht nicht wesentlich beeinflussen. Im Weiteren beschränkt sich die Darstellung der Ergebnisse daher häufig auf den Datensatz 2, bei dem die Kohorte 1980 ausgeklammert wird. Exemplarisch werden im Anhang teilweise vergleichende Schätzergebnisse für die anderen Datensätze angegeben. Betriebe, die für mehrere Perioden temporär nicht im Berichtskreis enthalten waren, werden aus den folgenden Analysen ausgeschlossen. Gleichzeitig erfolgt eine multivariate Analyse der betrieblichen Beschäftigungsentwicklung nicht für den gesamten Zeitraum, sondern nur für den Zeitraum 1983 bis 1994, damit die Variable Betriebsalter bereits im ersten Analysejahr eine ausreichende Streuung aufweist. 2.1 Ergebnisse nichtparametrischer Regressionen Einleitend wird der Zusammenhang zwischen Beschäftigungswachstum, Betriebsgröße und Betriebsalter im Rahmen nichtparametrischer Regressionen überprüft.29 Insbesondere mit Blick auf mögliche Nichtlinearitäten im Zusammenhang zwischen Betriebsgröße und Beschäftigungswachstum hat eine nichtparametrische Schätzung gegenüber parametrischen Verfahren den wesentlichen Vorteil, dass man die Daten über den Zusammenhang entscheiden lassen kann und der Schätzung nicht a priori einen bestimmten Funktionstyp zugrunde legen muss. Insoweit eignet sich die nichtparametrische Vorgehensweise gerade auch für eine einleitende explorative Datenanalyse. Für die Durchführung der nichtparametrischen Regressionen für den Zusammenhang zwischen Betriebsgröße und Beschäftigungswachstum wurde aus der Gesamtheit aller Beobachtungen von 1980 bis 1999 eine einprozentige Zufallsstichprobe mit Zurücklegen gezogen, die mehr als 30000 Beobachtungen umfasst. Die Abbildungen X.la bis X.lc zeigen den Graph der bedingten Mittelwerte einer Nadaraya-Watson-Regression unter Verwendung eines Epanechnikov-Kerns und für alternative Bandbreiten. Die Zahl der "grid points" wurde als 100 festgelegt. 29 Vgl. z.B. H!!rdle (1991) oder Yatchew (1998). 224 Abbildung X.la: Bescblftigungswacbstum und Betriebsgröße, Ergebnisse einer Nadaraya- Watson-Regression, 1980-1999, Epanecbnikov-Kern, Bandbreite 1 .1 .05 -.05 -.1 10 Logarithmierte Beschäftigung Die nichtparametrischen Regressionen verdeutlichen, dass die pauschale Behauptung eines negativen Zusammenhangs zwischen Betriebsgröße und Beschäftigungswachstum zu einfach und daher falsch ist. Während für kleinere Betriebe der Zusammenhang eindeutig negativ ausfällt, weisen die nichtparametrischen Nadaraya-Watson-Regressionen auf Nichtlinearitäten im Zusammenhang zwischen Betriebsgröße und Beschäftigungswachstum hin. Die grobe Tendenz des Zusammenhangs könnte durch eine quadratische Funktion approximiert werden, doch zeigt der konkave Verlauf im Mittelbereich der nichtparametrischen Regressionsfunktion, dass die Nichtlinearitäten nicht trivial sind. In den folgenden parametrischen Regressionsanalysen werden neben der logarithmierten Beschäftigung daher auch deren Quadrat und teilweise deren dritte Potenz berücksichtigt. Abbildung X.lb: Bescblftigungswacbstum und Betriebsgröße, Ergebnisse einer Nadaraya- Watson-Regression, 1980-1999, Epanecbnikov-Kern, Bandbreite 0.5 • 10 Logarithmierte Beschäftigung 225 Abbildung X.lc: Bescblftigungswacbstum und Betriebsgrilße, Ergebnisse einer Nadaraya- Watson-Regression, 1980-1999, Epanecbnikov-Kem, Bandbreite 0.2 10 Logarithmierte Beschllftigung Die nichtparametrischen Regressionen für den Zusammenhang zwischen Betriebsalter und Firmenwachstum basieren auf der Gesamtheit aller Betriebe von 1980 bis 1994, wobei die Kohorte der 1980 bereits existierenden Betriebe ausgeklammert wurde und Daten erst ab 1983 in die Analyse einbezogen wurden. Der in zahlreichen Studien einmütig gefundene negative Zusammenhang zwischen Betriebsalter und Beschäftigungswachstum findet sich bei den nichtparametrischen Regressionen bestätigt. Wählt man eine sehr große Bandbreite (vgl. Abbildung X.2a), so führt dies durch "oversmoothing" zu einer ausgeprägten Glättung des Zusammenhanges und lässt einen zumindest näherungsweise linear fallenden Verlauf der nichtparametrischen Regressionsfunktion erkennen. Abbildung X.2a: Bescblftigungswacbstum und Betriebsalter, Ergebnisse einer Nadaraya- Watson-Regression, 1983-1994, alle Neugrßndungen zwischen 1981 und 1994, Epanecbnikov-Kern, Bandbreite 0.8 .06 -.02 2.6 Logarithmiertes Betriebsalter 226 Abbildung X.2b: Beschlftigungswachstum und Betriebsalter, Ergebnisse einer Nadaraya- Watson-Regression, 1983-1994, alle Neugrllndungen zwischen 1981 und 1994, Epanecbnikov-Kern, Bandbreite 0.4 .07 -.03 2.6 Logarithmiertes Betriebsalter Abbildung X.2c: Beschlftigungswacbstum und Betriebsalter, Ergebnisse einer Nadaraya- Watson-Regression, 1983-1994, alle Neugrßndungen zwischen 1981 und 1994, Epanechnikov-Kern, Bandbreite 0.2 .07 -.06 2.6 Logarithmiertes Betriebsalter Bei Verwendung einer kleineren Bandbreite (vgl. Abbildungen X.2b) bleibt die grundsätzliche Tendenz des Zusammenhangs negativ, doch erkennt man Abweichungen von dem linearen Zusammenhang. So kann z.B. für ältere Betriebe ein Bereich festgehalten werden, in dem der Zusammenhang zwischen Betriebsalter und Beschäftigungswachstum durchaus positiv werden kann. Der möglichen Nichtlinearität im Zusammenhang zwischen Alter und Wachstum wird der bisherigen Forschung folgend ebenfalls durch die Berücksichtigung höherer Potenzen Rechnung getragen, wobei sich zeigen wird, dass diese nicht immer statistisch signifikant sind. 227 2.2 Ergebnisse bivariater Tobit-Regressionen Zahlreiche Studien legen nahe, dass gerade junge Kleinbetriebe häufig einer besonders großen Sterbewahrscheinlichkeit ausgesetzt sind.30 Eine Beschränkung der Analyse von systematischen Wachstumsdeterminanten auf die überlebenden Betriebe impliziert daher wiederum die Gefahr einer Selektionsverzerrung. Wie bereits bei der Überprüfung der Gültigkeit des Gesetzes von Gibrat in Kapitel IX werden zunächst bivariate Tobit-Regressionen geschätzt, mit deren Hilfe in der Selektionsgleichung verzerrende Einflüsse der Betriebsgröße, des Betriebsalters und der Konjunktur auf das Überleben von Betrieben und somit die Wahrscheinlichkeit einer Beobachtung berücksichtigt werden können. 31 In der Wachstumsgleichung wird die jährliche betriebliche Wachstumsrate der Beschäftigung, definiert als Differenz der logarithmierten Beschäftigungen, auf die logarithmierte Vorjahresbeschäftigung, das logarithmierte Betriebsalter sowie die Wachstumsrate des realen Bruttoinlandsprodukts als Indikator für die gesamtwirtschaftliche Entwicklung regressiert. Um für Nichtlinearitäten zu kontrollieren, die im Rahmen obiger nichtparametrischer Regressionen aufgedeckt wurden, werden sowohl die Betriebsgröße als auch das Alter auch als Quadrat berücksichtigt, die logarithmierte Beschäftigung wird in einigen Modellvarianten ergänzend auch in ihrer dritten Potenz eingebaut. Mit Hilfe einer Interaktionsvariablen soll getestet werden, ob zwischen dem Betriebsalter und der Betriebsgröße signifikante Interdependenzen in ihrer Auswirkung auf das Beschäftigungswachstum bestehen. Da die Streuung der betrieblichen Wachstumsraten für kleinere Betriebe deutlich größer ist als für größere Betriebe, werden die Standardfehler nach der Methode von Huber (1967) robust geschätzt. Obwohl ein Vergleich der Ergebnisse zeigt, dass von dieser Seite praktisch kein Einfluss auf die Schätzung der Standardfehler ausgeht, wurden die Standardfehler außerdem "geclustert" geschätzt, d.h. es wurde berücksichtigt, dass die Beobachtungen für einzelne Betriebe nicht unabhängig voneinander sind. Tabelle X.2 gibt die Ergebnisse bivariater Tobit-Regressionen wieder, wobei exemplarisch Schätzergebnisse für alle drei in Abschnitt X.! beschriebenen Datensätze wiedergegeben sind, um die beträchtliche Stabilität der Resultate zu demonstrieren. Im Weiteren beschränkt sich die Präsentation der Ergebnisse daher weitgehend auf den Datensatz 2 unter Vernachlässigung der Kohorte 1980. 30 31 Vgl. dazu auch ausfllhrticher die Analysen in Teil 4 dieser Arbeit. Eine kurze Beschreibung der Methodik der bivariaten Tobit-Regression findet sich in Abschnitt IX.3.2. 228 Tabelle X.l: Bescblftigungswachstum, BetriebsgrllDe und Betriebsalter in der baden-wOrttem- bergiscben Industrie, Ergebnisse bivariater Tobit-Regressionen, 1983-1994, robuste, geclusterte Standardfehler, P-Werte in Klammern Datensatz 1: Datensatz 2: Datensatz 3: Alle Betriebe ohne Kohorte 1980 ohne Kohorten 1980 und 1989 Wachstumsgleichung Abh/Jnaiae Variable: Wachstumsrate der Besch/Jfliauna Log. Größe -0.063 -0.136 -0.127 -0.232 -0.120 -0.212 (0.000)- (0.000)- (0.000)- (0.000)- (0.000)- (0.000)- (Log. Größe)' 0.006 0.033 0.016 0.063 0.013 0.055 co.oooi- (0.000)- (0.000)- co.oooi- CO.0OO\- co.oooi- (Log. Größe)• -0.002 -0.006 -0.005 (0.000)- co.ooo\- co.ooo\- Log. Alter -0.045 -0.046 -0.062 -0.064 -0.082 -0.083 co.0001- C0.000)- ro.0001- co.0001- ro.0001- ro.0001- (Log. Alter)2 -0.000 0.000 0.001 0.001 0.004 0.004 10.8491 /0.7891 (0.7301 ro.8081 ro.3001 10.303) Log. Größe · Log. Alter 0.008 0.007 0.015 0.016 0.018 0.018 (0.000)- (0.000)- (0.000)- (0.000)- (0.000)- (0.ooo)- WR des realen 0.694 0.683 0.740 0.738 0.833 0.834 BIP co.ooo\- (0.ooo)- ro.oomco.0001- ro.ooo\- ro.0001- Konstante 0.135 0.180 0.211 0.261 0.229 0.270 co.0001- /0.000)- ro.oooico.oooi- /0.000)- 10.0001- Selektionsgleichung Probit-Sch/Jtzuna der Überlebenswahrscheinlichkeit Log. Größe 0.222 0.222 0.215 0.215 0.214 0.214 ro.0001- 10.0001- (0.000)- (0.ooo)- (0.000)- (0.000)- Log. Alter 0.106 0.106 0.107 0.107 0.155 0.155 (0.000)- 10.000)- (0.000)- (0.000)- (0.000)- (0.000)- WR des realen 2.430 2.428 2.045 2.045 1.710 1.710 BIP (0.000)- (0.000)- co.oomro.oomm.ooml0.000)- Konstante 0.964 0.965 0.985 0.985 0.882 0.882 C0.000)** (0.000)- /0.000)- co.0001- ro.0001- ro.0001·• Beobachtunaen 199775 199775 47656 47656 33939 33939 davon zensiert 7761 7761 2738 2738 2112 2112 Korrelationskoeffizient 0.008 0.003 0.007 0.004 0.006 0.003 (0.000)- co.0001- ro.0001- 10.oooico.0001- 10.0041- Wald-Modelltest 2420.6 2588.6 942.1 918.7 677.5 657.3 co.0001- ro.ooo\- co.0001- co.0001- ro.0001- (0.oool- Loa-Likelihood -60104.7 -59534.3 -29694.9 -29574.5 -21580.8 -21507.6 R' 0.019 0.025 0.031 0.036 0.031 0.036 Betrachtet man in einem ersten Schritt die Ergebnisse der Probit-Schätzungen, so lässt sich unabhängig vom verwendeten Datensatz eine signifikant positive Abhängigkeit der Überlebenswahrscheinlichkeit von Betriebsgröße, Alter und Konjunktur beobachten. Ceteris paribus steigt die Überlebenswahrscheinlichkeit eines Betriebes somit mit zunehmender Betriebsgröße, mit zunehmendem Alter und in Zeiten günstigerer konjunktureller Entwicklung an, während insbesondere jüngere Kleinbetriebe eine besonders hohe Sterbewahrscheinlichkeit aufweisen. 32 32 Diese Ergebnisse entsprechen den inhaltlichen Schlussfolgerungen, die in Kapitel XII der vorliegenden Arbeit im Rahmen von Verweildaueranalysen ftlr das Überleben von Neugrllndungen gefunden werden. Die ergänzende Berücksichtigung quadratischer Größen- oder Alterseffekte in der Selektionsgleichung hat keinen Einfluss auf die Ergebnisse der Schätzung der Regressionsgleichung. 229 Der Korrelationskoeffizient zwischen den Residuen der Selektions- und der Wachstumsgleichung ist zwar aufgrund der großen Zahl der Beobachtungen jeweils signifikant von Null verschieden, doch im Wert mit 0.003 bis 0.008 so gering, dass Selektionsverzerrungen für die Schätzung der Wachstumsgleichung keine Rolle spielen. 33 Insoweit sind die Schätzergebnisse der bivariaten Tobit-Regressionen jeweils weitgehend identisch mit den Ergebnissen gepoolter OLS-Schätzungen mit geclusterten und heteroskedastizitätskonsistent geschätzten Standardfehlern (vgl. Anhang X.l). Mit Blick auf die Schätzergebnisse der Wachstumsgleichung weist die makroökonomische Kontrollvariable stets das erwartete positive Vorzeichen auf und ist dabei höchstsignifikant, so dass eine bessere konjunkturelle Entwicklung c.p. das betriebliche Beschäftigungswachstum statistisch gesichert begünstigt. Sowohl die Größe als auch das Alter eines Betriebes stehen in dem aufgrund der nichtparametrischen Regressionen in Abschnitt X.2.1 erwarteten signifikant negativen Zusammenhang mit dem Beschäftigungswachstum, der -zumindest was die Betriebsgröße betrifft -von einer hochsignifikanten Nichtlinearität gekennzeichnet ist. Für Kleinstbetriebe dominiert der negative Einfluss der Betriebsgröße auf das Betriebswachstum, ein signifikant positiver Effekt der quadrierten logarithmierten Beschäftigung zeigt jedoch, das sich dieser inverse Zusammenhang mit zunehmender Betriebsgröße c.p. zumindest abschwächt oder dann auch ins Gegenteil umkehrt. Allerdings sind die Nichtlinearitäten im Zusammenhang zwischen Größe und Wachstum keineswegs trivial, wie ein signifikant negativer Koeffizient der dritten Potenz untermauert, so dass für größere Betriebe verstärkt auch wieder Tendenzen für einen negativen Zusammenhang beobachtet werden können. Die weiteren Koeffizientenschätzungen bleiben von der Einbeziehung der dritten Potenz der logarithmierten Beschäftigung unberührt. Kritisch angemerkt werden muss jedoch, dass der sehr ausgeprägte negative Zusammenhang für Kleinstbetriebe eventuell das Wachstumspotenzial kleinerer Betriebe insoweit überschätzt, als die Wachstumsraten kleiner Betriebe sehr schnell große positive Werte annehmen. So beträgt z.B. die minimale positive Wachstumsrate eines überlebenden Betriebes mit bisher nur einem Beschäftigten immerhin bereits hundert Prozent, während sein Ausscheiden und damit eine negative Wachstumsrate gar nicht beobachtet werden kann. Durch die verwendete Definition der betrieblichen Wachstumsrate als Differenz der logarithmierten Beschäftigungen wird dieser Effekt zwar nicht beseitigt, aber zumindest etwas abgeschwächt. 33 Harhoff et al. (1998), S. 479, gelangen auf der Grundlage des ZEW-Gr11ndungspanels West zu entsprechenden Ergebnissen. 230 Bezüglich der Bedeutung des quadratischen Alterseffektes sind die Ergebnisse insoweit weniger eindeutig, als der Koeffizient zwar stabil ein positives Vorzeichen aufweist, jedoch in keiner Modellschätzung signifikant von Null verschieden ist. Aufgrund der bereits bei den nichtparametrischen Regressionen angedeuteten Zweifel an der Nichtlinearität des Zusammenhangs zwischen Alter und Beschäftigungswachstum wurden die Modelle jeweils ergänzend ohne den quadrierten Altersterm geschätzt, wodurch praktisch keine Änderung der Ergebnisse induziert wurde. Auf die Wiedergabe der Ergebnisse wird daher verzichtet. Interessant ist der in allen Fällen hochsignifikant positive Koeffizient der Interaktionsvariablen, der auf eine wesentliche Interdependenz zwischen den Größen- und Alterseffekten hindeutet: Ceteris paribus geht bei gleicher Betriebsgröße von einem höheren Alter ein zusätzlicher positiver Wachstumsimpuls aus, der den negativen Zusammenhang zwischen Betriebsgröße und Beschäftigungswachstum abschwächt. Daher war der negative Zusammenhang zwischen Betriebsgröße und Firmenwachstum besonders ausgeprägt für junge Kleinstbetriebe, während mit zunehmendem Betriebsalter die relative Beschäftigungsentwicklung in Großbetrieben günstiger ausfiel. Ebenso kann mit zunehmender Betriebsgröße aufgrund des positiven Interaktionseffektes der Zusammenhang zwischen Betriebsalter und Beschäftigungswachstum auch positiv werden. Dieses Ergebnis zeigt, dass nicht Kleinbetriebe im Allgemeinen, sondern insbesondere junge Kleinbetriebe ein hohes Wachstumspotenzial besitzen, während reifere Kleinbetriebe, die bereits seit einigen Jahren am Markt tätig sind, kein höheres Wachstumspotenzial aufweisen als ihre größeren Mitbewerber. Wie die Probit-Schätzung zeigt, haben junge Kleinbetriebe somit einerseits ein höheres Sterberisiko, andererseits weisen überlebende Kleinbetriebe jedoch deutlich höhere Wachstumsraten der Beschäftigung auf als ihre größeren Wettbewerber. Jährliche Regressionen bestätigen die gefundenen Ergebnisse sowie die Zweifel an der Signifikanz des quadratischen Altersterms (vgl. Anhang X.2). Damit wird für die badenwürttembergische Industrie ein Ergebnis bestätigt, das in der Literatur zur Gründungsforschung als stilisiertes Faktum betrachtet werden kann.34 Audretsch/Mahmood (1995) begründen das größere Wachstum kleinerer Betriebe mit der Tatsache, dass diese im Zuge von Liquiditätsrestriktionen zunächst in suboptimaler Größe auf den Markt treten und daher in der Folgezeit dem Zwang eines möglichst schnellen Wachstums ausgesetzt sind, um überleben zu können. 34 Vgl. dazu auch die detaillierten Untersuchungen in Teil 4 der vorliegenden Arbeit. 231 Während die in Kapitel IX vorgestellten traditionellen Ansätze zur Analyse des Zusammenhangs zwischen Beschäftigungswachstum und Betriebsgröße sowohl von der Bedeutung von Nichtlinearitäten als auch von Interdependenzen mit dem Betriebsalter abstrahieren, erlaubt ihre Berücksichtigung somit fundiertere Einsichten in den möglichen Zusammenhang zwischen Beschäftigungswachstum und Betriebsgröße. Gerade die Vernachlässigung von Alterseffekten könnte ein wesentlicher Grund dafür sein, dass das immer wieder behauptete höhere Beschäftigungswachstum kleinerer Betriebe sich weder im Rahmen unterschiedlicher Job-Tumover-Analysen in Kapitel V noch bei der Analyse von Gibrats Gesetz in Kapitel IX überzeugend bestätigen lässt. Wie bereits bei der Diskussion der Ergebnisse einer größenklassenabhängigen Analyse der Arbeitsplatzdynamik in Kapitel V mit Hilfe einer altersabhängigen Job-Tumover-Analyse angedeutet, weisen nicht Kleinbetriebe generell, sondernjunge, überlebende Kleinbetriebe besonders günstige Wachstumsraten der Beschäftigung auf. Sind Kleinbetriebe erst einmal einige Jahre am Markt, so schneiden sie nicht mehr besser, sondern zumindest teilweise schlechter ab als ihre größeren Wettbewerber. Aufgrund der unterschiedlichen Performance junger und älterer Kleinbetriebe lässt sich im Durchschnitt über alle Alterskohorten hinweg kein systematischer Zusammenhang zwischen Beschäftigungswachstum und Betriebsgröße mehr erkennen. Die Tatsache, dass das Alter eines Betriebes von wesentlicher Bedeutung für das Betriebswachstum ist, untermauert empirisch den Erklärungsanspruch der verschiedenen eingangs erwähnten Lebenszyklustheorien des Firmenwachstums. Kritisch anzumerken ist jedoch, dass trotz der beträchtlichen Stabilität der Schätzergebnisse der Wachstumsgleichung der Erklärungsbeitrag der Betriebsgröße und des Betriebsalters sehr gering bleibt, da die Bestimmtheitsmaße der bivariaten Tobit-Regressionen sowie der gepoolten OLS-Regressio- nen selbst unter Berücksichtigung konjunktureller Einflüsse mit nur ungefähr 3% äußerst gering ausfallen (vgl. Anhang X. l ). 232 2.3 Berücksichtigung betriebsspezifischer Heterogenität durch Panelschätzungen mit individuellen Effekten Der trotz der Stabilität der Ergebnisse sehr geringe Erklärungsanteil von Betriebsgröße, Alter und Konjunktur könnte Ausdruck der Tatsache sein, dass im Sinne der Kernkompetenzmodelle betriebsindividuelle Heterogenitäten von besonderer Bedeutung für das Beschäftigungswachstum sind. Im Gegensatz zu zahlreichen bisherigen Studien werden daher im folgenden ergänzend Panelmodelle geschätzt, bei denen durch individuelle Betriebseffekte für betriebsspezifische, unbeobachtete Unterschiede in der Wachstumsperformance kontrolliert wird. 35 Die Entscheidung zwischen einem Panelmodell mit fixen oder zufli.lligen Effekten ist erneut problematisch. Ein Hausman-Test spricht zwar in allen Fällen für die Verwendung eines Modells mit fixen Effekten, doch ist der Verlust an Freiheitsgraden durch die enorme Zahl an Betriebs-Dummy-Variablen, die angepasst werden müssen, sehr erheblich.36 Der Vorgehensweise in Kapitel VI folgend werden daher im Weiteren Ergebnisse beider Verfahren vorgestellt und verglichen. Die Tatsache, dass die Schätzergebnisse inhaltlich weitgehend übereinstimmen, untermauert deren Stabilität unabhängig von der Entscheidung für das eine oder andere Modell. Die Möglichkeit serieller Autokorrelation, die im Rahmen des Chesher-Modells in Kapitel IX Betonung fand, wird durch einen autoregressiven Prozess erster Ordnung in den Störvariablen berücksichtigt. Da die Ergebnisse gegenüber der Wahl des Datensatzes stabil sind, beschränkt sich die Wiedergabe der Schätzergebnisse auf den Datensatz, der von der Kohorte 1980 abstrahiert (vgl. Tabelle X.3). Unabhängig davon, ob fixe oder zufli.llige Effekte modelliert werden, bestätigt die Panelschätzung mit betriebsindividuellen Effekten weitgehend die Ergebnisse der bivariaten Tobit-Regressionen aus dem vorigen Abschnitt. Der signifikant positive Einfluss des konjunkturellen Umfeldes auf das betriebliche Beschäftigungswachstum kann auch im Rahmen der Panelschätzungen jeweils statistisch gesichert nachgewiesen werden. " 36 Ein Beispiel fllr eine Untersuchung, die bei der Analyse des Zusammenhangs zwischen Beschäftigungswachstum und Betriebsgröße fllr die niederlllndische Industrie ein Random-Effects-Modell verwendet, ist die Studie von Huigen et al. ( 1991 ). An dieser Stelle soll die Diskussion um weitere mögliche Vor- und Nachteile beider Modellvarianten nicht erneut vertieft werden. Eine ausftlhrlichere Diskussion der Für und Wider findet man in Kapitel VI. Gegen ein Modell mit zufälligen Effekten könnte insbesondere auch die Tatsache angeführt werden, dass die individuellen Effekte typischerweise mit den Regressoren korreliert sind. Geroski (1998), S. l2f., betont z.B., dass die Betriebsgröße einerseits einen direkten Effekt auf die Unternehmensperformance, hier gemessen an der Beschäftigungsentwicklung, hat, andererseits jedoch indirekt auf das Beschäftigungswachstum einwirkt, da andere exogene Variablen ebenfalls mit der Betriebsgröße variieren. 239 Ein möglicher Einfluss des regionalen Umfeldes auf das betriebliche Beschäftigungswachstum wird zunächst in allgemeiner Form durch die Einbeziehung von Dummy-Variablen für die 44 Kreise Baden-Württembergs berücksichtigt, die gemeinsam jeweils hochsignifikant sind. In Tabelle X.5 sind Schätzergebnisse wiedergegeben, bei denen der Einfluss des regionalen Agglomerationsgrades auf das Wachstum überprüft wird, indem Dummy- Variablen für unterschiedliche Raumtypen angepasst werden, wobei als Referenzgruppe Stadtkreise gewählt werden, die das höchste Ausmaß an Agglomeration aufweisen. Die im Rahmen der bivariaten Tobit-Regressionen ermittelten Koeffizientenschätzungen sind sowohl für verdichtete als auch für teilweise oder schwach verdichtete Landkreise jeweils positiv, so dass das Beschäftigungswachstum in den Landkreisen c.p. besser ausfällt als in Stadtkreisen. Dieses Ergebnis entspricht dem im Rahmen der regionalen Job-Tumover-Analysen in Kapitel VIII abgeleiteten Resultat, dass Kreise mit einer höheren Bevölkerungsdichte c.p. höhere Raten der Jobschaffung und geringere Raten des Jobabbaus aufweisen. Hier könnten sich insbesondere die fehlende Verfügbarkeit freier Gewerbeflächen sowie die daraus resultierenden hohen Preise für Gewerbeflächen in eng besiedelten Kreisen niederschlagen. Eine statistische Signifikanz ist insbesondere für die schwach verdichteten Landkreise, aber auch in den verdichteten Landkreisen gegeben und lässt sich unabhängig vom gewählten Datensatz bestätigen (vgl. Anhang X.3). Zur Kontrolle der Stabilität der inhaltlichen Schlussfolgerungen der bivariaten Tobit- Regressionen sowie zur Überprüfung der Bedeutung betriebsindividueller Heterogenität werden abschließend erneut Panelschätzungen mit individuellen Effekten durchgeführt. Da zeitinvariante Einflussgrößen in Panelmodellen mit fixen Effekten nicht berücksichtigt werden können, kann das obige Gesamtmodell nur unter Verwendung zuflilliger Betriebseffekte geschätzt werden. Auf der Grundlage fixer Effekte wird daher zum Vergleich nur eine um die zeitkonstanten Variablen verminderte Modellvariante geschätzt. 240 Tabelle X.5: Determinanten des betrieblichen Beschlftigungswachstums, 1983-1994, Ergebnisse von Panelschltzungen mit f'Inn und zufllligen Effekten und AR(l)-Prozess, ohne Kohorte 1980, P-Werte in Klammern Abhängige Variable: Betriebliche Wachstumsrate der Besch/lfliguna Panelschatzung Panelschätzungen mit mit fixen Effekten zuflllliaen Effekten Log. Größe -1.160 -0.458 -0.459 (0.000)- (0.000)- (0.000)- (Log. Größe)' 0.046 0.124 0.124 (0.000)- m.oooim.ooo\- (Log. Größe)' 0.005 -0.010 -0.010 (0.000)- co.0001- (0.000)- Log. Alter -0.278 -0.047 -0.046 (0.000)- (0.000)- co.oooi- (Log. Alter)' 0.060 0.002 0.002 ,o.oo5i- (0.578) (0.606) Log Größe • Log. Alter 0.024 0.005 0.005 10.000\- (0.043\* (0.044)* Wachstumsrate des 0.227 0.576 0.578 realen BIP (0.000)- (0.000\- (0.000)- Wachstumsrate des 0.029 0.074 0.074 Branchenumsatzes 10.001)- (0.000)- (0.000)- Betriebstyp-Dummy -0.036 (1 = Einbetriebsuntemehmen) (0.000)- Medium-Tech-Dummy 0.004 (Referenz: Hiah-Techl (0.684) Low-Tech-Dummy -0.006 /Referenz: Hiah-Techl (0.580\ Logarithmierter -0.057 -0.026 -0.024 Herfindahl-lndex (0.000\- l0.000)- (0.000)- Log. Exportquote -0.049 -0.013 -0.015 (0.006)** (0.011)* (0.005)- Ausmaß der 0.062 0.034 0.033 Skalenerträae co.oooi- (0.000)- (O.OQO)- Verdichteter Landkreis 0.013 (Referenz: Stadtkreis) (0.153\ Teilweise verdichteter LK 0.003 (Referenz: Stadtkreis) (0.710\ Schwach verdichteter LK 0.019 (Referenz: Stadtkreis\ l0.020)* Konstante 1.122 0.117 0.157 co.oooi- (0.011)* (0.003)- Beobachtunaen 36573 44913 44913 Betriebe 7485 8340 8340 Korrelationskoeffizient 0.345 0.345 0.345 Varianzanteil durch 92,0% 1,1% 1,2% individuelle Effekte Modelltest- 2035.2 3849.7 3881.9 l0.000)- m.ooo)- m.000\- F-Test auf fixe Effekte 3.54 (0.000)- R' (within) 0.435 0.210 0.211 R' (between) 0.000 0.003 0.003 R' (overall) 0.013 0.035 0.035 Unabhängig von der geschätzten Modellvariante sind die inhaltlichen Schlussfolgerungen sehr robust wtd stimmen fast ausnahmslos mit den Ergebnissen der bivariaten Tobit- 46 Im Panelmodell mit fixen Effekten handelt es sich bei dem Modelltest um einen F-Test, im Modell mit zuflllligen Effekten um einen Wald-Chi-Quadrat-Test. 241 Regressionen überein. Abweichend von den Ergebnissen der Tobit-Regressionen behält die Dummy-Variable für den Betriebstyp zwar ihr negatives Vorzeichen, ist jedoch nun signifikant von Null verschieden. 47 Ein möglicher Einfluss der Technologieorientierung auf das betriebliche Beschäftigungswachstum kann weiterhin nicht auf statistisch gesicherte Weise nachgewiesen werden.48 Betont werden muss jedoch erneut, dass der Erklärungsgehalt der berücksichtigten Regressoren auch in diesen erweiterten Modellen trotz der Stabilität der gefundenen Ergebnisse eher gering ausflillt. Der quadrierte Korrelationskoeffizient zwischen den angepassten Werten und den tatsächlichen Beobachtungswerten, der näherungsweise als "Gesarntbestimrntheitsmaß" bezeichnet werden kann, beträgt selbst im "Totalmodell" mit zuflilligen Effekten nur 0.035. Damit ist offensichtlich, dass betriebsindividuelle Heterogenität, die erneut jeweils statistisch höchstsignifikant nachgewiesen werden kann, die dominierende Rolle bei der Erklärung der betrieblichen Beschäftigungsentwicklungen spielt. Tabelle X.6 fasst die für die baden-württembergische Industrie und die Jahre 1983 bis 1994 in alternativen Modellschätzungen gefundenen inhaltlichen Ergebnisse bezüglich möglicher Determinanten des betrieblichen Beschäftigungswachstums zusammen. 47 .. Auf die Unterschiede zwischen der Panelschltzung mit fixen und mit zuflllligen Effekten bezüglich der Nichtlinearitat des Einflusses der Betriebsgröße und des Betriebsalters wurde bereits in Abschnitt X.2.3 hingewiesen . Auch bei ergänzender Berücksichtigung der Wachstumsrate der Arbeiterstundenlöhne als Regressor, die nicht für alle Betriebe im Datensatz berechnet werden kann, bleiben sllmtliche inhaltliche Ergebnisse stabil. Der Koeffizient des betrieblichen Lohnwachstums der Vorperiode weist ein positives Vorzeichen auf, das jedoch nicht Ausdruck der Tatsache ist, dass höhere Arbeiterstundenlöhne c.p. zu einer höheren Arbeitsnachfrage führen. Vielmehr scheint es plausibel zu sein, dass typischerweise in expandierenden Branchen einerseits aufgrund günstiger Bedingungen höhere Löhne ge7.8hlt werden können, andererseits jedoch auch teilweise höhere Löhne ge7.8hlt werden müssen, um qualifizierte Arbeitskräfte an den Betrieb zu binden. 242 TabelleX.6: Determinanten des betrieblichen Beschlftigungswachstums, 1983-1994 -ein zusammenfassender Oberblick ßber die Ergebnisse der alternativen Schltzverfahren Determinante Einfluss auf die betriebliche Wachstumsrate Betriebsgröße - /aber nichtlinear) Betriebsspezifische - Betriebsalter (positive Interdependenz mit Charakteristika Betriebsaröße) Betriebstyp (-) (Einbetriebsunternehmen) Branchendummies signifikant (Zweisteller SYPRO) Branchenkonjunktur + Branchenspezifische Konzentration - Charakteristika Skaleneffekte + Exportorientierung - Technologie 0 Regionale Kreisdummies signifikant Charakteristika Agglomerationsgrad - Makroökonomische Wachstumsrate des + Rahmenbedin11ungen realen BIP 4. Implikationen, Schlussfolgerungen und Ausblick Die vorliegende Studie bestätigt für die baden-württembergische Industrie, dass Gibrats These vom stochastischen Wachstum sowohl für die Gesamtindustrie als auch für Gruppen von Betrieben abzulehnen ist. Sie steht damit im Einklang mit einer Vielzahl von Studien, die ebenfalls auf der Grundlage von Betriebs- oder Unternehmensdaten Gibrats Gesetz verwerfen. Für diese Ablehnung zeichnet sich jedoch weniger ein systematischer Wachstumsvorteil kleinerer Betriebe, als vielmehr eine negative Autokorrelation der betrieblichen Beschäftigungsentwicklungen im Zeitablauf verantwortlich. Ausgebend von der Erkenntnis, dass das Firmenwachstum nicht als stochastisch und damit zufllllig betrachtet werden kann, wird der Versuch unternommen, den empirischen Gehalt theoretischer, systematischer Einflussfaktoren des Firmenwachstums für die baden-württembergische Industrie zu überprüfen. Dabei zeigt sich, dass das Alter eines Betriebes, Interdependenzen zwischen Betriebsalter und Betriebsgröße sowie Nichtlinearitäten im Zusammenhang zwischen Größe und Betriebswachstum zu einer Erklärung des unterschiedlichen Wachstumspotenzials von Betrieben beitragen können. Insbesondere überlebende, junge Kleinbetriebe verfügen über besonders 243 günstige Wachstumsraten, während ältere Kleinbetriebe häufig im Durchschnitt geringere Wachstumsraten aufweisen als ihre größeren Mitbewerber. Somit wird deutlich, dass die Aussage, dass kleine Betriebe ein höheres Wachstumspotenzial besitzen, auch deshalb zu verallgemeinernd ist, da sie von bestehenden Interdependenzen zwischen Betriebsalter, Betriebsgröße und Betriebswachstum abstrahiert. Im Rahmen alternativer Modellschätzungen kann nachgewiesen werden, dass neben der Größe und dem Alter eines Betriebes sowohl die konjunkturelle Gesamtentwicklung als auch das branchenspezifische und das regionale Umfeld, in dem ein Betrieb agiert, den betrieblichen Beschäftigungserfolg maßgeblich beeinflussen. Somit tragen zahlreiche der in Abschnitt X.1 angesprochenen Erklärungsansätze für die baden-württembergische Industrie tatsächlich zu einer Begründung des betrieblichen Beschäftigungswachstums bei, ohne dabei jedoch eine zufriedenstellende Gesamterklärung liefern zu können. Gerade auch im Rahmen der Panelschätzungen mit betriebsspezifischen Effekten kann gezeigt werden, dass betriebsindividuelle Heterogenitäten, die nicht auf Unterschieden in der Größe oder im Alter beruhen, von hochsignifikanter Bedeutung für das betriebliche Beschäftigungswachstum sind und einen dominierenden Beitrag zur Erklärung des betrieblichen Beschäftigungswachstums leisten, der auch die Intensität der Zusammenhänge zwischen Wachstum, Betriebsgröße und Betriebsalter in einem modifizierten Licht erscheinen lässt. Zwar bleiben die Effekte des Alters, der Betriebsgröße und der weiteren Einflussfaktoren auch bei Berücksichtigung betriebsspezifischer Heterogenitäten erhalten, gleichzeitig muss ihre Bedeutung für das betriebliche Beschäftigungswachstum jedoch deutlich relativiert werden. 49 Die betrieblichen Wachstumsraten der Beschäftigung bleiben somit trotz nachgewiesener Abhängigkeiten in großem Maße betriebsspezifisch und sind eben auch nicht vorwiegend die Folge vermeintlicher Größen- oder Altersvorteile bestimmter Betriebsgruppen. Diese dominierende Rolle betriebsindividueller Heterogenitäten für den betrieblichen Beschäftigungserfolg untermauert damit auch erneut Zweifel an der Relevanz von Modellen, die mit repräsentativen Wirtschaftsakteuren argumentieren. 50 Für eine noch eingehendere Analyse der Determinanten des betrieblichen Beschäftigungswachstums fehlen im verwendeten amtlichen Datensatz Informationen über weitere, möglicherweise ebenfalls relevante Einflussvariablen. Exemplarisch müssen hier insbeson- .. Zu demselben Ergebnis gelangen auch Jensen/McGuckin (1997), S. 33, die ebenfalls die erltebliche Bedeutung unbeobachteter Heterogenitat betonen, die durch die Größe und das Alter eines Betriebes nicht erfasst werden kann. 244 dere personenbezogene Informationen über die Bildung oder das unternehmerische Talent der leitende Verantwortung tragenden Personen oder Personengruppen, Informationen über die Qualifikation des betrieblichen Personals, betriebsspezifische Informationen über das Ausmaß der individuellen Innovations- und Forschungstätigkeit, Art und Diversifikation der betriebsindividuellen Produktpaletten, betriebsspezifische Informationen über das Ausmaß der Arbeits- oder Kapitalkosten oder Angaben über Ausgaben für Marketingaktivitäten genannt werden. 51 Insoweit sind die inhaltlichen Ergebnisse der vorliegenden Studie konsistent mit der Intuition, dass es kaum möglich sein dürfte, über den möglichen Beschäftigungserfolg einer Firma oder eines Betriebes fundierte Aussagen zu treffen, ohne zum Beispiel über die Kenntnis ihrer individuellen Kompetenzen, ihrer zukünftigen Handlungspläne oder auch der Qualität ihrer Unternehmensleitung zu verfügen. Kernkompetenz-Modelle tragen dieser betriebsindividuellen Heterogenität zumindest insoweit Rechnung, als sie betonen, dass die eigentlichen Ursachen für den Beschäftigungserfolg auf der Individualebene der Betriebe gesucht werden müssen. Daher ist vielleicht der Vorschlag von Geroski (1998) als hilfreich einzustufen, der sich von einer bewussten Fokussierung empirischer Studien auf die Analyse der Historie einzelner Betriebe im Zeitablauf tiefere Einsichten in die Erfolgsfaktoren des betrieblichen Beschäftigungswachstums verspricht. Andererseits könnte die Tatsache, dass man am Ende einer Analyse möglicher Determinanten des Beschäftigungswachstums zwar eine Vielzahl potenzieller Einflussfaktoren finden konnte, deren Erklärungsbeitrag jedoch jeweils eher gering ist, den Befürwortern stochastischer Theorien des Firmenwachstums neue Argumente liefern. McCloughan (1995) entwickelt z.B. ausgehend von den in der Empirie gefundenen typischen Verletzungen des Gesetzes von Gibrat ein stochastisches Wachstumsmodell, das unter Berücksichtigung von Gründungen und Schließungen und unter Beachtung dieser Verletzungen der empirischen Realität näher kommt als ursprüngliche stochastische Modelle. Im Gegensatz zu den früheren Modellen des stochastischen Firmenwachstums, die unter bestimmten restriktiven Annahmen zu einer geschlossenen Lösung in Form einer bestimmten linkssteilen Verteilung gelangten, basiert McCloughans Analyse jedoch auf Computersimulationen, ohne dabei eine konkrete Verteilung der Betriebsgrößen angeben zu können. ,o " Vgl. dazu auch die Ausftlhrungen in Kapitel 11.1.3. Vgl. dazu auch Geroski (1998), S. 19ff. Basu/Goswarni ( 1999) untersuchen Detenninanten des Beschäftigungswachstums südostasiatischer Unternehmen auf dem britischen Auslandsmarkt und berücksichtigen dabei insbesondere die mögliche Bedeutung kultureller und sozioOkonomischer Detenninanten. 245 Vor dem Hintergrund der vorliegenden Ergebnisse muss aus wirtschaftspolitischer Sicht erneut vor einer vorschnellen wirtschaftspolitischen Präferierung spezieller Betriebsgruppen gewarnt werden. Während die These, dass kleine und mittlere Betriebe Motoren des Beschäftigungswachstums seien, ohnehin als viel zu undifferenziert und zu pauschal abzulehnen ist 52 , bleibt aufgrund der erheblichen Bedeutung betriebsspezifischer Effekte und Heterogenitäten gerade auch mit Blick auf das Wissen um die Probleme der Ausgestaltung und der Zielgenauigkeit wirtschaftspolitischer Maßnahmen jegliche Begünstigung spezieller Firmengruppen -wie insbesondere auch die pauschale Präferierung junger, kleinerer Betriebe -fragwürdig. Zu bedenken ist weiterhin, dass ergänzend auch indirekte Effekte, wie z.B. das Sterben, Schrumpfen oder Wachsen von Mitbewerbern oder Zulieferern, berücksichtigt und quantifiziert werden müssten, um endgültige Aussagen über bestehende Zusammenhänge zwischen der Betriebsgröße und dem Beschäftigungswachstum treffen zu können. Insoweit finden sich die auf der Grundlage einer größenklassenabhängigen Job-Tumover-Analyse der Arbeitsplatzdynamik in Kapitel V getroffenen skeptischen Schlussfolgerungen bezUglich einer pauschalen Präferierung der Betriebe nach ihrer Betriebsgröße auch im Rahmen ökonometrischer und panelökonometrischer Analysen bestätigt. 52 Vgl. dazu auch die Ausführungen in Kapitel V. 247 TEIL 4: Markteintritt, Ü'berleben und Marktaustritt -Eine empirische Analyse der Determinanten des Erfolgs von Neugründungen in der baden-württem- bergischen Industrie Obwohl bei der bisherigen Analyse der Arbeitsplatzdynamik in der baden-württembergischen Industrie die relative Bedeutung von neu auftretenden und wegfallenden Betrieben immer wieder angesprochen wurde, stand in den Teilen 1 bis 3 dieser Arbeit stets die Jobschaffung und der Jobabbau sämtlicher Industriebetriebe im Vordergrund der Betrachtungen. Der abschließende vierte Teil der Arbeit wendet sich daher nun einer detaillierten empirischen Analyse der Bedeutung von Neugründungen und Schließungen baden-württembergischer Industriebetriebe für die Entwicklung der Industriebeschäftigung in den Jahren 1980 bis 1999 zu. Nach traditioneller Auffassung werden Gründungen und Schließungen als regulatives Element eines marktlichen Wettbewerbsprozesses betrachtet, die das Marktsystem zurück ins langfristige Gleichgewicht führen. Existiert in einer Branche bzw. auf einem abgegrenzten Markt ein Überschuss der erzielbaren Profite über die langfristigen Durchschnittskosten, so können ökonomische Anreize zur Gründung eines neuen Betriebes bestehen, in deren Zuge die Überschussprofite am Markt abgebaut werden. In einer breiteren Interpretation wird Gründungen jedoch eine Vielzahl alternativer Wirkungen zugeschrieben, die über die bloße Funktion eines regulativen Elementes hinausgehen. Da neu gegründete Betriebe häufig mit neuartigen, effizienten Technologien ausgestattet werden, können Gründungen im Marktprozess z.B. eine wichtige Rolle als Vehikel für die Einführung und Verbreitung technologischer Neuerungen spielen. Weil sich die Neugestaltung der betrieblichen Faktorausstattung bei der Gründung eines Betriebes unmittelbar an den gegebenen Nachfragebedingungen und veränderten Faktorpreisen orientieren kann und keine Reallokation von Produktionsfaktoren voraussetzt, erleichtern Gründungen die Anpassung an veränderte Umwelt- und Marktbedingungen und spielen somit eine wichtige Rolle für die Veränderungs- und Anpassungsfllhigkeit einer Volkswirtschaft. "lncentives and impediments to entry and exit affect the mobility of resources in the economy. Expansion and contraction of existing firms move resources around too, but entry and exit can also affect the levels of competition and production efficiency in markets, as weil as facilitate innovation and change." 1 Siegfiied/Evans (1994), S. 121. 248 Die empirische Gründungsforschung gibt jedoch auch Hinweise, die Zweifel an der Auffassung belegen, dass man Gründungen als Allheilmittel zur Restrukturierung bestehender Märkte betrachten kann. Geroski (1992) weist auf der Grundlage alternativer Studien fllr die europäische Industrie darauf hin, dass die Bedeutung von Gründungen für etablierte Märkte deutlich geringer ist, als häufig erwartet oder behauptet wird. Eine besondere Rolle für das Marktgeschehen schreibt Geroski Gründungen insbesondere in frühen Phasen eines Produktlebenszyklus zu, in denen die Anpassung der Produkteigenschaften an die Bedürfnisse der Nachfrager besonderes relevant ist. Insoweit bezeichnet Geroski Gründungen als "at best a highly specific tool ofrestructuring". 2 Auch und gerade aus wirtschaftspolitischer Sicht ist eine empirische Analyse des Beschäftigungsbeitrags von Neugründungen von Interesse, da Neugründungen regelmäßig als besondere Hoffnungsträger der Beschäftigungsentwicklung gesehen werden, von denen man sich auch auf dem Arbeitsmarkt wichtige Impulse erhoffi und fllr die daher häufig eine wirtschaftspolitische Präferierung gefordert wird. Zur Systematisierung unterschiedlicher empirischer Studien des Gründungsverhaltens kann man zunächst zwischen Untersuchungen unterscheiden, die den Markteintritt selbst in den Mittelpunkt der Betrachtung stellen, und Studien, die sich auf die "post-entry-performance" von Betrieben, also den Erfolg in der Zeit nach dem Markteintritt, konzentrieren. Bei den Analysen zur post-entry-performance kann man ergänzend danach differenzieren, ob das betriebliche Wachstum -z.B. des Umsatzes oder der Beschäftigung -in der Folgezeit der Gründung Gegenstand der Analysen ist ("Wachstumsmodelle") oder das Überleben und Sterben von Neugründungen im Zeitablauf in den Mittelpunkt der Betrachtungen gestellt wird ("Survivalmodelle"). Lange Zeit stand die empirische Gründungsforschung vor dem Problem, dass einerseits empirische Studien regelmäßig zu dem Ergebnis kommen, dass Markteintrittsschranken von erheblicher Bedeutung sind: "Econometric estimates of the height of entry barriers suggest that they are high. "3 Andererseits untermauern vorliegende Studien fast ausnahmslos, dass trotz ausgeprägter Markteintrittsbarrieren das Gründungsaufkommen typischerweise ebenfalls beträchtlich ist: "Entry is common. Large numbers of firms enter most markets in most years."4 Geroski (1992), S. 15 8. Geroski (1995), S. 429. Geroski (1995), S. 422. 255 eher die Gesamtzahl aller Betriebe interessant, die sich hinter der resultierenden Veränderung verbirgt. Da der amtliche Betriebspaneldatensatz die Ermittlung von Bruttoraten und -inten- sitäten erlaubt, widmet sich der folgende Abschnitt einer Analyse der Bruttogrößen. Zur Information werden jedoch auch die entsprechenden Nettogrößen angegeben. 2. Sind Geroskis stilisierte Fakten des Gründungsgeschehens auch ffir die badenwürttembergische Industrie gültig? In einem Übersichtsartikel mit dem Titel "What do we know about entry?" im International Journal of lndustrial Organiz.ation gibt Geroski (1995) einen Kurzüberblick über den Status Quo der empirischen Gründungsforschung. Dabei formuliert er stilisierte Fakten und Ergebnisse des Gründungsverhaltens, deren Gültigkeit von der überwiegenden Mehrz.ahl der empirischen Forschungsarbeiten bis heute untermauert wird. Ausgehend von diesen stilisierten Fakten gibt der folgende Abschnitt einen Einblick in die relative Bedeutung von Gründungen und Schließungen in der baden-württembergischen Industrie von 1980 bis 1999 und überprüft dabei die Gültigkeit der stilisierten Fakten für die Industrie Baden-Württembergs. Aufgrund obiger Überlegungen und einer jeweils starken positiven Korrelation zwischen den alternativen Gründungs- und Schließungsmaßen beschränken sich die inhaltlichen Ausführungen der Ergebnisse dabei weitgehend auf die Kenngrößen, welche die Bedeutung von Betrieben mit weniger als 50 Beschäftigten analysieren. 2.1 Gründungs- und Schließungsdynamik in der baden-württembergischen Gesamtindustrie von 1980 bis 1999 25 26 27 Stilisiertes Faktum 1: "Entry is common. Large numbers of firms enter most markets in most years, but entry rates are far higher that market penetration rates. ,;26 Stilisiertes Faktum 2: "Entry and exit rates are highly positively correlated, and net entry rates and penetration are modest fractions of gross entry rates and penetration. ,;27 Vgl. Fotopoulos/Spence (1998), S. 128. Geroski (1995), S. 422. Geroski (1995), S. 423. 256 Die erhebliche Bedeutung von Neugründungen und somit das stilisierte Faktum I kann für die baden-württembergische Gesamtindustrie bestätigt werden. Im Durchschnitt der Jahre 1980 bis 1999 lag der Anteil der neu gegründeten Betriebe mit weniger als 50 Beschäftigten bei 3,2% (vgl. Tabelle Xl.l). 28 Mehr als neun von zehn Gründungen waren dabei Gründungen von Einbetriebsunternehmen, der Anteil von Diversifikationsgründungen an der Gesamtzahl der Gründungen lag bei gut 8%. Folgt man Geroski (1992), der bei einem Vergleich der Ergebnisse für ausgewählte europäische Länder darauf hinweist, " [that] annual entry rates of around 5 per cent seem tobe something of a norm in manufacturing, with exit running at nearly the same rate"29, so fli.llt die baden-württembergische Gründungsrate im internationalen Vergleich eher gering aus. Die relative Bedeutung der Gründungen für die baden-württembergische Industriebeschäftigung ist mit einem Anteil an der Industriebeschäftigung von jahresdurchschnittlich ungeflihr 0,4% deutlich niedriger. Diese charakteristische Asymmetrie im Verhalten von Gründungsraten und -intensitäten ist Ausdruck der Tatsache, dass die Gründungsbeschäftigung typischerweise deutlich geringer ausfällt als die marktübliche Durchschnittsbeschäftigung. 21 29 Tabelle XI.l: Grßndungsraten und -intensitlten mr die baden-wßrttembergische Industrie, jlhrliche Ergebnisse und Jahresdurchschnittswerte, 1980-1999 GrOndungsrate GrOndungsintensitat in% in% Periode alle <50 <20 <50 alle <50 <20 <50 EBU EBU 1980/81 3.6 3.4 2.9 3.2 0.94 0.37 0.18 0.34 1981/82 3.7 3.6 3.2 3.4 0.54 0.33 0.21 0.30 1982/83 2.9 2.8 2.4 2.7 0.49 0.33 0.18 0.29 1983/84 4.7 4.6 4.1 4.4 0.68 0.51 0.31 0.45 1984/85 2.6 2.4 2.1 2.2 0.64 0.31 0.17 0.25 1985/86 2.4 2.3 1.9 2.1 0.48 0.30 0.16 0.28 1986/87 2.6 2.3 1.8 2.1 0.69 0.33 0.16 0.28 1987/88 2.2 2.1 1.6 1.9 0.47 0.29 0.12 0.24 1988/89*1 17.8 17.1 13.5 16.4 3.31 2.30 1.06 2.19 1989/90 2.9 2.7 2.0 2.5 1.04 0.45 0.22 0.42 1990/91 2.7 2.4 1.9 2.1 1.06 0.30 0.15 0.25 1991/92 2.4 2.2 1.8 2.0 0.63 0.26 0.13 0.23 1992/93 2.1 2.0 1.7 1.8 0.28 0.21 0.12 0.18 1993/94 2.2 2.1 1.9 2.0 0.60 0.23 0.15 0.21 1995/96 2.0 1.8 1.5 1.3 0.74 0.21 0.10 0.15 1996/97 3.5 3.3 2.9 3.0 0.64 0.32 0.16 0.26 1997/98 5.9 5.5 4.8 5.1 1.33 0.55 0.26 0.43 1998/99 8.8 8.3 6.9 7.8 2.00 1.00 0.45 0.91 Durchschnitt 3.4 3.2 2.7 2.9 0.78 0.37 0.19 0.32 *) Berichtskreisaktualisierung Auf die Einbeziehung der Periode 1988/89 wurde der Vorgehensweise der vorigen Kapitel folgend bei der Ermittlung der Durchschnittswerte verzichtet. Geroski (1992), S. 143. 257 Mehr als 4% aller Industriebetriebe wurden von 1980 bis 1999 jährlich im Durchschnitt geschlossen, womit eine durchschnittliche Beschäftigungseinbuße von ungefähr einem Prozent verbunden war, wenn man sämtliche Betriebsschließungen berücksichtigt.30 Die Nettogründungsrate lag somit, wie bereits im Rahmen der Job-Turnover-Analysen in Teil 1 der Arbeit angedeutet, in der baden-württembergischen Industrie im Durchschnitt der Jahre 1980 bis 1999 bei ungefähr -1 % der mit dem negativen Betriebssaldo einhergehende Beschäftigungsverlust betrug knapp -0,2% (vgl. Tabelle Xl.3). Das gleichzeitige Auftreten von Gründungen und Schließungen in der baden-württembergischen Industrie zeichnet sich somit dafür verantwortlich, dass die resultierenden Nettoraten und -intensitäten deutlich geringer ausfallen als die Bruttogrößen. Tabelle XI.2: Schließungsnten und -intensitlten fllr die baden-württembergische Industrie, jlbrliche Ergebnisse und Jahresdurchschnittswerte, 1980-1999 Schließungsrate Schließungsintensttat in% in% Periode alle <50 <20 <50 alle <50 <20 <50 EBU EBU 1980/81 3.6 3.4 2.9 2.9 0.55 0.37 0.20 0.29 1981/82 4.2 3.9 3.3 3.3 0.93 0.45 0.25 0.35 1982/83 4.2 3.9 3.1 3.0 1.23 0.55 0.25 0.38 1983/84 5.7 5.4 4.6 4.7 1.14 0.67 0.37 0.52 1984/85 3.8 3.6 3.1 3.2 0.70 0.44 0.24 0.36 1985/86 3.9 3.6 2.9 3.0 0.81 0.44 0.19 0.33 1986/87 4.3 4.0 3.5 3.6 0.72 0.41 0.21 0.33 1987/88 3.5 3.2 2.7 2.8 0.75 0.35 0.18 0.27 1988/89*) 3.4 3.2 2.7 2.6 0.59 0.36 0.17 0.26 1989190 3.1 3.0 2.5 2.6 0.64 0.35 0.19 0.28 1990191 3.2 3.1 2.7 2.8 0.56 0.36 0.19 0.29 1991192 3.7 3.4 2.9 3.0 0.69 0.37 0.19 0.30 1992193 4.8 4.5 3.6 4.0 0.93 0.57 0.25 0.-46 1993194 4.4 3.9 3.0 3.4 1.39 0.59 0.27 0.47 1995196 5.5 5.0 4.5 4.6 1.28 0.60 0.39 0.50 1996197 5.1 4.6 3.9 3.1 1.29 0.62 0.35 0.42 1997198 5.4 5.1 4.4 4.8 1.01 0.71 0.42 0.64 1998/99 6.2 5.9 5.1 5.5 1.23 0.68 0.38 0.60 Durchschnitt 4.4 4.1 3.5 3.5 0.93 0.50 0.27 0.40 *) Berichtskreisaktualisierung Sowohl Gründungsraten und -intensitäten als auch Schließungsraten und -intensitäten sind mit Korrelationskoeffizienten von 0.99 (P-Wert: 0.000) und 0.92 (P-Wert: 0.000) im Zeitablauf jeweils höchstsignifikant positiv korreliert. Ein höherer Anteil neu gegründeter Betriebe ging daher typischerweise gleichzeitig mit einem höheren relativen Beschäftigungsgewinn durch Gründungen, ein höherer Anteil der schließenden Betriebe mit einem höheren relativen Beschäftigungsverlust einher. 30 Stellt man in Analogie zur Grtlndungsanaiyse auch auf Schließungen mit bis zu 50 Beschäftigten ab, so betrug die jahresdurchschnittiiche Schließungsintensität 0,5%. 258 Nicht nur die Interpretation des Gründungsgeschehens als "Fehler-Korrektur-Mechanismus", sondern auch eine mögliche Rolle konjunktureller Einflüsse sprechen dafür, dass in Jahren mit hohem Gründungsaufkommen tendenziell weniger Betriebsschließungen beobachtet werden können, und lassen daher einen negativen Zusammenhang zwischen der Gründungs- und Schließungsdynamik erwarten. Die Betrachtung der Korrelation zwischen den Gründungs- und den Schließungsraten bei Betrieben mit weniger als 50 Beschäftigten zeigt jedoch für die baden-württembergische Gesamtindustrie eine hochsignifikant positive intertemporale Korrelation der Raten (r = 0.69, P-Wert: 0.002) und eine zumindest schwach signifikant positive Korrelation der Intensitäten (r = 0.44, P-Wert: 0.078). 31 Jahre mit einer ausgeprägten Gründungsdynamik waren in der baden-württembergischen Gesamtindustrie somit tendenziell gleichzeitig Jahre mit einem beträchtlichen Ausmaß an Betriebsschließungen, was zumindest für die Gesamtindustrie das stilisierte Faktum 2 der positiven Korrelation bestätigt. 31 Tabelle XI.3: Nettogründungsraten und -intensitlten mr die baden-wllrttembergische Industrie, jlhrliche Ergebnisse und Jahresdurchschnittswerte, 1980-1999 Nettogründungsrate Beschäftigungsveränderung in% durch Gründungen und Schließungen in % Periode alle <50 <20 <50 alle <50 <20 <50 EBU EBU 1980/81 0.0 0.0 -0.0 0.3 0.40 0.00 -0.01 0.06 1981/82 -0.6 -0.3 -0.1 0.0 -0.39 -0.11 -0.04 -0.05 1982/83 -1.2 -1.0 -0.7 -0.3 -0.73 -0.23 -0.07 -0.09 1983/84 -1.0 -0.7 -0.5 -0.3 -0.46 -0.16 -0.06 -0.07 1984/85 -1.1 -1.1 -1.0 -1.0 -0.06 -0.13 -0.07 -0.11 1985/86 -1.4 -1.2 -1.0 -0.9 -0.35 -0.13 -0.03 -0.05 1986/87 -1.7 -1.7 -1.6 -1.5 -0.04 -0.08 -0.05 -0.05 1987/88 -1.3 -1.1 -1.1 -0.9 -0.28 -0.07 -0.06 -0.03 1988/89") 14.4 13.9 10.8 13.8 2.72 1.94 0.89 1.93 1989/90 -0.2 -0.3 -0.5 -0.1 0.40 0.09 0.02 0.14 1990/91 -0.5 -0.7 -0.7 -0.7 0.50 -0.06 -0.04 -0.04 1991/92 -1.2 -1.2 -1.1 -1.0 -0.05 -0.11 -0.05 -0.08 1992/93 -2.7 -2.5 -1.9 -2.1 -0.65 -0.35 -0.13 -0.28 1993/94 -2.2 -1.8 -1.1 -1.4 -0.80 -0.36 -0.13 -0.27 1995/96 -3.5 -3.3 -3.0 -3.3 -0.54 -0.39 -0.28 -0.35 1996/97 -1.6 -1.3 -1.0 -0.1 -0.64 -0.30 -0.19 -0.16 1997/98 0.5 0.4 0.4 0.2 0.32 -0.15 -0.16 -0.21 1998/99 2.6 2.4 1.8 2.3 0.77 0.31 0.08 0.31 Durchschnitt -1.0 -0.9 -0.8 -0.6 -0.15 -0.13 -0.08 -0.08 *) Berichtskreisaktualisierung FOr alternative Maße ist der Zusammenhang ebenfalls positiv, wobei eine statistische Signifikanz insbesondere dann gegeben ist, wenn Großbetriebe vemachllssigt werden. 259 2.2 Gründungs- und Schließungsdynamik auf Branchenebene in der badenwürttembergischen Industrie 2.2.1 Interindustrielle Heterogenität im Gründungs- und Schließungsverhalten Auch eine auf Zweisteilerebene nach Branchen disaggregierte Betrachtung bestätigt, dass in jeder Industrie gleichzeitig sowohl Grllndungen als auch Schließungen auftreten, wobei erneut die Intensitäten deutlich geringer ausfallen als die entsprechenden Raten. Tabelle XI.4 gibt exemplarisch für die Jahre 1995 bis 1999 und die Zweisteller der WZ 93 jahresdurchschnittliche Grllndungs- und Schließungsraten wieder, entsprechende Ergebnisse für die Jahre 1980 bis 1994 können dem Anhang XI.l entnommen werden. Tabelle Xl.4: Grßnd11ngs- 11nd Schließ11ngsraten 11nd -intensitlten nach Branchen, Zweisteller der WZ 93, Jahresdurchschnittswerte, 1995-1999 WZ93 Abteilung Gründungen Schließungen Nr. Gründungsrate Gründungs- Schließungs- Schließungsin% intensitlt in % rate In% intensilit in % alle <50 alle < 50 alle <50 alle < 50 15 EmAhrun,..,.ewerbe 4.1 3.7 1.55 1.03 4.9 4.5 1.59 0.97 16 Tabakverarbeltuna 3.6 3.6 0.43 0.43 13.0 13.0 1.33 1.33 17 Textilaewerbe 2.9 2.7 1.90 0.35 8.0 7.3 3.02 1.38 18 Bekleldunasaewerbe 3.0 3.0 0.19 0.19 10.6 9.5 3.48 1.76 19 Lederaewerbe 3.0 2.8 1.14 0.43 8.2 7.9 2.70 2.01 20 Holzgewerbe (ohne Herstellung von 2.4 2.4 1.12 0.96 5.8 5.5 2.92 2.06 Möbeln) 21 Paoieraewerbe 2.2 2.1 0.40 0.17 3.4 3.0 0.63 0.28 22 Verlagsgewerbe, Druckgewerbe, Vervielfllttigung von bespielten Ton-, 9.1 8.8 2.98 1.47 6.0 5.8 1.76 1.17 Bild- und Datentraaem 24 Chemische Industrie 3.0 2.8 0.43 0.23 4.1 3.8 0.83 0.27 25 Herstellung von Gumm~ und 3.3 3.1 0.84 0.49 4.3 4.1 0.82 0.59 Kunststoffwaren 26 Glasgewerbe, Keramik, Verarbeitung 2.6 2.4 1.04 0.69 4.2 4.0 1.35 0.92 von Steinen und Erden 27 Metallerzeuauna und -bearbeltuna 2.8 2.7 0.27 0.19 4.7 4.4 0.68 0.35 28 Heratelluna von Metallerzeuanissen 6.0 5.9 1.20 0.97 5.3 5.1 1.32 1.10 29 Maschinenbau 4.7 4.2 0.84 0.37 4.3 3.8 0.92 0.42 30 Heratellung von BDromaschlnen, OV- 3.3 1.9 1.73 0.26 6.0 5.4 1.15 0.41 Geraten und -Elnrichtunaen 31 Herstellung von Geraten der Elektrizitätserzeugung, -Verteilung 5.4 4.7 1.35 0.46 4.2 3.6 0.81 0.30 u.l. 32 Rundfunk-, Fernseh- und 8.8 7.3 3.82 0.50 8.1 7.2 2.31 0.51 Nachrichtentechnik 33 Medizin-, MeB-, Steuer- und 5.9 5.5 2.00 0.73 6.8 6.4 1.44 0.97 Reoelunastechnik ODlik 34 Herstellung von Kraftwagen und 5.5 4.0 0.57 0.12 3.9 3.5 0.19 0.11 Kraftwaaenteilen 36 Heratellung von Möbeln, Schmuck, Musikinstrumenten, Sportgeraten, 4.2 4.0 0.89 0.47 6.3 5.9 1.78 1.07 Spielwaren und sonstigen Erzeuanissen 260 Die jahresdurchschnittliche Gründungsrate der Betriebe mit höchstens 50 Beschäftigten im Gründungsjahr lag im Durchschnitt der Jahre 1995 bis 1999 zwischen nur 1,9% im Bereich der Herstellung von Büromaschinen, DV-Geräten und -Einrichtungen (Nr. 30) und knapp 9% im Bereich des Verlags- und Druckgewerbes (Nr. 22). Die Gründungsintensität fiel mit nur 0,12% im Bereich der Kfz-Industrie (Nr. 34), 0,17% im Papiergewerbe (Nr. 21) und 0,19% im Textilgewerbe (Nr. 17) am geringsten aus. Am oberen Ende lag das Verlagsgewerbe (Nr. 22) mit einem Beschäftigungsimpuls durch Neugründungen von knapp 1,5% sowie das Ernährungsgewerbe (Nr. 15) mit einem gründungsbedingten Zuwachs von ungefilhr 1%. Die korrespondierenden jahresdurchschnittlichen Schließungsraten aller Betriebe lagen zwischen 13% in der Tabakverarbeitung (Nr. 16) und nur 3,4% im Papiergewerbe (Nr. 21), die zugehörigen Beschäftigungseinbußen fielen mit 3,5% im Bereich des Bekleidungsgewerbes (Nr. 18) und 3% im Textilgewerbe (Nr. 17) besonders gravierend aus. Sowohl im Durchschnitt der Jahre 1980 bis 1994 bzw. 1995 bis 1999 als auch in der überwiegenden Mehrzahl der einzelnen Perioden verfügten Branchen mit einem höheren Beschäftigungsbeitrag durch Neugründungen im Querschnitt gleichzeitig über einen höheren relativen Beschäftigungsverlust durch schließende Betriebe (vgl. Tabelle XI.S). Weniger eindeutig ist das Bild bei den durchschnittlichen Gründungs- und Schließungsraten, bei denen kein signifikanter und stabiler Zusammenhang zu erkennen ist. Tabelle XI.5: Korrelation der durchschnittlichen Grßndungs- und SchlieBungsnten im industriellen Quenchaitt auf Zweistellerebene, Jahresdurchschnittswerte, Betriebe mit weniger als 50 Beschlftigten, 1980-1994 und 1995-1999, P-Werte in Klammem32 1980-1994 1995-1999 Korrelation Rangkorrelation Korrelation Rangkorrelation nach Pearsonnach Spearrnan nach Pearsonnach Spearrnan Bravais Bravais Gründungs- und 0.02 0.25 0.59 0.23 Schließunosrate 10.908) I0.173) /0.003)- (0.288l Gründungs- und 0.06 0.52 0.75 0.60 Schließungsintensität 10.734) /0.003>- /0.000l- (0.003)- In den Abbildungen XI.1 und XI.2 wurden für die Jahre 1995 bis 1999 und die Zweisteller der WZ 93 jeweils die entsprechende Gründungs- und Schließungsmaße der Branchen einander gegenübergestellt. Als Referenzlinien sind jeweils die durchschnittlichen Raten bzw. Intensitäten eingezeichnet. Um gleichzeitig die Bedeutung der Branchen für die Gesamtz.ahl der baden-württembergischen Industriebetriebe (Abbildung XI.!) bzw. für die Gesamtbe- 32 Jeweils nur Branchen des Verarbeitenden Gewerbes ohne Bergbau. 261 schäftigung (Abbildung XI.2) zu veranschaulichen, werden die Branchenzweisteller jeweils größenproportional dargestellt. Abbildung XI.l: GrOndungs- und Scbließungsnten In den Branchen der baden-wtlrttem- bergischen Industrie, Betriebe mit weniger als 50 Beschlftigten, Jahresdurchschnittswerte, Zweisteller der WZ 93, 1995-1999, Grllße der Dantellung proportional zur Zahl der Betriebe Durchachnltt 10.0 ...j t'- .E 22 1 32 .., ~ (!) 2 ~ 33 Durchachnltt 11! 5.0 C 29 ii 36 ~ 15 <5 2l5„ 17 " 11 28 0 ~ 0.0 0.0 5.0 10.0 15.0 DUlchschntttllche Schllellungsrate In % wze3 wzg3 Nr. Nr. 15 Emlhrung-"9 27 Metallerzeugung und -bearbeltung 18 T-rarbeitung 28 Herstellung von Metallerzeugnissen 17 Textilgewerbe 29 M11Chinenbau 18 Bekleldungagewert,e Herstellung von BOromaachlnen, DV- 30 19 Ledergewerbe Geraten und -Einrichtungen 20 Holzgewerbe (ohne Herstellung von MObeln) Hntellung von Geraten der 31 21 Papiergewerbe Elektrtzltjtserzeugung, -verteilung u.l. V"'1--rbe, Druck~. Rundfunk-, Fernseh- und 22 Vervlelllltlgung von bespielten Ton-, BIid- 32 und o, ... ...-...~m Nachrict11entachnlk 24 Chemlsche lnduatrle Medlztn-, MeB-, Steuer- und Henrtellung von Gummi- und 33 25 Kun • tatoffWlren Rogelunglllachnlk, Optik 28 Glaag-rbe, Koromlk, Verarbeitung von 34 Herstellung von Kraftwagen und Steinen und Erden Ion H.,.tellung von MObeln. Schmuck, 38 MUliklnatrumenten. Sportgerlton, Snlelwaren und aonstlaen Erzeuanluen 262 Abbildung XJ.2: Gründungs- und Scbließungsintensitlten in den Branchen der baden-wOrttem- bergischen Industrie, Betriebe mit weniger als 50 Beschlftigten, Jahresdurchschnittswerte, Zweisteller der WZ 93, 1995-1999, Grliße der Darstellung proportional zur Beschlftigung 1.50 Dun:hlchnltt 1.00 15 28 20 „33 Durchschnitt 0.50 31 36 29 17 " 34 0.00 0.00 0.50 1.00 1.50 2.00 Schließungsinbtnsltlt in % 2.2.2 Zur zeitlichen Persistenz intersektoraler Unterschiede Geroski (1995) weist darauf hin, dass zwar einerseits große Differenzen im Ausmaß der Gründungen und Schließungen zwischen den Branchen bestehen, diese jedoch im Zeitablauf insgesamt wenig stabil sind, wobei die zeitliche Stabilität der Muster für die Gründungsintensitäten besonders gering ausflillt. Stilisiertes Faktum 3: ''Although there is a ve,y /arge cross-section variation in entry, differences in entry between industries do not persist for ve,y long. In fact, most of total variation in entry across industries and over time is 'within' industries rather than 'between' industry variation. ,JJ Die Gültigkeit dieses stilisierten Faktums hätte wichtige Implikationen für eine mögliche Erklärung des Marktein- und -austritts auf der Grundlage branchenspezifischer Gegebenheiten. Da zahlreiche Industriecharakteristika, die in traditionellen industrieökonornischen Erklärungsansätzen Betonung finden, wie z.B. die Höhe der zu erwartenden Profite, das Ausmaß der Skalenerträge oder die Konzentration in einer Branche, im Zeitablauf weitgehend 33 Geroski (1995), S. 423. Vgl. dazu auch Geroski (1991a), S. 18. 263 stabil bleiben, können diese kaum sinnvoll zur Erklärung eines zeitlichen Veränderungsmusters der relativen Gründungs- und Schließungsdynamik beitragen, das durch eine geringe Persistenz gekennzeichnet ist. "The consequence of this statistical incongruence is, of course, that cross-section correlations between entry and average industry profitability are likely to be weak and unstable over time [ ... ]; to explain entry, one needs to identify much more transitory, time-varying features of markets that do not necessarily differ across industries. "34 Während Wagner (l 994a)35 für die niedersächsische Industrie diese geringe Persistenz der Raten im Zeitablauf bestätigt, gelangen Dunne et al. (1988) in einer Studie für die US- amerikanische Industrie zu dem Ergebnis, dass Unterschiede in der relativen Gründungs- und Schließungsdynamik zwischen verschiedenen Branchen durchaus stabil sind, wobei die Persistenz auf Seiten der Intensitäten ausgeprägter ist als auf Seiten der Raten. 36 Ergebnisse intertemporaler Rangkorrelationen lassen für die baden-württembergische Industrie erkennen, dass Branchen mit einer höheren Gründungsrate und einer größeren Bedeutung von Neugründungen für das Beschäftigungswachstum regelmäßig auch in den Folgeperioden statistisch gesichert höhere Gründungsraten und -intensitäten aufweisen (vgl. Tabellen XI.6 und Xl.7). Ebenso kann auf Seiten der Schließungsraten und -intensitäten für zahlreiche Perioden eine signifikant positive intertemporale Rangkorrelation beobachtet werden. 37 Entsprechende Ergebnisse können auch für den Zeitraum 1980 bis 1994 festgestellt werden. 34 " 36 37 Tabelle XI.6: Persistenz intersektoraler Unterschiede im Ausmaß der GrOndungs- und Scbließungsraten im Zeitablauf, Zweisteller der WZ 93, 1995-1999, Rangkorrelationskoefrizienten von Spearman, P-Werte in Klammern Gründungsraten 95/96 96/97 95/96 1 96/97 0.50 1 (0.015)* 97/98 0.21 0.34 (0.333) C0.117) 98/99 0.50 0.52 C0.015)* C0.012)* Geroski (1995), S. 428. Vgl. Wagner (1994a), S. 215. Vgl. Dunne et al. (1988), S. 507. 97/98 1 0.18 (0.414) 98/99 1 Sc:hlleßungsraten 95/96 96/97 97/98 95/96 1 96/97 0.86 1 (0.0001- 97/98 0.42 0.43 1 C0.048)* (0.038)* 98/99 0.76 0.70 0.29 co.oooico.oom- C0.172) 98/99 1 Entsprechende Korrelationsergebnisse unter Verwendung des Korrelationskoeffizienten von Pearson-Bra- vais bestätigen weitgehend die Ergebnisse und können in Anhang Xl.2 nachgelesen werden. 264 Tabelle Xl.7: Persistenz intersektoraler Unterschiede im Ausmaß der Grßndungs- und Scbließungsintensitlten im Zeitablauf, Zweisteller der WZ 93, 1995-1999, Rangkorrelationskoeff"izienten von Spearman, P-Werte in Klammern GrOndungaintanaltltan Schlleßungalntanaltltan 95/96 96/97 97/98 98/99 95/96 96/97 97/98 95/96 1 95/96 1 96/97 0.79 1 (0.000)- 96/97 0.91 1 (0.ooo)- 97/98 0.42 0.29 1 (0.048)* (0.172) 97/98 0.48 0.51 1 (0.020)* (0.013)* 98/99 0.70 0.71 0.45 1 (0.000)- (0.000)- (0.023)* 98/99 0.72 0.78 0.42 (0.000)- (0.000)- (0.047)* 98/99 1 Die von Geroski (1995) als stilisiertes Faktwn bezeichnete Instabilität der relativen Bedeutung von Gründungen und Schließungen zwischen den Branchen kann filr die baden-württem- bergische Industrie somit nicht überzeugend bestätigt werden. Insoweit macht es Sinn, auf Branchenebene nach systematischen Gründen für Unterschiede im Ausmaß des Gründungs- und Schließungsverhaltens zu suchen. Der folgende Abschnitt XI.3 widmet sich daher ausgehend von einem Überblick über veröffentlichte Studien zu branchenspezifischen Determinanten des Gründungsverhaltens einer Analyse der Einflussgrößen in der baden-württembergischen Industrie. Eine entsprechende Untersuchung der Bestimmungsgründe des branchenspezifischen Ausmaßes an Betriebsschließungen ist auf analoge Weise möglich, wird jedoch im Rahmen der vorliegenden Untersuchung nicht vorgenommen, da eine bewusste Fokussierung der Untersuchung auf Neugründungen erfolgt. Das Schließen von Betrieben sowie mögliche Ursachen filr Betriebsschließungen stehen im Zentrum von Kapitel XII, wenn dort Determinanten des Überlebens und damit auch Sterbens von Neugründungen untersucht werden. 271 Um für makroökonomische Einflüsse zu kontrollieren, wird erneut die Wachstumsrate des realen Bruttoinlandsprodukts einbezogen. 57 Als Schätzverfahren wird wie bei Fotopoulos/Spence (1997, 1998) eine FGLS-Panel- schätzung verwendet, bei der im Gegensatz zur Vorgehensweise von Wagner (1994a) für Autokorrelation erster Ordnung und gruppenspezifische Heteroskedastizität kontrolliert wird. Zur Berücksichtigung branchenspezifischer Heterogenitäten, die über die einbezogenen Einflussgrößen hinausgehen, werden auf Zweisteilerebene der SYPRO der These von Wagner (1994a) folgend fixe Industrie-Dummy-Variablen mitgeschätzt. Gerade weil einige der Regressoren im Zeitablauf zwischen den Branchen stabile Unterschiede aufweisen, besteht jedoch -wie im Rahmen der branchenspezifischen Job-Turnover-Analysen in Kapitel VI bereits ausführlich diskutiert -die Gefahr, dass die Regressoren in erheblichem Maße mit den fixen Effekten korrelieren und somit der tatsächliche Einfluss der Regressoren auf das Gründungsaufkommen nicht mehr identifiziert werden kann. Ein Hausman-Test fUhrt ebenfalls zu keinem eindeutigen Ergebnis, befürwortet jedoch in der Mehrzahl der Modelle die Verwendung fixer Effekte. Aufgrund der höchstsignifikanten Heteroskedastizität muss das Ergebnis des Hausman-Tests jedoch sehr vorsichtig interpretiert werden. Zur Überprüfung der Robustheit der Ergebnisse gegenüber den Modellannahmen werden daher erneut Resultate beider Schätzverfahren wiedergegeben. 58 Ergänzende methodische Probleme ergeben sich mit Blick auf die abhängigen Variablen. Sowohl die Verteilung der Bruttogründungsraten als auch der -intensitäten ist in erheblichem Maße linkssteil und verletzt somit die Normalverteilungsannahme. Logarithmiert man die Werte der abhängigen Variablen, so geht dies mit dem Problem einher, dass sämtliche Beobachtungen, die den Wert Null aufweisen, ausgeklammert bleiben müssen. Damit würden jedoch genau solche Branchen systematisch aus der Analyse ausgeschlossen, die eine besonders geringe Gründungsdynamik aufweisen, so dass die Gefahr besteht, dass die Schätzungen unter Selektionsproblemen leiden könnten. Ein Vergleich der Schätzergebnisse für beide Varianten zeigt jedoch eine große Stabilität der inhaltlichen Ergebnisse in beiden l7 ,. Auf eine zusätzliche Einbeziehung der Entwicklung der Arbeitslosenquote oder des Zinssatzes wird aufgrund des Problems der Mulitkollinearitllt verzichtet. Vgl. Wagner (1994a), der auf die Wachstumsrate des realen Bruttoinlandsproduktes verzichtet und nur den Zinssatz in seinen Analysen berücksichtigt. Eine ausführliche Diskussion über die Verwendung von Panelmodellen mit fixen oder zuflllligen Effekten im Rahmen branchenspezifischer Analysen findet man in Kapitel VI, so dass an dieser Stelle mögliche Vor- und Nachteile nicht noch einmal angesprochen werden. 272 Fällen, so dass im Folgenden nur Schätzergebnisse für die ursprünglichen Raten und Intensitäten vorgestellt werden. 59 Tabelle XI.8: Branchenspezifische Determinanten der Grtlndungsraten in der baden-wtlrttem- bergischen Industrie von 1980-1994, Betriebe mit weniger als 50 Beschlftlgten, Ergebnisse von FGLS-Panelschltzungen mit AR(l)-Prozess und gruppenspezifucher Heteroskedastizitlt, P-Werte in Klammern Abhängige Variable: GrOndunasrate C<50 Beschlfliate) SchAtzung mit zuflllligen Schätzung mit Brancheneffekten Branchendummies Wachstumsrate des -0.042 -0.038 -0.039 -0.029 -0.016 -0.018 realen BIP C0.105) 10.141) C0.1581 C0.1611 (0.434) /0.377\ Branchenwachstum der 0.007 0.008 0.007 0.007 0.007 0.007 Vorneriode C0.086) (0.036)* /0.070) C0.0511 C0.054\ C0.044\* Log. Durchschnitts- 0.006 0.008 0.014 0.009 beschllftiauna (0.000)- (0.000)- /0.040)* (0.150) Log. Umsatz pro -0.017 -0.019 -0.018 -0.022 -0.021 -0.021 Beschlftiatem C0.000)- (0.000)- co.0001- co.0001- CO.OOO\- /0.000)- Log. Her1indahl-lndex des -0.001 -0.001 -0.002 0.009 0.009 0.006 Umsatzes (0.330) (0.101) (0.024)* 10.0011- /0.000)- 10.026)* Log. Exportquote -0.004 -0.005 -0.005 -0.004 (0.015)* /0.005)- /0.079) 10.142\ Ausmaß der Skalenerträge 0.007 0.014 (0.000)- /0.000)- Konstante 0.198 0.207 0.186 0.279 0.278 0.187 (0.000)- (0.000)- 10.0001- /0.000)- {0.000l- /0.000)- Beabachtunaen 372 365 365 372 365 365 Branchen 31 31 31 31 31 31 Breusch-Pagan-Test auf 16.66 15.45 17.98 individuelle Effekte {O.ooo)- (0.000)- (0.000)- Hausman-Test 11.14 14.28 33.35 (0.049)* 10.027)* (0.000)- Mod. Wald-Test auf gruppen- 36922.5 51101.7 56514.2 spezifische Heteroskedastizlt!lt (0.000)- (0.000)- (0.000)- Autokorrelationskoeffizient 0.286 0.287 0.322 -0.066 -0.059 -0.096 Wald-Modelltest 101.9 114.6 81.4 581.0 756.0 738.1 /0.000)- co.0001- 10.000)- 10.000l- /0.000l- 10.0001- LR-Test auf gemeinsame 138.8 146.7 150.3 Sianifikanz der fixen Effekte 10.000)- 10.000)- /0.000\- R•- 0.033 0.034 0.022 0.212 0.215 0.218 Loa-Likelihood 1005.3 998.2 998.2 1074.7 1071.5 1073.4 Die Ergebnisse der FGLS-Panelschätzungen für die Gründungsrate in Tabelle XI.8 und die Gründungsintensität in Tabelle Xl.9 lassen für die Zweisteller der baden-württembergischen Industrie zunächst erkennen, dass die allgemeine Konjunkturentwicklung für das Auftreten neuer Betriebe und ihre Bedeutung für die Industriebeschäftigung keine signifikante Rolle ,. 60 Im Rahmen der Analysen möglicher branchenspezifischer Determinanten der Jobschaffung und des Jobabbaus in Kapitel VI dieser Arbeit wurden als Regressanden jeweils die logarithmierten Werte verwendet, was dort jedoch keine gravierenden Selektionseffekte nach sich zog, da jeweils nur auf sehr wenige Beobachtungen verzichtet werden musste. Das Bestimmtheitsmaß wird hier jeweils als quadrierter Korrelationskoefflzient zwischen den empirischen Werten der abhllngigen Variablen und den theoretischen Werten ermittelt. 273 spielt. 61 Das Wachstum des Branchenumsatzes in der Vorperiode dagegen weist einen positiven Effekt sowohl auf die branchenspezifische Gründungsrate als auch die Gründungsintensität auf, wobei eine Signifikanz nur für die branchenspezifischen Gründungsraten gegeben ist. Deutet man das vergangene Umsatzwachstum einer Branche als Indikator für die Profiterwartungen, so kann man dieses Ergebnis als Indiz für die These des Orr- Modells interpretieren, dass höhere Profiterwartungen das Gründungsaufkommen einer Branche positiv begünstigen. 62 Branchen mit einer eher großbetrieblichen Struktur und somit typischerweise einer höheren Bedeutung von Größenvorteilen weisen c.p. nicht etwa geringere, sondern sogar signifikant höhere Gründungsraten auf. Unabhängig von der Berücksichtigung fixer oder zufälliger Industrieeffekte geht sowohl eine größere logarithmierte Durchschnittsbeschäftigung in einer Industrie als auch ein höherer Wert des logarithmierten Comanor-Wilson-Maßes c.p. mit einer höheren Gründungsrate einher. Mit Blick auf die Gründungsintensitäten ist das Ergebnis uneinheitlich. Insgesamt scheinen die Ergebnisse für die baden-württembergische Industrie jedoch zu bestätigen, dass die Existenz ausgeprägter Größenvorteile in einer Branche das Auftreten von Gründungen nicht zwingend behindern muss. 63 Ein negativer Impuls auf das Gründungsaufkommen geht dagegen von einer hohen Umsatzproduktivität gemessen als Umsatz pro Beschäftigtem aus. In Branchen mit einem höheren Durchschnittsumsatz pro Beschäftigtem flillt die Gründungsrate jeweils signifikant geringer aus. Der Einfluss der Anbieterkonzentration auf die Gründungshäufigkeit ist aufgrund der Modellschätzungen sowohl bei der Erklärung der Gründungsraten als auch der Gründungsintensitäten sehr fraglich, da das Vorzeichen der Konzentrationsvariablen in den Schätzungen mit fixen Effekten stets signifikant positiv und in den Schätzungen mit zufälligen Effekten stets negativ ausflillt. Ursache für diese widersprüchlichen Ergebnisse ist die beträchtliche Korrelation der industriellen Konzentration mit den fixen Effekten. Da die fixen Effekte zeitstabile Unterschiede im Querschnitt zwischen den Branchen bereits auffangen und die Konzentration im Zeitablauf ebenfalls sehr stabil bleibt, ist die 61 62 63 Um die Schätzergebnisse gegen das Vorliegen von Ausreißern abzusichern, wurden außerdem gewichtete Regressionsmodelle geschätzt, bei denen als Gewichte der Beschäftigungsanteil oder der Betriebsanteil einer Branche verwendet wurden. Dabei lindert sich teilweise die Signifikanz einzelner Variablen, die qualitativen Ergebnisse bleiben jedoch weitgehend erhalten, so dass die folgenden Ergebnisse gegenüber dem Vorliegen extremer Werte relativ robust sind. Die alternative Verwendung des jeweils aktuellen Wachstums des Branchenumsatzes ftlhrt zu entsprechenden Ergebnissen, wobei der positive Einfluss der Branchenkonjunktur dann sowohl ftlr die Gründungsraten als auch die -intensitllten hochsignifikant beobachtet werden kann. In Kapitel XII wird sich zeigen, dass Skaleneffekte zwar nicht den Marktzutritt, wohl jedoch das Überleben der Betriebe in der Folgezeit behindern. Die Behauptung, dass Marktzutrittsschranken weniger als Gründungshemmnisse, sondern vielmehr als Überlebenshemmnisse interpretiert werden können, findet hier eine gewisse Bestlltigung. 274 Berücksichtigung der Konzentrationsvariablen in einer Schätzung mit fixen Effekten besonders problematisch. 64 Tabelle XI.9: Brancbenspezifiscbe Determinanten des Bescblftigungsanteiis von Neugrtlndungen mit weniger als 50 Bescblftigten in der baden-wOrttembergiscben Industrie von 1980-1994, Ergebnisse von FGLS-Panelscbltzungen mit AR(l)-Prozess und gruppenspeziftscber Heteroskedastizitlt, P-Werte in Klammern Abhängige Variable: Beschllftigungsanteil der Neugrilndungen 1<50 Beschllftiate\- Schätzung mit zuflllligen Schätzung mit Brancheneffekten Branchendummias Wachstumsrate des 0.0013 0.0014 0.0020 0.0018 0.0022 0.0023 realen BIP /0.724\ /0.689\ 10.6081 10.4691 10.4561 10.3561 Branchenwachstum der 0.0002 0.0003 0.0004 0.0003 0.0004 0.0002 Vomeriode 10.440\ /0.300\ 10.2401 /0.358\ 10.252\ 10.419\ Log. Durchschnitts- -0.0011 -0.0010 0.0005 0.0005 beschäftiauna 10.000\- 10.0011- /0.5231 /0.6561 Log. Umsatz pro -0.0012 -0.0015 -0.0018 -0.0015 -0.0015 -0.0013 Beschäftiatem 10.003\- 10.0001- 10.000\- 10.0001- 10.0021- 10.0011- Log. Herfindahl-lndex des -0.0002 -0.0002 -0.0004 0.0009 0.0009 0.0006 Umsatzes 10.0571 10.1271 10.005\- 10.079\ 10.087\ 10.1721 Log. Exportquote -0.0004 -0.0009 -0.0005 -0.0002 10.2211 10.0061- 10.489\ 10.626\ Ausmaß der Skalenertrage -0.0002 0.0005 10.3751 10.368\ Konstante 0.0221 0.0249 0.0228 0.0236 0.0226 0.0131 10.0001- 10.0001- 10.0001- 10.0001- 10.0091- 10.043)• Beobachtunaen 372 365 365 372 365 365 Branchen 31 31 31 31 31 31 Breusch-Pagan-Test auf 16.91 8.21 7.67 individuelle Effekte 10.oom- 10.004)- /0.006)- Hausman-Test 1.87 28.66 15.73 /0.867) 10.000)· /0.015)• Mod. Wald-Test auf gruppen- 923584.1 544380.5 569120.9 scezifische Heteroskedastizltat /0.000)- /0.000)- /0.0001- Autokorrelationskoeffizient 0.355 0.344 0.382 0.077 0.132 0.090 Wald-Modelltest 103.4 125.3 74.5 579.5 479.1 596.7 10.0001- 10.0001- 10.0001- 10.0001- 10.0001- 10.0001- LR-Test auf gemeinsame 175.3 159.9 208.2 Si!lnifikanz der fixen Effekte 10.0001- 10.0001- 10.0001- R•- 0.057 0.068 0.054 0.212 0.212 0.213 Laa-Likelihood 1729.6 1704.8 1693.5 1817.3 1784.7 1797.6 Branchen mit einer größeren Integration in die internationale Arbeitsteilung weisen c.p. geringere Gründungsraten und geringere Gründungsintensitäten auf. Dies könnte als Unterstützung des Ergebnisses von Anagnostaki/Louri (1995) interpretiert werden, die fllr die griechische Industrie zu einem entsprechenden Ergebnis kommen. Eine Signifikanz ist jedoch regelmäßig nur im Modell mit zufälligen Effekten gegeben . .. . , Die Ergebnisse der anderen Variablen sind jedoch weitgehend robust gegenüber der Vernachlässigung des logarithmierten Herfindahl-Index . Das Bestimmtheitsmaß wird hier jeweils als quadrierter Korrelationskoeffizient zwischen den empirischen Werten der abhängigen Variablen und den theoretischen Werten ermittelt. 275 Zusammenfassend lassen obige Panelschätzungen erkennen, dass Industriecharakteristika durchaus einen statistisch gesicherten Beitrag zur Erklärung des Gründungsaufkommens liefern können. Insoweit verhelfen die durchgeführten Schätzungen der Grundaussage des Orr-Modells, dass Branchencharakteristika, welche die Profitmöglichkeiten in einer Industrie beeinflussen, statistisch signifikante Determinanten der Gründungshäufigkeit darstellen, zu einer gewissen empirischen Evidenz. Die gemeinsame Signifikanz der fixen Effekte sowie ein Breusch-Pagan-Test auf Vorliegen individueller Effekte untermauern die Schlussfolgerung, dass branchenspezifische Charakteristika das Ausmaß der Gründungen zumindest mitbestimmen. Bezüglich der tatsächlichen Wirkungen einzelner Markteintrittsbarrieren auf die branchenspezifischen Gründungsraten und -intensitäten muss jedoch vor einer unkritischen Interpretation der Ergebnisse gewarnt werden. Obwohl die Ergebnisse der obigen Schätzungen insgesamt durchaus robust sind, erschweren Mulitkollinearitätsprobleme, insbesondere auch zwischen den fixen Effekten und den industriespezifischen Charakteristika, die Modellwahl und begründen eine erhebliche Skepsis gegenüber einer vorschnellen Ergebnisinterpretation. Weitere in der Literatur diskutierte Einflussgrößen, wie z.B. das technologische Umfeld 66 oder die Kapitalintensität der Produktion in einer Branche, müssten ergänzend Berücksichtigung finden, was jedoch wiederum die Multikollinearitätsproblematik verschärfen kann. Eine gewisse Abhilfe könnte vielleicht geschaffen werden, wenn es gelingt, die Vielzahl potenzieller branchenspezifischer Einflussfaktoren in einer vorgeschalteten Faktorenanalyse sinnvoll auf wenige Faktoren zu reduzieren, die dann in einem zweiten Schritt zur Erklärung des Gründungsaufkommens herangezogen werden können. In der vorliegenden Studie wird dieses Vorhaben jedoch nicht weiter verfolgt. Trotz einer gewissen Bestätigung der Grundaussagen des Orr-Modells legt die vorliegende Studie die Schlussfolgerung nahe, dass branchenspezifische Charakteristika zwar zu einer Erklärung des Gründungsverhaltens beitragen können, eine zufriedenstellende Erklärung durch die bloße Beschränkung auf Industriecharakteristika und makroökonomische Variablen jedoch nicht annähernd gelingen kann. Sehr geringe Bestimmtheitsmaße belegen, dass auf der Grundlage der branchenspezifischen Determinanten trotz der Stabilität der vorliegenden Schätzergebnisse nur ein geringer Teil der branchenspezifischen Gründungsdynamik erklärt werden kann. Insoweit unterstützen die baden-württembergischen Ergebnisse eine Schlussfolgerung, die Geroski (1991a) treffend als 66 Vgl. Audretsch/Acs (1994). 276 "entry is both rather noisy and idiosyncratic" 67 bezeichnet und die z.B. auch von Wagner (1994a) für die niedersächsische Industrie bestätigt wird. Einen zusätzlichen Erklärungsbeitrag könnte die ergänzende Berücksichtigung regionaler Einflussfaktoren liefern. Zweifelsohne darf jedoch eine Suche nach Gründungsdetenninanten wie bereits die Suche nach Erfolgsfaktoren des betrieblichen Beschäftigungswachstums nicht auf der aggregierten Ebene einer Branchenbetrachtung oder einer regionalen Betrachtung stehen bleiben, sondern muss ergänzend auf die Ebene individueller Betriebsgründungen "hinabsteigen", um der Unterschiedlichkeit der betrieblichen Gründungsdynamik besser gerecht zu werden.68 Gerade für kleine Betriebsgründungen, für die das lokale Marktumfeld in bestimmten Marktnischen von entscheidender Bedeutung für die Gründung und deren weiteren Erfolg ist, bestehen auch auf der Grundlage dieser Studie berechtigte inhaltliche Bedenken, ob man mit einer an branchenspezifischen Durchschnittsgrößen orientierten Analyse, wie sie innerhalb der industrieökonomischen Gründungsforschung im Rahmen von Orr-Typ-Modellen üblich ist, selbst bei tieferer Branchendisaggregation weitgehende Schlussfolgerungen auf das Gründungsverhalten ziehen kann.69 Den folgenden Schlussfolgerungen von Geroski (1991a) und Cable/Schwalbach (1991) kann somit auf der Grundlage dieser Arbeit für die baden-württembergische Industrie nur zugestimmt werden: "Although it is possible to make quite a bit ofprogress on this issue, most models of entry can claim only a very modest degree of success in accounting for observed variations in entry rates or entry penetration. "70 "( ... ] it must be admitted that the results as a whole leave the ultimate mysteries of entry barriers far from solved. " 71 Eine Analyse der Gründungsentscheidung einzelner Betriebe würde jedoch weitaus mehr Informationen über die Gründungen, wie z.B. über die Person und die Motive des Gründers, über die konkrete strategische Ausrichtung oder über firmenspezifische Profiterwartungen, voraussetzen, als der amtliche Industriedatensatz enthält. Für eine fundiertere Analyse des Gründungsverhaltens sollte man daher vielleicht den Rat von Wagner (1994a) befolgen und versuchen, der individuellen Heterogenität dadurch besser gerecht zu werden, dass man konkrete Befragungen von Betriebs- und Unternehmensgründern durchführt. 67 Geroski (1991a), S. 103. 61 Vgl. dazu auch Cable/Schwalbach (1991). 69 Vgl. zu dieser kritischen Einschätzung auch Geroski (1991a), S. 260. 70 Geroski (1991a), S. 58. 277 "A promising alternative way to leam more about entry, its determinants and consequences, is to remember that economists are better off than researchers in many other sciences in one important respect: 'Getting the opinions ofthe subjects of our research is also the only advantage we have over physicists. Quarks and gluons do not talk about what they do or why .. .' (Freeman, 1989, p. xi) -but the subjects that populate the economies we study do."72 In diesem Rahmen könnte dann vielleicht auch die Möglichkeit bestehen, potenzielle Gründer bereits im Vorfeld der Gründungsentscheidung zu befragen und somit dafür zu sorgen, dass die Analyse der Gründungsentscheidung sich nicht nur auf tatsächliche Gründungen beschränken muss, sondern auch solche Entscheidungsträger berücksichtigt werden können, die sich gegen die Gründung eines Betriebes oder Unternehmens entscheiden. Im folgenden Kapitel XII wird nun auf der Ebene betriebsindividueller Daten die betriebliche Beschäftigungsentwicklung und insbesondere die Frage des Überlebens in der Zeit nach der Gründung in den Mittelpunkt der Analysen gestellt. 71 72 Cable/Schwalbach ( 1991 ), S. 266. Wagner (1994a), S. 221. 278 XII. Überleben und Sterben von Neugründungen in der baden-württembergischen Industrie -eine empirische Überprüfung möglicher Determinanten der Überlebenswahrscheinlichkeit Kapitel XI beschäftigte sich mit der empirischen Untersuchung der Gründung von Betrieben und somit mit einer Analyse des Markteintritts. Wie bereits in den einleitenden Bemerkungen zu Teil 4 angedeutet, führte die Erkenntnis zahlreicher Studien, dass weniger die Gründung selbst als vielmehr das Überleben in der Folgezeit des Markteintritts das eigentliche Problem darstellt, zu einer Verschiebung der Forschungsschwerpunkte weg von der Analyse der Gründungshäufigkeit hin zu einer Analyse der betrieblichen Entwicklung in der Zeit nach der Gründung. "lt is easier to enter an industry than to survive for a longer time period in that industry. In recognition of this, the research effort has shifted from entry itself to post-entry performance ofinfant plants and firms." 1 Die hohe Sterbewahrscheinlichkeit neu gegründeter Betriebe in den Jahren nach der Gründung gilt inzwischen in der empirischen Gründungsforschung als stilisiertes Faktum: "Tue survival rate of most entrants is low, and even successful entrants ma 1 take more than a decade to achieve a size comparable to the average incumbent." Kapitel XII der vorliegenden Arbeit widmet sich daher einer fundierten Analyse der postentry-performance baden-württembergischer Industriebetriebsgründungen, wobei der Schwerpunkt auf einer Untersuchung der Determinanten des Überlebens liegen wird. Gerade auch für eine Beurteilung der längerfristigen Beschäftigungseffekte von Neugründungen ist es wesentlich, dass man nicht nur den kurzfristigen Impulseffekt berücksichtigt, sondern die Beschäftigungsentwicklung im Zeitablauf verfolgt und somit den Beschäftigungsbeitrag einer Gründungskohorte in den Folgejahren quantifiziert. Einleitend werden daher zunächst im Rahmen deskriptiver Kohortenanalysen die zeitliche Entwicklung einzelner Gründungskohorten und deren längerfristige Beschäftigungsbeiträge analysiert. Ausgehend Tveteras/Eide (2000), S. 66. Audretsch (1995b), S. 442, unterstreicht die möglicherweise größere Bedeutung von Oberlebenshindernissen gegenüber Gründungsbarrieren durch einen Verweis auf die empirische Beobachtung, dass die Varianz der Oberlebensraten im industriellen Querschnitt deutlich größer ausfllllt als die Varianz der Gründungsraten. Geroski (1995), S. 424. 279 von der Feststellung, dass ein Großteil der Neugründungen bereits kurze Zeit nach der Gründung wieder vom Markt verschwindet, widmen sich die folgenden Abschnitte dann einer ökonometrischen Analyse möglicher Ursachen der unterschiedlichen Sterbewahrscheinlichkeiten betrieblicher Neugründungen in der baden-württembergischen Industrie. Um die Analyseergebnisse nicht nur auf eine Gründungskohorte zu beziehen, werden im Weiteren sämtliche neu auftretenden Industriebetriebe der Jahre 1981 bis 1984 berücksichtigt, wobei auf die Einbeziehung neu auftretender Betriebe mit fünfzig oder mehr Beschäftigten verzichtet wird, da es sich wie bereits betont bei diesen typischerweise nicht um "echte" Neugründungen, sondern z.B. um Betriebsabspaltungen, Regionswechsler oder Schwerpunktwechsler handelt. 3 Insgesamt finden dabei 2605 neu auftretende Betriebe Berücksichtigung, deren Überleben oder Sterben bis einschließlich 1994 auf jährlicher Basis verfolgt wird. Zwischen acht und neun von zehn Neugründungen sind dabei jeweils Kleinstbetriebsgründungen mit weniger als 20 Beschäftigten. 4 Auf eine Verlängerung des Analysezeitraums bis 1999 wird verzichtet, da es im Rahmen der Aktualisierung der Wirtschaftszweigsystematik im Jahr 1995 zu erheblichen Änderungen in der Zusammensetzung des Berichtskreises und in der Zuordnung der Branchen kam. 1. Längerfristige Beschäftigungseffekte durch Gründungen in der baden-württem- bergischen Industrie -Ergebnisse aggregierter Kohortenanalysen Bei der bisherigen Analyse der Bedeutung neu auftretender Betriebe für die Beschäftigungsentwicklung wurden den Neugründungen jeweils nur die Beschäftigungseffekte im ersten Jahr ihres Auftretens zugeschrieben. So lag der Beschäftigungsbeitrag der Neugründungen mit weniger als 50 Beschäftigten im ersten Jahr bei ungefllhr 0,4 Prozent der baden-württem- bergischen Industriebeschäftigung. Etwaige Beschäftigungsgewinne und -verluste in den Folgejahren tauchten dann im Rahmen der Job-Tumover-Analysen der Arbeitsplatzdynamik als Jobschaffung oder Jobabbau in expandierenden und schrumpfenden Betrieben auf (vgl. dazu insbesondere Kapitel II und III dieser Arbeit). Fundierte Aussagen über mögliche Beschäftigungswirkungen durch Neugründungen sollten vor dem Hintergrund einer hohen Der Anteil neu auftretender Betriebe mit mindestens 50 Beschäftigten liegt jährlich bei ca. 3-5%, so dass die überwiegende Mehrzahl der neu auftretenden Betriebe in den folgenden Analysen erfasst wird. Während in der vorliegenden Studie Kohorten von Neugründungen im Zeitablauf bis zu ihrem Ausscheiden untersucht werden, setzt Wagner (1999a) einen etwas anderen Analyseschwerpunkt und betrachtet Kohorten schließender Betriebe in den Jahren vor ihrer Schließung. 280 Sterblichkeit gerade junger Betriebe jedoch nie auf der Grundlage dieser Impulseffekte, sondern stets aufgrund von Kohortenanalysen getroffen werden, in denen die Beschäftigungsentwicklung über einen längeren Zeitraum hinweg verfolgt wird. 5 Abbildung XIl.1 gibt grafisch die zeitliche Entwicklung der Überlebensraten (auch: Survivorraten) der Gründungskohorten wieder, die als Anteil der nach t Perioden noch bestehenden Betriebe in Relation zur Gesamtzahl der Betriebe im Gründungsjahr definiert sind. Abbildung XILl: Zeitliebe Entwicklung der Oberlebensraten von Neugr0ndungen mit weniger als 50 Beschllftigten, Kohorten 1981-19846 90,0% 'if!. .5 80,0% 1 c: 70,0% ~ ] 60,0% ,:::, 50,0% 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1112 13 Jahr nach der Gründung --1981 --1982 --1983 --.---1984 Das hohe Sterberisiko, dem sich Neugründungen ausgesetzt sehen, tritt dabei deutlich zwn Vorschein. Von den 1981 gegründeten Industriebetrieben waren nach zwei Jahren bereits knapp zwanzig und nach fünf Jahren fast vierzig Prozent der Betriebe bereits wieder geschlossen.7 Nach 10 Jahren bestanden nur noch weniger als die Hälfte der anflinglich neu Die Möglichkeit der Durchführung einer Kohortenanaiyse setzt erneut die Existenz von Paneldaten voraus. Das lineare Verbinden der beobachteten Survivorfunktion unterstellt, dass sich die Zeitpunkte des Ausscheidens der einzelnen Betriebe gleichmäßig Ober die Zeit verteilen. Im Rahmen von Kaplan-Meier-Schllt- zungen der Survivorfunktion (vgl. Abschnitt XIl.3.2) wird dagegen angenommen, dass alle Betriebe zu den gewählten Zeitpunkten ausscheiden, so dass dort eine Treppenfunktion entsteht. Bereits an früherer Stelle wurde darauf verwiesen, dass eine eindeutige Identifikation einer Betriebsschließung mit Hilfe des amtlichen Datensatzes nicht moglich ist. Insbesondere kann nicht zwischen einer freiwilligen Schließung und einer ökonomisch bedingten Schließung unterschieden werden. Betriebsobernahmen können ebenfalls zum Wegfall eines Betriebes aus dem Berichtskreis fllhren, ohne dass tatsächlich eine Betriebsschließung im Hintergrund steht. Als Schließung gilt somit wie gehabt der Wegfall eines Betriebes aus dem Berichtskreis der amtlichen Industriestatistik. Dass trotz aller Schwächen der amtliche Datensatz ftlr eine Analyse des Gründungs- und Schließungsverhaltens auch erhebliche Vorteile besitzt, wurde bereits in Kapitel Xl.1.2 erläutert. 287 Kapitalmarktrestriktionen betroffen sind als größere Unternehmen und somit unter einem höheren Finanzierungs- und Liquiditätsrisiko leiden. "Lack of internal finance and imperfections in capital markets may compel prospective competitors to enter at a smaller scale than the one they would have chosen had they had the funds." 17 Die Gründungsgröße kann somit gleichzeitig als Indikator für finanzielle Engpässe interpretiert werden, mit denen insbesondere kleinbetriebliche Gründungen zu kämpfen haben, und wird auch deshalb in zahlreichen Studien als "proxy" verwendet, da die verfügbaren Daten zwar Informationen über die Größe eines Betriebes, nicht jedoch über detaillierte Finanzvariablen enthalten. Honjo (2000) weist für die japanische Industrie nach, dass die Anfangsbeschäftigung eines Betriebes ihren statistisch hochsignifikanten Einfluss auf die Überlebenschancen verliert, wenn man ergänzend eine Finanzvariable berücksichtigt, welche die Kapitalausstattung des Betriebes widerspiegelt. 18 Lucas (1978) führt das höhere Sterberisiko kleinerer Betriebe darauf zurück, dass diese typischerweise über ein Management bzw. über Führungspersönlichkeiten verfügen, die im Durchschnitt ein geringeres unternehmerisches Talent besitzen als die Führungsverantwortlichen in größeren Betrieben. Nachteile kleinerer Betriebe im Wettbewerb um qualifizierte Arbeitskräfte sowie das Fehlen funktionierender interner Arbeitsmärkte sind weitere Aspekte, welche die ungünstigeren Überlebenschancen kleinerer Betriebe begründen können. Dunne (1994) findet eine hohe positive Korrelation zwischen der Gründungsgröße eines Betriebes und seiner Technologieausstattung, so dass eine geringe Gründungsgröße auch als Indiz für eine schlechtere technologische Ausstattung interpretiert werden könnte. Woywode ( 1998) befindet sich in einer Studie auf der Grundlage des Mannheimer Unternehmenspanels in der Lage, zwischen Schließungen durch Insolvenz und freiwilligen Schließungen zu unterscheiden. Dabei gelangt er zu dem Ergebnis, dass die These von der liability of smallness insbesondere für freiwillige Unternehmensschließungen Gültigkeit besitzt, während Insolvenzschließungen sich vielmehr durch Nichtlinearitäten im Zusammenhang zwischen Größe und Sterberisiko und somit eine sogenannte "liability of the middle" auszeichnen, da die Sterbewahrscheinlichkeit zunächst mit wachsender Größe bis zu knapp 20 Beschäftigten 17 II Mata/Portugal (1994), S. 232. "The result suggests !hat new füms without sufficient capital confront a higher risk of business failure", Honjo (2000), S. 570. [Document text truncated for crawler view.]