Berufliche Weiterbildung in West- und Ostdeutschlanddoku.iab.de/zaf/2004/2004_2_zaf_buechel_pannenberg.pdf · 2011. 10. 11. · ZAF 2/2004 73 Berufliche Weiterbildung in West- und

ZAF 2/2004 73

Berufliche Weiterbildung in West- und Ostdeutschland

Teilnehmer, Struktur und individueller Ertrag

Felix Büchel, Markus Pannenberg*

Beruflicher Weiterbildung „on-the-job“ kommt in einer Wissensgesellschaft, in der andie Erwerbstätigen tendenziell steigende und sich stetig verändernde Anforderungen ge-stellt werden, eine zentrale Rolle zu. Ziel der vorliegenden Studie ist es, umfassend überberufliche Weiterbildungsaktivitäten im Rahmen regulärer Beschäftigungsverhältnisse inWest- und Ostdeutschland zu berichten. Die Analyse beruht auf Individualdaten des So-zio-ökonomischen Panels (SOEP) der Jahre 1984 bis 2001 und der BiBB/IAB-Erhebungvon 1998/99. Im ersten Teil der Studie erfolgt eine vergleichende Analyse der Teilnehmerund Struktur beruflicher Weiterbildung in West- und Ostdeutschland. Ein besonderer Ak-zent liegt dabei auf einem Vergleich der Weiterbildungsaktivitäten jüngerer und ältererErwerbstätiger, um Einblicke in Umfang und Struktur „lebenslangen Lernens“ inDeutschland zu gewinnen. Im zweiten Teil der Studie wird anhand ausgewählter Indika-toren (Einkommen, Beförderungsperspektiven und Stabilität der Beschäftigung) geprüft,ob sich die Teilnahme an beruflichen Weiterbildungsmaßnahmen für Erwerbstätige aus-zahlt. Auch hier erfolgt eine vergleichende Analyse für jüngere und ältere Erwerbstätigein West- und Ostdeutschland.

Die zahlreichen Ergebnisse der Studie deuten darauf hin, dass (a) auch im Bereich der be-ruflichen Weiterbildung „on-the-job“ in West- und Ostdeutschland eine ausgeprägte Per-sistenz im Bildungsverhalten besteht, dass (b) jüngere Erwerbstätige in West- und Ost-deutschland signifikant positive (Brutto-)Erträge hinsichtlich Einkommen und späteremArbeitslosigkeitsrisiko nach Teilnahme an beruflicher Weiterbildung erzielen, und dass(c) für ältere Erwerbstätige keine nennenswerten individuellen (Brutto-)Effekte von be-ruflichen Weiterbildungsinvestitionen auf die nachfolgenden Erwerbsbiografien in West-und Ostdeutschland zu finden sind.

Gliederung

1 Problemstellung2 Stand der Forschung2.1 Begriffsklärungen 2.2 Bestandsaufnahme der aktuellen Literatur2.3 Aktueller Forschungsbedarf

* Prof. Dr. Felix Büchel war Forschungsgruppenleiter am Max-Planck-Institut für Bildungsforschung, Berlin.Prof. Dr. Markus Pannenberg ist Professor für VWL an der FH Bielefeld und Mitglied der Abteilung SOEP amDIW Berlin. Der Beitrag ist eine gekürzte Fassung eines im Auftrag der von der Bundesregierung eingesetztenExpertenkommission „Finanzierung Lebenslangen Lernens“ erstellten Gutachtens. Er wurde im Mai 2004 ein-gereicht und nach der Begutachtung und einer Revision im Juli 2004 zur Veröffentlichung angenommen. Erliegt in der alleinigen Verantwortung der Autoren. Die Schlussfassung des Beitrags ist im Gedenken an meinen hoch geschätzten Kollegen Felix Büchel über-arbeitet worden.

1 Problemstellung

Nicht zuletzt der durch die zunehmende internationa-le ökonomische Verflechtung kontinuierlich wachsen-de Anpassungsdruck hat in Deutschland zu der Ein-sicht geführt, dass das Humankapital der Erwerbs-personen zu einer strategisch immer bedeutsamerwerdenden Größe wird. So sieht die Bundesregierungdie Stärkung des deutschen Aus- und Weiterbildungs-standortes als wichtigen Bestandteil des Konzepts der„Konzertierten Aktion Internationales Marketing“(BMBF 2003). Die tendenziell steigenden und sichimmer schneller verändernden Anforderungen an dieQualifikationen der Erwerbstätigen führen dazu, dasssich in Deutschland das historisch stark verfestigteSystem der Vermittlung von beruflichen Fertigkeiteneinem tiefgreifenden Wandel unterzieht. Währendlange davon ausgegangen wurde, dass eine qualifi-zierte berufliche Erstausbildung grundsätzlich das fürein gesamtes Berufsleben benötigte Wissen bereit-stellt und Weiterbildung im Wesentlichen durch dielaufende Berufsausübung „on-the-job“ abgedecktwerden kann, deutet sich in jüngster Zeit ein Paradig-menwechsel an. In Zukunft soll in der schulischenund beruflichen Erstausbildung vorrangig ein mög-lichst allgemeines Basiswissen vermitteln wird; durchlebenslanges bzw. „lebensbegleitendes“ Lernen, beidem der beruflichen Weiterbildung eine hervorgeho-bene Bedeutung beigemessen wird, sollen die jeweilsin spezifischen Arbeitsplatzkontexten erforderlichenFertigkeiten erworben und laufend aktualisiert wer-den (vgl. zur Genese dieses Konzepts ausführlich Ex-pertenkommission Finanzierung Lebenslangen Ler-nens 2002: 21 ff.). Diese gewachsene Bedeutung derkontinuierlichen Weiterbildung wird nicht zuletztdurch die stark gestiegene Teilnahmequote belegt; sie

verdoppelte sich annähernd innerhalb von nur zwan-zig Jahren von 23% im Jahr 1979 auf 43% im Jahr2000 (Quelle: BMBF 2001: 13). Mittlerweile bildetdas System der beruflichen Weiterbildung einen be-deutenden Wachstumsmarkt. Pro Jahr wenden öffent-liche und private Unternehmen in Deutschland rund16 Milliarden Euro für die berufliche Weiterbildungauf (Quelle: BMBF 2003: 242).

Die amtliche und halbamtliche Bildungsstatistik hatauf die gestiegene Bedeutung des Bereichs der beruf-lichen Weiterbildung reagiert, indem sie zusehendsgenauere und aktuellere Informationen zur Strukturder Weiterbildungsmaßnahmen und deren Teilneh-mer bereitstellen. Hauptakteure sind das Bundesmi-nisterium für Bildung und Forschung, das Bundesins-titut für Berufsbildung BiBB, sowie das StatistischeBundesamt (vgl. z.B. BMBF 2001; 2003: 192 ff.;Grünewald et al. 2003; Statistisches Bundesamt2002). Diese Informationen werden ergänzt durchBeiträge auf der Basis nichtamtlicher Statistiken (vgl.z.B. Büchel/Pannenberg 2002). Einen aktuellenÜberblick über die bestehende Datenlage leistet Bell-mann (2003). Ungeachtet der sich zusehends verbes-sernden Informationen über die Struktur des Systemsder beruflichen Weiterbildung in Deutschland bleibtjedoch festzuhalten, dass die deutsche Bildungsfor-schung dem Thema noch nicht die Aufmerksamkeitzukommen lässt, die es aufgrund seiner Bedeutungfür die Produktion von Humankapital verdient (füreinen breiten thematischen Überblick über das For-schungsgebiet vgl. Timmermann 1999).

Vor dem Hintergrund der starken und wachsendenBedeutung der beruflichen Weiterbildung im Rah-men bestehender Beschäftigungsverhältnisse mag es

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3 Untersuchungsansatz3.1 Daten3.2 Standardisierte Auswertungsstrukturen3.3 Untersuchungsfelder3.4 Ökonometrische Verfahren und Variablenspezifikation

4 Empirische Ergebnisse4.1 Teilnahme an beruflicher Weiterbildung 4.2 Struktur der beruflichen Weiterbildungsmaßnahmen4.3 Weiterbildungsbedarf und -teilnahme nach Inhalten4.4 Individueller Nutzen von beruflicher Weiterbildung

5 Schlussfolgerungen

Literatur

Tabellenanhang: Empirische Ergebnisse

insbesondere erstaunen, dass die Bildungs- und Ar-beitsmarktforscher einen zentralen Aspekt in diesemBereich bislang nur vereinzelt erforschten, nämlichdie Frage nach der Wirksamkeit von beruflicherWeiterbildung „on-the-job“. Das wissenschaftlicheund öffentliche Interesse hat sich vielmehr vorrangigauf die Evaluation öffentlich finanzierter Weiterbil-dungsmaßnahmen für Arbeitslose – insbesondere fürOstdeutschland – konzentriert. In diesem Bereichexistiert mittlerweile eine Vielzahl von Studien aufhohem methodologischem Niveau (vgl. z.B. dieÜbersichten in Fitzenberger/Hujer 2002; Lechner2002a). Zentrale Eigenschaft der aktuellen Studienist es, dem so genannten Selbstselektions-Effekt inöffentlich finanzierte Maßnahmen der beruflichenWeiterbildung für Arbeitslose Rechnung zu tragen.Es ist mittlerweile hinlänglich dokumentiert, dasssich Weiterbildungsteilnehmer von Nichtteilnehmernin ihrer Leistungsfähigkeit unterscheiden. Wird fürdiese Unterschiede in der Leistungsfähigkeit nichtadäquat kontrolliert, dann wird der – üblicherweisepositive – ermittelte Effekt von Weiterbildung aufden späteren Berufsverlauf systematisch überschätzt.Anders formuliert: Es spricht viel für die Vermutung,die Weiterbildungsteilnehmer hätten auch ohneWeiterbildung eine erfolgreichere spätere Erwerbs-biografie als die Nicht-Weiterbildungsteilnehmerdurchlaufen. Der mit Standardverfahren gemessenepositive Effekt für die Weiterbildung wäre dann nichtallein Ertrag eines durch die Bildungsaktivität erhöh-ten Humankapitals, sondern würde auch die positiveSelektion kennzeichnen. Die Anteile der beiden Ef-fekte wären in diesem Fall kaum zu quantifizieren.

Es ist sicherlich kein Zufall, dass die Bedeutung derSelbstselektionsproblematik bei der Messung kausa-ler Effekte von Bildungsaktivitäten durch die deut-sche Bildungs- und Arbeitsmarktforschung zunächstin intensiver Form im Kontext von Fortbildungs- undUmschulungsmaßnahmen für Arbeitslose thematisiertwurde. Schließlich werden in der aktiven Arbeits-marktpolitik erhebliche staatliche Mittel eingesetzt,über deren Verwendung politisch, das heißt nichtmarktgesteuert, entschieden wird. Eine Evaluation derEffizienz der Maßnahmen drängt sich damit förmlichauf, und damit auch eine Auseinandersetzung um dieadäquate Methodik. Das Institut für Arbeitsmarkt-und Berufsforschung, welches noch immer das Zu-gangsmonopol zu einer Vielfalt von Daten besitzt, diefür eine solche Wirkungsanalyse benötigt werden, hatsich dieser Diskussion mittlerweile gestellt (vgl.Blaschke/Plath 2002; Deeke/Kruppe 2003).

Einen der Evaluation von Maßnahmen der aktiven Ar-beitsmarktpolitik vergleichbaren Stand der wissen-schaftlichen Diskussion hat die Forschung über die Ef-fekte beruflicher Weiterbildung „on-the-job“ in

Deutschland hingegen derzeit nicht. Einen Grund fürdas nachrangige öffentliche Interesse an diesem Unter-suchungsgegenstand mag nicht zuletzt darin begründetliegen, dass implizit davon ausgegangen wird, dass dieUnternehmen – als Hauptfinanzierer der beruflichenWeiterbildung – als ökonomisch rationale Agenten imMittel nicht in Maßnahmen investieren, die nicht wirk-sam sind. Tatsächlich gibt es Hinweise darauf, dasssich Weiterbildung für die Betriebe auszahlt (vgl. z.B.Backes-Gellner 1999, Bellmann/Büchel 2001; vgl. füreinen aktuellen Literaturüberblick Bellmann/Leber2003). Von dieser Fragestellung ist jedoch jene zuunterscheiden, ob sich Weiterbildungsinvestitionenvon Betrieben auch für die Teilnehmer individuell aus-zahlen. Hier liegen nur einzelne wissenschaftliche Stu-dien vor, die zumeist auf Daten aus den 80er- und An-fang der 90er-Jahre zurückgreifen und/oder nur Teil-aspekte der Wirksamkeit von beruflicher Weiterbil-dung on-the-job beleuchten. (vgl. z.B. Pannenberg1995 oder Pischke 2001 für West- und Lechner 1999für Ostdeutschland; einen aktuellen Überblick gibtBellmann 2003). Daher ist zu konstatieren, dass diebildungs- und arbeitsmarktpolitisch überaus bedeutsa-me Frage nach dem aktuellen individuellen Nutzenvon beruflicher Weiterbildung on-the-job für Maßnah-meteilnehmer in Deutschland derzeit nicht hinreichendbeantwortet werden kann.

Die vorliegende Studie setzt an dem konstatiertenForschungsbedarf an. Sie will einen systematischenBeitrag zu den Wirkungseffekten von beruflicherWeiterbildung on-the-job anhand aktueller Daten fürWest- und Ostdeutschland leisten, der die methodolo-gischen Fortschritte in der Evaluationsliteratur re-flektiert. Die Ergebnisse dieses zentralen Teils derUntersuchung finden sich in Abschnitt 4.5. Zuvorwird über die Struktur der Teilnehmer an Weiterbil-dung berichtet (Abschnitt 4.1) und über deren Form(Abschnitt 4.2). Wir nehmen diesen vornehmlichdeskriptiven Teil in die Untersuchung bewusst mitauf, um in aktueller, monografisch geschlossener undgleichzeitig detaillierter Form über Teilnehmer,Struktur und individuellen Ertrag der beruflichenWeiterbildung in West- und Ostdeutschland zu be-richten. Wir gehen zudem auch in diesem Bereichüber die oben genannten bereits verfügbaren Über-blicke hinaus, indem wir bei der Analyse der indivi-duellen Determinanten der Teilnahme an und derCharakteristika der besuchten Weiterbildungsmaß-nahmen aus den ausgewerteten Mikrodatensätzenmögliche Einflussfaktoren – auch mit Hilfe vonLängsschnittinformationen – detailliert generieren,so z.B. den Familienstatus einer Frau mit kleinenKindern. Danach untersuchen wir erstmals fürDeutschland detailliert die inhaltliche Passung zwi-schen der von den Erwerbstätigen als notwendig er-achteten und dann tatsächlich auch beanspruchten

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Weiterbildung. Dies liefert Hinweise darauf, ob be-rufliche Weiterbildung in Deutschland überwiegendvertiefend oder ergänzend stattfindet (Abschnitt 4.4).Vor der Diskussion der Ergebnisse wird knapp überden aktuellen Forschungsstand und den ermitteltenForschungsbedarf (Abschnitt 2) und den gewähltenUntersuchungsansatz (Abschnitt 3) informiert. DieStudie schließt in Abschnitt 5 mit einigen bildungs-und arbeitsmarktpolitischen Schlussfolgerungen.

2 Stand der Forschung

2.1 Begriffsklärungen

Weiterbildung im weiteren und engeren Sinne

In einem ersten Schritt ist Weiterbildung von anderenBildungsformen wie allgemeinschulische Bildung oderberufliche Erstausbildung abzugrenzen. Die Experten-kommission „Finanzierung Lebenslangen Lernens“ hatbewusst eine sehr breite Begriffsbestimmung gewählt:„Weiterbildung ist die Fortsetzung oder Wiederaufnah-me von formalem, nicht-formalem und/oder informel-lem Lernen allgemeiner oder beruflicher Inhalte nachAbschluss einer ersten berufsqualifizierenden Ausbil-dung“ (Expertenkommission Finanzierung Lebenslan-gen Lernens 2002: 56). Wir halten diese Definition fürsinnvoll und verwenden für das Beschriebene den Be-griff „Weiterbildung im weiteren Sinne“. Allerdings istklar, dass eine solche Begriffsbestimmung kaum empi-risch operationalisierbar ist, da praktisch jede sinnlicheWahrnehmung wie auch etwas Fernsehkonsum unterWeiterbildung zu subsumieren wäre. Wir orientierenuns deshalb an der von unserer Hauptdatenbasis vorge-gebenen Einschränkung, wenn wir „Weiterbildung imengeren Sinne“ definieren. Im SOEP wird weiter ge-fragt: „Wenn man sich beruflich weiterbilden will, gibtes dafür verschiedene Möglichkeiten. Denken Sie ein-mal an die letzten drei Jahre. Haben Sie für Ihre eigeneberufliche Weiterbildung in dieser Zeit ... a) regelmäßigFachzeitschriften oder Fachbücher gelesen? b) Fach-messen oder Kongresse besucht? c) an berufsbezoge-nen Lehrgängen oder Kursen teilgenommen, ein-schließlich solchen, die derzeit noch laufen?“ Weiter-bildungsaktivitäten, die im Rahmen der in c) genanntenLehrgänge und Kurse getätigt wurden, werden wir imFolgenden als (berufliche) „Weiterbildung im engerenSinne“ bezeichnen. Es wird deutlich, dass in dieser Ka-tegorie insbesondere – empirisch kaum geeignet hand-habbare – nicht-formale und informelle Lernaktivitätennicht mehr enthalten sind.

Allgemeine und berufliche Weiterbildung

Als allgemeine Weiterbildung bezeichnen wir Lern-aktivitäten, die nicht mit dem Ziel betrieben werden,

die berufliche Leistungsfähigkeit zu verbessern. ImFragebogen 2000 des Sozio-oekonomischen PanelsSOEP, wird hierzu die folgende Frage gestellt: „Nunzum Thema ‚Weiterbildung’: Weiterbildung muss sichja nicht nur auf den Beruf beziehen. Auch in anderenLebensbereichen bilden sich viele Personen in ihrerfreien Zeit entweder durch die Teilnahme an Kursen,Lehrgängen oder Vorträgen oder auch durch Medien,Fachzeitschriften und Fachbücher weiter. Haben Siepersönlich im letzten Jahr auf einem der folgendenGebiete in dieser Weise Weiterbildung betrieben?“(Vorgabe von 13 Themen plus Restkategorie). Hierzukann beispielsweise ein Töpferkurs zählen, der alleinder persönlichen Entfaltung dient. Demgegenüberwerden anschließend im SOEP-Fragebogen berufli-che, d.h. berufsbezogene Weiterbildungsaktivitäten,auf die sich die Mehrzahl der erhobenen Weiterbil-dungsinformationen bezieht, nicht genauer definiert.Offenkundig wird davon ausgegangen, dass hier dieBegrifflichkeit evident ist („Die folgenden Fragen zurberuflichen Weiterbildungrichten sich nur an Perso-nen unter 65 Jahren“; Hervorhebung im Original). Wirübernehmen im Folgenden diesen Begriff im Sinnedes SOEP-Fragebogens. Dabei werten wir als berufli-che Weiterbildungsaktivitäten nur Aktivitäten im en-geren Sinne aus (vgl. oben, Kategorie c).

Berufliche Weiterbildung außerhalb oder währendeiner Erwerbstätigkeit

Eine berufliche Weiterbildung kann entweder im Rah-men eines bestehenden Arbeitsverhältnisses erfolgenoder aus einem Zustand der Nichterwerbstätigkeitheraus. Das vorrangige Ziel der ersteren Aktivität istes, die aktuelle Tätigkeit produktiver ausüben zu kön-nen („(formal) on-the-job-training“). Dies schließtdie Vorbereitung auf eine neue Aufgabe bzw. derenAusübung nach einer erwarteten oder bereits vollzo-genen innerbetrieblichen Versetzung ein. Damit wirdauch deutlich, dass diese Weiterbildungsmaßnahmenin der Regel privat finanziert werden, und somit dieZuweisung in diese Maßnahmen marktgesteuert ist.Dabei ist zu erwarten, dass besonders leistungsfähigeErwerbstätige überproportional häufig in (qualifizier-ten) Weiterbildungsaktivitäten zu finden sind, da vondiesen die höchsten privaten Bildungserträge zu er-warten sind. Eine berufliche Weiterbildung bei Nicht-erwerbstätigen ist hingegen vorrangig durch die Be-strebung motiviert, die Wiederbeschäftigungschancenzu erhöhen und dabei gleichzeitig auf eine möglichstqualifizierte Tätigkeit vorzubereiten („off-the-job-training“). Häufig wird eine solche Maßnahme alsFortbildungs- und Umschulungsmaßnahme (FuU) imStatus der Arbeitslosigkeit durchlaufen. In diesemFall steuert die öffentliche Hand die Zuweisung in dieverschiedenen Maßnahmen nach zuvor festgelegten

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Kriterien. Diese sind gesetzlich definiert. Damit wirddeutlich, dass hier andere Selektionseffekte wirken alsbei Maßnahmen, die on-the-job durchlaufen werden.Auch werden hier bei einer Evaluation andere Er-folgskriterien angelegt werden müssen. Aus diesemGrund ist eine getrennte Betrachtung dieser beidenWeiterbildungsformen unabdingbar. In dieser Studiebetrachten wir nur berufliche Weiterbildungsaktivitä-ten, die von Erwerbstätigen on-the-job realisiert wer-den. Für den Bereich der Erforschung von Weiterbil-dungsaktivitäten, die im Zustand der Nichterwerbstä-tigkeit durchlaufen werden, verweisen wir auf die imersten Abschnitt genannte Literatur.

Abgrenzungs- und Erfassungsprobleme von beruf-licher Weiterbildung

Im Folgenden soll eine Sensibilität für die Tatsachegeschaffen werden, dass die Erfassung von Aktivitä-ten der beruflichen Weiterbildung nicht in standardi-sierter Form erfolgt, sondern stets vom Fragebogende-signer individuell definiert wird. Dabei spielt insbe-sondere die exakte Formulierung der Fragen nachWeiterbildungsaktivitäten eine Rolle. Entsprechenderscheint es problematisch, Niveaugrößen wie bspw.den Anteil der Weiterbildungsbeteiligung zwischenunterschiedlichen Datenbasen zu vergleichen. Damitist in diesem Bereich des Bildungserwerbs eine syste-matisch andere Datenlage gegeben als im hochstan-dardisierten Bereich der Erfassung allgemeinschuli-scher Abschlüsse oder beruflicher Erstausbildungen.Das folgende Beispiel aus der BiBB/IAB-Erwerbstäti-generhebung, die wir in dieser Studie ebenfalls aus-werten (vgl. Abschnitt 3.1), soll dies verdeutlichen.Frage: „Wir möchten uns nun Ihrer beruflichen Aus-bildung zuwenden. Wir interessieren uns für alle Artenvon Ausbildungen oder Fortbildungen, die zu einemberuflichen Abschluss führen, unabhängig davon, obSie sie abgeschlossen haben oder nicht. Kurze Weiter-bildungskurse zählen nicht dazu. Allerdings werdenmehrere einzelne Kurse zusammen als ein Ausbil-dungsabschnitt betrachtet, wenn sie hintereinander be-sucht wurden, aufeinander aufbauten und zu einemBerufsabschluss hinführten.“ Es ist offenkundig, dassdie Beantwortung der Frage, was ein „kurzer“ Weiter-bildungskurs sei, und welche Folge von Kursen alsAusbildungsabschnitt gewertet werden soll, stark sub-jektiven Einflüssen unterliegt. Dagegen scheint derFragekomplex, der sich explizit auf berufliche Weiter-bildungsaktivitäten bezieht (und den wir auswertenwerden), weniger problematisch: „Denken Sie nuneinmal an die letzten 5 Jahre, also die Zeit von Anfang1994 bis heute. Haben Sie in dieser Zeit Lehrgänge,Kurse oder Seminare besucht, die der Weiterbildungim Beruf oder der beruflichen Umschulung dienen?“Dennoch macht das Beispiel deutlich, dass bei ver-

schiedenen Erhebungen nicht allein unterschiedlicheFrageformulierungen einen Vergleich der Ergebnisseerschweren, sondern auch die Verwendung unter-schiedlicher Beobachtungszeiträume (SOEP: ca. 3Jahre; BiBB/IAB-Erhebung: ca. 5 Jahre). Auch diesführt zu der Einsicht, dass mit verschiedenen Erhe-bungsinstrumenten gewonnene Befunde zu Weiterbil-dungsaktivitäten nur in Form von Binnenstrukturenpro Datensatz, nicht aber in Form eines Vergleichs vonNiveauunterschieden interpretiert werden sollten.Dies gilt auch für Ergebnis-Vergleiche zwischen Stu-dien, die zwar die gleiche Datenbasis nutzen, aber eineunterschiedliche Fallselektion vornehmen.1

2.2 Bestandsaufnahme der aktuellen Literatur

Die nachfolgenden Ausführungen skizzieren in kur-zen groben Linien sowohl den theoretischen Hinter-grund, der unseren empirischen Analysen zugrundeliegt, als auch das Umfeld an empirischen Studien, indas die vorliegende Studie einzuordnen ist. Die knap-pen Ausführungen zu den theoretischen Modellen be-absichtigen nicht, den bereits vorliegenden exzellen-ten Überblicken von Acemoglu/Pischke (1999) undLeuven (2003) einen weiteren und damit notwendi-gerweise redundanten hinzuzufügen. Für die spezi-fisch deutsche Perspektive hat zudem Bellmann(2003) im Auftrag der Expertenkommission Finan-zierung Lebenslangen Lernens ein Gutachten ver-fasst, das einen umfassenden Überblick über empiri-sche Studien für Deutschland gibt.

Bei dieser Ausgangslage wollen wir im Folgendennur einige wenige zentrale theoretische Aussagen zuden Effekten von beruflicher Weiterbildung auf dieindividuelle Erwerbsbiografie skizzieren, die für dienachfolgenden empirischen Spezifikationen – insbe-sondere bei den Längsschnittanalysen – von Bedeu-tung sind.2 Der Fokus unserer anschließenden Dar-stellung zur aktuellen empirischen Literatur liegt auf

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1 Beispielsweise können die in Abschnitt 4.1 und 4.2 präsentiertenErgebnisse nicht ohne weiteres mit denen von Büchel/Pannenberg(2002) verglichen werden. In jenem Beitrag wurden FuU-Maßnah-men von Arbeitslosen mitberücksichtigt. Zudem wurden in den SOEP-Analysen der vorliegenden Untersuchung in Hinblick aufdie Anforderungen der Längsschnittsanalysen nur Personen be-trachtet, für die Informationen zum Zeitpunkt vor Beginn einerWeiterbildung vorliegen.2 Ein stärker auf die Bundesrepublik Deutschland ausgerichteterÜberblick über die theoretische Literatur zu Investitionen in dieberufliche Weiterbildung, der das Gros der in den aktuellen Über-sichtsartikeln abgehandelten Ansätze diskutiert, findet sich auch inPannenberg (1995, Kapitel 3).

den empirischen Studien, die – wie die vorliegende –explizit die Längsschnittdimension verfügbarer Da-tensätze nutzen, um die Effekte von beruflicherWeiterbildung on-the-job auf zentrale Indikatoren derindividuellen Erwerbsbiografie abzuschätzen.

2.2.1 Theoretischer Hintergrund

Ausgangspunkt aller theoretischen Ansätze zu denEffekten von beruflicher Weiterbildung on-the-job istder humankapitaltheoretische Ansatz von Becker(1964). Ausgehend von der Annahme, dass getätigteInvestitionen in berufliche Weiterbildung die Arbeits-produktivität des Arbeitnehmers erhöhen, unterschei-det Becker zwei Arten von Humankapital, das mandurch Investitionen in berufliche Weiterbildung bil-den kann: allgemeines („general“) Humankapitalund firmenspezifisches („firm-specific“) Humanka-pital. Allgemeines Humankapital ist dadurch gekenn-zeichnet, dass es die Produktivität des Arbeitneh-mers, der eine Weiterbildungsmaßnahme durchlaufenhat, gleichermaßen innerhalb und außerhalb des ak-tuellen Arbeitsverhältnisses erhöht. Es ist folglichnicht nur im aktuellen Betrieb, sondern im gleichenUmfang auch bei potenziellen neuen Arbeitgebernverwertbar. Beispiele hierfür sind u.a. allgemeineComputerkurse, Sprachkurse oder Weiterbildungs-kurse zum Steuerrecht. Firmenspezifisches Human-kapital hingegen in seiner Reinform ist dadurch ge-kennzeichnet, dass es die Arbeitsproduktivität desArbeitnehmers ausschließlich in dem Betrieb erhöht,in dem während des Besuchs der Weiterbildungs-maßnahme auch gearbeitet wurde. Beispiele hierfürkönnen z.B. Einarbeitungskurse für rein firmenspezi-fische Produktionsprozesse sein.3 Die theoretischeDiskussion konzentriert sich nun darauf, unter wel-chen Bedingungen volkswirtschaftlich effiziente In-vestitionsvolumina in berufliche Weiterbildung zubeobachten sind und wie die Kosten und Erträge vonberuflicher Weiterbildung zwischen den Vertragspar-teien Arbeitgeber und Arbeitnehmer aufgeteilt wer-den. Systematisiert man die umfangreiche theoreti-sche Literatur anhand der mit Hilfe von Individualda-ten empirisch operationalisierbaren Indikatoren zurErwerbsbiografie, d.h. Einkommen, individuelle Be-förderungschancen und die individuelle Beschäfti-gungssicherheit, so ergibt sich das folgende Bild.

Einkommen

Unter der Annahme vollkommener Konkurrenz undvollkommener Kapitalmärkte zeigt Becker (1964),dass Investitionen in allgemeines Humankapital aus-schließlich durch den Arbeitnehmer finanziert wer-den, sei es durch direkte Zahlung aller Kosten, sei es

durch einen Abschlag auf seinen Lohn vor und/oderwährend der beruflichen Weiterbildungsmaßnahme.Die durch Investition in allgemeines Humankapitalerhöhte Arbeitsproduktivität führt zu einem erhöhtenLohn in gleichem Umfang, da Arbeitnehmer entspre-chend ihres Grenzproduktes entlohnt werden, sodassder Arbeitnehmer sich auch den vollständigen Ertragseiner Bildungsinvestition aneignen kann. Bei fir-menspezifischem Humankapital kommt es hingegenzu einer Aufteilung der Kosten und Erträge der jewei-ligen Investition in berufliche Weiterbildung auf Ar-beitnehmer und Arbeitgeber (vgl. zur formalen Präzi-sierung Hashimoto 1981 und zu einer aktuellen Dis-kussion der „sharing-Hypothese“ Leuven/Oosterbeek2001). Investitionen in berufliche Weiterbildung –seien es Investitionen in allgemeines oder firmenspe-zifisches Humankapital – führen folglich imhumankapitaltheoretischen Standardmodell zu Pro-duktivitätsgewinnen, die Lohnerhöhungen nach sichziehen, die sich der Arbeitnehmer vollständig oderteilweise aneignen kann. In empirischen Analysen zuLohneffekten von beruflicher Weiterbildung solltenWeiterbildungsteilnehmer folglich höhere Löhnenach Teilnahme an Weiterbildung aufweisen alsNichtteilnehmer. Zudem sollten sich unterschiedlicheEinkommenseffekte von beruflicher Weiterbildung inAbhängigkeit vom Alter der Erwerbstätigen ergeben.Dies ist darauf zurückzuführen, dass mit zunehmen-dem Alter die verbleibenden Amortisationszeiträumefür Investitionen in die berufliche Weiterbildung sichzwangsläufig verkürzen und somit weniger und se-lektiver investiert wird.

Beckers zentrale Annahmen – Existenz vollkomme-ner Konkurrenz und vollkommener Kapitalmärkte –sind vielfältig in der aktuellen Literatur kritisiert wor-den (vgl. für Überblicke Acemoglu/Pischke 1999oder Leuven 2003). Führt man Marktunvollkommen-heiten ein, wie z.B. Informationsasymmetrien (soz.B. derart, dass der derzeitige Arbeitgeber den pro-duktivitätserhöhenden Effekt der getätigten Weiter-bildungsmaßnahme besser einschätzen kann als einneuer potenzieller Arbeitgeber) oder Transaktionskos-

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3 Die Definition von firmenspezifischem Humankapital und dasgegebene Beispiel machen deutlich, dass firmenspezifisches Hu-mankapital im engen Sinne der Definition vermutlich selten anzu-treffen ist. In einem Teil der Literatur wird folglich von transferier-barem Humankapital (vgl. z.B. Stevens 1994a,b) gesprochen. Diesträgt der Tatsache Rechnung, dass durch berufliche Weiterbildungerworbenes spezifisches Wissen zwar häufig nicht generell beineuen Arbeitgebern, aber z.B. bei engen Konkurrenten des derzei-tigen Arbeitgebers oder in der Branche produktivitätssteigernd ein-gesetzt werden kann. Da diese Abschwächung der Definition fürdie im Folgenden zu skizzierenden Effekte beruflicher Weiterbil-dung auf die individuelle Erwerbsbiographie keinerlei Auswirkun-gen hat, verzichten wir auf eine weitere Berücksichtigung.

ten (so z.B. derart, dass die Suche nach einem neuenArbeitgebers für den Arbeitnehmer bzw. die Einstel-lung eines neuen Arbeitnehmers für den ArbeitgeberKosten verursacht), so lässt sich zeigen, dass Arbeit-geber auch Investitionen in allgemeines Humankapi-tal finanzieren und sich Erträge aus derartigen In-vestitionen in berufliche Weiterbildung (teilweise)aneignen können.4 Anders gewendet können sich Ar-beitnehmer folglich Erträge aus Investitionen in all-gemeines Humankapital nicht vollständig aneignenund die Einkommensprofile von Arbeitnehmern mitberuflicher Weiterbildung fallen entsprechend relativflacher aus. Nichtsdestotrotz sollten sich nach Aussa-gen dieser neueren theoretischen Modelle in empiri-schen Untersuchungen zur individuellen Ein-kommensentwicklung positive Einkommenseffektevon beruflicher Weiterbildung finden lassen, solangenicht angenommen wird, dass Investitionen in beruf-liche Weiterbildung ausschließlich von Arbeitgebernfinanziert werden und diese in der Lage sind, sich dieErträge vollständig anzueignen.

Karriereverläufe

Die bisherige Analyse hat implizit unterstellt, dassmonetäre Kompensationssysteme genutzt werden,um effiziente Investitionsvolumina in beruflicheWeiterbildung sicherzustellen. Als Alternative sindnichtmonetäre Kompensationssysteme wie z.B. dieBeförderung in der innerbetrieblichen Hierarchiedenkbar: Legt z.B. ein Unternehmen hierarchischeLohndifferenziale fest, die die Investitionskosten inberufliche Weiterbildung decken, und erhöhenWeiterbildungsinvestitionen die Wahrscheinlichkeiteines Karrieresprunges, so entsteht ein Investitions-anreiz für Arbeitnehmer. Derartige nichtmonetäreKompensationssysteme werden in der Literatur u.a.für solche Humankapitalinvestitionen als sinnvoll er-achtet, die monetär nur schwer zu quantifizieren sind(z.B. Erwerb von kundenspezifischem technischenKnow-how) oder die mit lang andauernden Weiter-bildungsanstrengungen verbunden sind (z.B. Erwerbvon staatlich zertifizierten Zusatzqualifikationen).Theoretische Modelle zum Zusammenhang von be-ruflicher Weiterbildung und Beförderungswahr-scheinlichkeit sind u.a. von Prendergast (1992,1993), Kahn/Huberman (1988) oder Carmichael(1983) vorgestellt worden. Empirisch gesehen liefernsie verwertbare Aussagen zum Zusammenhang vonabsolvierter beruflicher Weiterbildung und nachfol-gender Beförderungswahrscheinlichkeit: NutzenUnternehmen tatsächlich nichtmonetäre Kompensa-tionssysteme, um Investitionen in berufliche Weiter-bildung zu stimulieren, so sollte sich in den Daten einpositiver (kausaler) Zusammenhang von absolvierterberuflicher Weiterbildung on-the-job und nachfol-gender individueller Beförderungswahrscheinlichkeit

finden lassen. Dieser Zusammenhang sollte eher beijüngeren Arbeitskräften zu beobachten sein, da derverbleibende Amortisationszeitraum für die getätigteInvestition hier länger als bei älteren Personen ist.

Zukünftiges Arbeitslosigkeitsrisiko

Wenngleich keine theoretischen Modelle in der Lite-ratur vorliegen, die explizit einen Zusammenhangvon absolvierter beruflicher Weiterbildung on-the-job und zukünftigem Arbeitslosigkeitsrisiko ableiten,lassen sich aus den zuvor skizzierten Modellen einigeHypothesen ableiten, inwieweit Investitionen in be-rufliche Weiterbildung die Beschäftigungssicherheitvon Erwerbstätigen beeinflussen. Eine der zentralenAnnahmen der theoretischen Literatur ist, dass In-vestitionen in berufliche Weiterbildung die Produkti-vität des Arbeitnehmers tatsächlich erhöhen und so-mit monetäre Erträge zeitigen, die es zwischen Ar-beitgeber und Arbeitnehmer aufzuteilen gilt. Je nachAufteilung der Erträge und Kosten von beruflicherWeiterbildung im Rahmen eines bestehenden Ar-beitsverhältnisses hat zumindest eine der beiden Ver-tragsparteien kein Interesse daran, das Arbeitsver-hältnis (vorzeitig) aufzulösen. Aus Sicht des Arbeit-gebers impliziert dies, dass er c.p. bei EntlassungenArbeitnehmer ohne Weiterbildung vor Arbeitneh-mern mit Weiterbildung entlassen wird, so lange ereinen Teil der durch Weiterbildung erzeugten Renteerhält. Dieser Sortiereffekt führt im Mittel zu einemgeringeren zukünftigem Arbeitslosigkeitsrisiko vonErwerbstätigen mit absolvierten beruflichen Weiter-bildungsmaßnahmen. Aus Sicht des Arbeitnehmersergibt sich, wenn z.B. unvollkommene Konkurrenzaufgrund von Informationsasymmetrien vorliegt,dass er nicht davon ausgehen kann, dass die Erträgeseiner Investition in berufliche Weiterbildung von an-deren Unternehmen in gleichem Maße monetär ho-noriert werden. Dann sinkt aber für Erwerbstätige mitabsolvierter Weiterbildungsmaßnahme im Mittel dieWahrscheinlichkeit, dass sie kündigen, um aus derArbeitslosigkeit heraus einen neuen Arbeitgeber zusuchen, relativ zu Erwerbstätigen ohne Investitionenin berufliche Weiterbildung.5

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4 Zudem lässt sich theoretisch zeigen, dass bei Existenz unvoll-kommener Konkurrenz unter bestimmten Bedingungen das Inves-titionsvolumen in Weiterbildung aus volkswirtschaftlicher Per-spektive nicht mehr effizient, da zu niedrig ist.5 Angesichts des in den letzten Jahren hohen Arbeitslosigkeitsni-veaus in Deutschland ist das Phänomen, dass Arbeitnehmer kündi-gen und aus der Arbeitslosigkeit heraus einen neuen Job suchen,allerdings empirisch nur selten zu beobachten.

2.2.2 Überblick über die aktuelle empirischeLiteratur

Im Auftrag der Expertenkommission FinanzierungLebenslangen Lernens hat Bellmann (2003) ein Gut-achten verfasst, das einen aktuellen und umfassendenÜberblick über empirische Arbeiten zur Verbreitungund zu den Effekten von Weiterbildung in Deutsch-land gibt. In Kapitel 6 seines Gutachtens fasst er so-wohl die Ergebnisse zu Studien zur Verbreitung vonformeller und informeller Weiterbildung in Deutsch-land, zur Weiterbildungsteilnahme in Deutschlandinsgesamt, zu den Effekten öffentlich finanzierterWeiterbildung von Arbeitslosen und zu den Effektenvon beruflicher Weiterbildung on-the-job zusammen(vgl. auch die tabellarische Übersicht über die Stu-dien im Anhang des Gutachtens). Daher verzichtenwir im Folgenden auf eine ausführliche und damitnotwendigerweise in weiten Teilen redundante Dar-stellung der Studien, die in den von Bellmann ange-sprochenen Themenfeldern erarbeitet wurden. UnserFokus liegt vielmehr auf einer kurzen Skizzierungder empirischen Studien für Deutschland, die – ähn-lich der vorliegenden Arbeit – explizit die Längs-schnittdimension von Datensätzen nutzen, um Effek-te von beruflicher Weiterbildung on-the-job auf dieindividuelle Erwerbsbiografie darzustellen6. Einenaktuellen Überblick über europäische Studien, diesich mit den Effekten von beruflicher Weiterbildungon-the-job befassen, liefert Pfeiffer (2001); für US-amerikanische Studien vgl. Frazis/Loewenstein(2003). Für international vergleichende Studien imOECD-Bereich sei auf Blöndal et al. (2002) sowieOECD (1998) verwiesen.

Die Darstellung der wichtigsten Ergebnisse einigerzentraler Studien für Deutschland ist wiederum nachden (Erfolgs-)Kriterien Einkommen, Karrieresprün-ge und zukünftiges Arbeitslosigkeitsrisiko gegliedert.

Einkommen

Pischke (2001) analysiert die Effekte von beruflicherWeiterbildung on-the-job auf das Einkommen für dieJahre 1986 bis 1989 für Westdeutschland. Er nutztLängsschnittdaten des Sozio-oekonomischen Panels(SOEP) und verbindet sie mit der Schwerpunktbefra-gung zu beruflicher Weiterbildung im Jahr 1989, dieInformationen zur beruflichen Weiterbildung retros-pektiv für die zurückliegenden 3 Jahr erfragt. Er fin-det schwache, zumeist statistisch nicht signifikante,Evidenz für die positive Wirkung von on-the-job trai-ning auf die individuellen Arbeitseinkommen. Zu-dem findet er Evidenz, dass Unternehmen zu einemnennenswerten Anteil berufliche Weiterbildungsmaß-nahmen finanzieren. Beide Ergebnisse zusammen

interpretiert er dahingehend, dass Arbeitgeber sich ei-nen Teil der Erträge von Investitionen in die berufli-che Weiterbildung sichern können.

Schömann/Becker (1998) schätzen Einkommensef-fekte von beruflicher Weiterbildung bei innerbetrieb-lichen und zwischenbetrieblichen Tätigkeitswechselnauf Basis der Berliner Lebensverlaufsstudie des Ber-liner Max-Planck-Instituts für Bildungsforschung fürdie Alterskohorten 1921–31, 1939–41 und 1949–51für den Zeitraum von 1950 bis 1983 für Westdeutsch-land. Sie finden für Männer positive Einkommensef-fekte bei innerbetrieblichen Tätigkeitswechseln, beiFrauen positive Effekte bei inner- und zwischenbe-trieblichen Arbeitsplatzwechseln.

Pannenberg (1995, 1997) schätzt Effekte von beruf-licher Weiterbildung on-the-job auf das Bruttomo-natseinkommen für den Zeitraum 1986–1991 auf derBasis des SOEP für Westdeutschland. In Abgrenzungzu Pischke (2001), der auch das SOEP verwendet,nutzt Pannenberg eine Stichprobe, die sowohl Beam-te als auch Selbstständige ausschließt. Er findet einensignifikant positiven Ertrag für berufliche Weiterbil-dung von ca. 9%, der sich allerdings auf 3% reduziertund nicht mehr von Null verschieden ist, wenn dieMaßnahme ausschließlich durch den Arbeitgeber fi-nanziert wird. Pannenberg (1997) interpretiert diesesErgebnis – ähnlich wie Pischke (2001) – als Evidenzdafür, dass Arbeitgeber sich (einen Teil der) signifi-kante(n) Erträge von Weiterbildungsinvestitionen on-the-job sichern können, wenn sie sich an der Finan-zierung beteiligen.

Pannenberg (1998) schätzt Einkommenseffekte vonberuflicher Weiterbildung unter besonderer Berück-sichtigung ihrer zeitlichen Lage auf Basis des SOEPfür die Jahre 1986 bis 1996 für Westdeutschland. Erverknüpft Längsschnittsdaten des SOEP mit den Be-fragungsschwerpunkten 1989 und 1993 und differen-ziert die Weiterbildungsmaßnahmen hinsichtlich derDauer der Betriebszugehörigkeit, die die Maßnah-menteilnehmer zum Zeitpunkt der Maßnahme auf-weisen. Es stellt sich heraus, dass die monetären Er-träge für absolvierte Weiterbildungsmaßnahmen er-heblich mit der Betriebszugehörigkeitsdauer schwan-ken. Weiterbildungsmaßnahmen, die nach zwei Jah-ren der Betriebszugehörigkeit absolviert werden, er-bringen bei Männern und Frauen die höchsten mone-tären Erträge. Pannenberg (1998) interpretiert dies im

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6 Einige dieser Studien werden auch in Bellmann (2003) kurz be-sprochen. Eine gewisse Redundanz lässt sich im Interesse einer ge-schlossenen Darstellung nicht vermeiden.

Sinne von Matching-Ansätzen dahingehend, dassumfangreichere Investitionen in berufliche Weiterbil-dung erst dann getätigt werden, wenn Arbeitgeberund Arbeitnehmer ausreichend Zeit hatten, sichgegenseitig kennen zu lernen.

Lechner (1999) analysiert die Effekte betrieblicherWeiterbildung in Ostdeutschland auf Basis des SOEPfür die Jahre 1990–1994. Er findet signifikant positi-ve Effekte von betrieblichen Weiterbildungsmaßnah-men auf das individuelle Arbeitseinkommen. Hübler(1998) findet auf der Basis des ArbeitsmarktmonitorsOst für die Jahre 1992–1994 keine positiven Einkom-menseffekte von beruflicher Weiterbildung on-the-job, während Fitzenberger/Prey (1998) auf Basis desgleichen Datensatzes je nach ökonometrischer Spezi-fikation keine oder positive Einkommenseffekte fin-den. Die Ergebnisse für Ostdeutschland schwankenfolglich deutlich in Abhängigkeit vom verwendetenDatensatz und der verwendeten ökonometrischenSpezifikation.

Karriereverläufe

Untersuchungen zum Zusammenhang von absolvier-ter beruflicher Weiterbildung und nachfolgenden in-dividuellen Karriereverläufen sind rar und liegen u.E.nur für Westdeutschland vor.

Büchel/Pannenberg (1994) und Pannenberg (1995,1997) untersuchen auf der Basis des SOEP verschie-dene Aspekte des Zusammenhangs von beruflicherWeiterbildung und innerbetrieblichen Karrieresprün-gen für Westdeutschland für den Zeitraum 1984 bis1991. Auf Basis eines simultanen Querschnittsmo-dells von Zuweisung in berufliche Weiterbildung on-the-job im Zeitraum 1986–1989 und der Entwicklunginnerhalb der innerbetrieblichen Hierarchie im Zeit-raum 1984–1991 findet Pannenberg (1997) einen sig-nifikant positiven Effekt von beruflicher Weiterbil-dung auf die Beförderungswahrscheinlichkeit, wenndie Maßnahme ausschließlich durch den Arbeitgeberfinanziert ist. Pannenberg (1995) findet zudem signi-fikant positive Effekte für Maßnahmen mit einerLaufzeit von 2 Tagen bis zu einem Monat, nicht je-doch für ganz kurze und für längere Maßnahmen.Diese Ergebnisse sind konsistent mit den theoreti-schen Überlegungen zur Nutzung nichtmonetärerKompensationssysteme im Rahmen einer systemati-schen betrieblichen Personalpolitik.

Pannenberg (1995) untersucht auf Basis des SOEPfür die Jahre 1986–1991 die Effekte von absolvier-tem on-the-job training auf zwischenbetrieblicheKarrieresprünge. Er findet einen (schwach) signifi-kant positiven Effekt von absolvierter beruflicher

Weiterbildung on-the-job auf die Wahrscheinlichkeiteines Karrieresprungs im Rahmen eines Arbeitgeber-wechsels.

Zukünftiges Arbeitslosigkeitsrisiko

Pannenberg (2001) schätzt die Effekte beruflicherWeiterbildung on-the-job auf das zukünftige Arbeits-losigkeitsrisiko für Westdeutschland auf Basis desSOEP für den Zeitraum 1986 bis 1997. Er verknüpftdie beiden Befragungsschwerpunkte zur beruflichenWeiterbildung der Jahre 1989 und 1993 mit denLängsschnittinformationen des SOEP. Auf der Basiseines ökonometrischen Querschnittsmodells, das derSelektion in berufliche Weiterbildung Rechnungträgt, schätzt er die Wahrscheinlichkeit, in einem 3- bzw. 6-Jahres-Zeitraum nach absolvierter Weiter-bildungsmaßnahme arbeitslos zu werden. Er findet,dass männliche Weiterbildungsteilnehmer sowohl im3- als auch im 6-Jahres-Zeitraum ein geringeresArbeitslosigkeitsrisiko aufweisen als Nichtteilneh-mer. Bei Frauen hingegen findet sich der beschäfti-gungsstabilisierende Effekt von beruflicher Weiter-bildung nur für den Zeitraum von 3 Jahren.7

Lechner (1999) untersucht auf der Basis von SOEP-Daten, ob betriebliche Weiterbildungsmaßnahmendas zukünftige Arbeitslosigkeitsrisiko in Ostdeutsch-land im Zeitraum 1990–1994 beeinflussen. Im Rah-men eines Matching-Ansatzes findet er keine Effektevon betrieblicher Weiterbildung auf das individuelleBeschäftigungsrisiko. Hübler (1998) ermittelt imRahmen einer Evaluation staatlich geförderter FuU-Maßnahmen in Ostdeutschland auch Effekte von be-ruflicher Weiterbildung im Betrieb auf die Beschäfti-gungsstabilität. Datenbasis ist der Arbeitsmarktmoni-tor Ost der Jahre 1992–1994. Er findet signifikant po-sitive Effekte von beruflicher Weiterbildung auf dieBeschäftigungswahrscheinlichkeit. Fitzenberger/Prey(1998) untersuchen – ähnlich wie Hübler – auf Basisdes Arbeitsmarktmonitors 1990–1994 die Beschäfti-gungschancen von ostdeutschen Arbeitnehmern mitberuflicher Weiterbildung on-the-job im Rahmen ei-ner Evaluation der Effekte von Weiterbildungsmaß-nahmen. Sie finden – analog zu ihren oben skizzier-ten Ergebnissen zu den Einkommenseffekten – jenach ökonometrischer Spezifikation signifikant posi-tive oder insignifikante Effekte.

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7 Hujer/Maurer/Wellner (1998) schätzten die Effekte von beruf-licher Weiterbildung auf die Dauer der Arbeitslosigkeit in einemnachfolgenden Arbeitslosigkeitsspell. Sie finden kurzfristig einenpositiven Effekt, der langfristig jedoch nicht mehr von Null ver-schieden ist.

Insgesamt ist hinsichtlich der Ergebnisse für Ost-deutschland zu konstatieren, dass die Effekte von be-ruflicher Weiterbildung auf die Beschäftigungschan-cen stark mit der Verwendung des Datensatzes undder verwendeten ökonometrischen Spezifikationschwanken.

2.3 Aktueller Forschungsbedarf

Der Überblick zu den vorliegenden empirischen Stu-dien zu den Effekten von beruflicher Weiterbildungauf die individuelle Erwerbsbiografie zeigt, dass hin-sichtlich der folgenden Aspekte aktueller For-schungsbedarf vorliegt:

(1) Analysierte zeitliche Perioden

Die vorgelegten Studien zu den Effekten von beruf-licher Weiterbildung on-the-job für Westdeutschlandnutzen Datensätze, die in der Mehrzahl Ende der80er-Jahre/Anfang der 90er-Jahre enden. Für Ost-deutschland hatten die Autoren der skizzierten Stu-dien Datensätze zur Verfügung, die bis 1994 reichenund folglich nur die ersten Jahre des ostdeutschenTransformationsprozesses abbilden. Es liegen jedochu.W. keine empirischen Analysen vor, die an den ak-tuellen Rand heranreichen. Angesichts der sich insbe-sondere in der zweiten Hälfte der 90er-Jahre deutlichverändernden Arbeitsmarktsituation in Deutschlanderscheint es jedoch zweckmäßig zu testen, ob die inder vorliegenden Literatur ermittelten Effekte vonberuflicher Weiterbildung sich in einem verändertenArbeitsmarktumfeld in Deutschland als stabil erwei-sen.

(2) Ausgewählte Indikatoren

Die Darstellung der aktuellen Literatur hat verdeut-licht, dass sich die vorliegenden Studien in West- undOstdeutschland nur auf einzelne Indikatoren zu denEffekten von beruflicher Weiterbildung on-the-jobbeschränken. Aufgrund unterschiedlicher genutzterDatensätze sind die verwendeten Indikatorenzwangsläufig nicht immer identisch. Zudem liegenz.B. für Ostdeutschland keine Analysen zu den Effek-ten von beruflicher Weiterbildung auf die Beförde-rungswahrscheinlichkeit vor. Für eine fundierte wirt-schaftspolitische Analyse erscheint ein umfangrei-cherer einheitlicher Indikatorensatz für West- undOstdeutschland notwendig.

(3) Längerfristige Effekte

Abgesehen von der sehr speziellen Kohortenstudievon Schömann/Becker (1998) für den Zeitraum von1959–1983 können die meisten Studien aufgrund vonDatenrestriktionen nur recht kurzfristige Effekte vonberuflicher Weiterbildung analysieren. Im Rahmeneiner Fragestellung im Kontext von LebenslangemLernen erscheint es jedoch nahe liegend, anhand ge-eigneter Längsschnittdaten auch die längerfristigenEffekte von beruflicher Weiterbildung on-the-job zuanalysieren. Mit dem Sozio-oekonomischen Panel(SOEP) steht ein Datensatz zur Verfügung, der ak-tuell Analysen über den Zeitraum von 1984–2001 fürWestdeutschland und für Ostdeutschland für den Zeitraum von 1990 bis 2001 erlaubt. Somit könnenErwerbsbiografien mit und ohne berufliche Weiter-bildung analysiert werden, die sich über bis zu 18Jahre für West- und über bis zu 12 Jahre für Ost-deutschland erstrecken.

(4) Altersspezifische Effekte von beruflicher Weiter-bildung

Vor dem Hintergrund einer alternden Gesellschaft inDeutschland gewinnt die Weiterbildung älterer Ar-beitnehmer eine zentrale Bedeutung. Die vorliegen-den empirischen Studien haben jedoch in der Regelnicht getestet, ob die Effekte von beruflicher Weiter-bildung mit dem Lebensalter variieren. Eine alters-gruppenspezifische mikroökonometrische Analysescheint folglich geboten.

(5) West-Ost-Vergleich

Die vorgelegten Studien konzentrieren sich in derRegel auf die Effekte von beruflicher Weiterbildungin West- oder Ostdeutschland. Ein systematischerVergleich der (längerfristigen) Effekte von beruf-licher Weiterbildung in West- und Ostdeutschland istjedoch von Bedeutung, wenn es um Empfehlungenzum Einsatz wirtschaftspolitischer Instrumente zurFörderung von Investitionen in berufliche Weiterbil-dung in beiden Regionen geht.

Die nachfolgenden empirischen Analysen tragenden genannten Punkten zum aktuellen Forschungs-bedarf Rechnung, indem sie den gesamtenErhebungszeitraum eines Längsschnittdatensatzes(SOEP) für West- und Ostdeutschland und eineneinheitlichen Satz an Indikatoren nutzen, um länger-fristige Effekte von beruflicher Weiterbildung aufdie individuelle Erwerbsbiografie zu ermitteln. Ineinem umfangreichen deskriptiven Kapitel wirddiesen Analysen zudem eine aktuelle Bestandsauf-

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nahme zur Nutzung von beruflicher Weiterbildungon-the-job in West- und Ostdeutschland vorange-stellt, wobei auf die Unterscheidung nach jüngerenund älteren Erwerbstätigen ein besonderes Augen-merk gelegt wird.

3 Untersuchungsansatz

3.1 Daten

Wir werten die derzeit aktuellsten verfügbaren Infor-mationen von zwei Datensätzen aus, die für die deut-sche Bildungs- und Arbeitsmarktforschung von zent-raler Bedeutung sind: dem Sozio-oekonomischen Panel (SOEP) sowie der BiBB/IAB-Erhebung von1998/99.

Das Sozio-oekonomische Panel (SOEP)

Der Hauptteil der empirischen Analysen der vorlie-genden Studie basiert auf Daten des beim DIW Ber-lin (Deutsches Institut für Wirtschaftsforschung) an-gesiedelten Sozio-oekonomischen Panels (SOEP).Dieser für die bundesdeutsche Wohnbevölkerung so-wohl auf Haushalts- als auch auf Personenebene re-präsentative Datensatz enthält vielfältige Informatio-nen, unter anderem zur Bildungs- und Erwerbsbio-grafie der Haushaltsmitglieder. Die Erhebung wurde1984 gestartet. Alle Haushaltsmitglieder im Alter von16 Jahren und älter werden in jährlichen Abständenwiederbefragt. Im Zuge der deutschen Wiederverei-nigung wurde der Datensatz ab 1990 um eine Ergän-zungsstichprobe für die neuen Bundesländer er-weitert. Derzeit stehen Daten von rund 12.000 Haus-halte mit mehr als 20.000 Personen zur Auswertungzur Verfügung.

Für unsere Analysen ist dieser Datensatz von beson-derer Bedeutung, da er für die Erhebungsjahre 1989,1993 und 2000 detaillierte Informationen zu denWeiterbildungsaktivitäten der Befragten bereithält.Diese Aktivitäten wurden jeweils für einen Zeit-raum von drei Jahren retrospektiv erhoben. Für un-sere Querschnittsanalysen (vgl. Ergebnisse in Ab-schnitten 4.1, 4.2) werten wir die Welle mit den ak-tuellsten verfügbaren Daten zu Weiterbildungsakti-vitäten, diejenige des Erhebungsjahres 2000, aus.Für unsere Längsschnittanalysen verwenden wirden gesamten derzeit verfügbaren Datenbestand desSOEP aus (Jahre 1984 bis 2001)8. Für nähere Infor-mationen zu dieser Datenbasis vgl. SOEP Group(2001) oder die Website der SOEP-Gruppe(http://www.diw.de/deutsch/sop/index.html).

In unseren SOEP-basierten Analysen beschränkenwir uns grundsätzlich auf Erwerbstätige im Altervon 20 bis unter 65 Jahren, die nicht gleichzeitig inFortbildung oder Umschulung, arbeitslos gemeldet,oder in einer beruflichen Vollzeitausbildung sind.Zudem werden im Hinblick auf die ökonometri-schen Analysen nur Weiterbildungsteilnehmer be-trachtet, für die im Datensatz auch Informationenzum Zeitpunkt vor Beginn ihrer jeweiligen Weiter-bildungsmaßnahme vorliegen. Untersuchungsein-heit ist somit in der Regel die erwerbstätige Person.Eine Ausnahme bilden die Untersuchungen in denAbschnitten 4.2.3 bis 4.2.5, in denen die Weiterbil-dungsmaßnahmen die Untersuchungseinheiten bil-den.

Die BiBB/IAB-Erhebung von 1998/99

Für die Untersuchung, inwiefern berufliche Weiter-bildung in Deutschland eher vertiefend oder ergän-zend sei (vgl. Ergebnisse in Abschnitt 4.4) verwen-den wir nicht Daten des SOEP, sondern der sog.BiBB/IAB-Erhebung von 1998/99 (exakter Studien-titel: „Erwerb und Verwertung beruflicher Qualifika-tionen 1998/99 – BiBB/IAB-Erhebung 1998/99“),die für diese Fragestellungen besser geeignet sind.Diese Erhebung wurde in Form eines unverbundenenQuerschnitts vom Bundesinstitut für Berufsbildung(BiBB), Bonn, sowie vom Institut für Arbeitsmarkt-und Berufsforschung der Bundesanstalt für Arbeit(IAB), Nürnberg, nach 1979, 1984/85 und (nun be-reits für Gesamtdeutschland) 1991/92 im Jahr1998/99 bereits zum vierten Mal durchgeführt. DieDaten enthalten detaillierte Informationen über dasQualifikationsprofil und den beruflichen Werdegangder Erwerbspersonen. Gleichzeitig werden Informa-tionen über die organisatorischen, technologischenund qualifikatorischen Rahmenbedingungen und An-forderungen ihrer Arbeitsplätze erhoben. Befragtwurden Personen „mit ausreichenden Deutschkennt-nissen“ ab 15 Jahren, die einer regelmäßigen, bezahl-ten Beschäftigung von mindestens 10 Stunden proWoche nachgingen. Auszubildende, Berufsfachschü-ler und Personen in einer Beamtenausbildung wurdennicht befragt, jedoch Personen, deren Beschäfti-gungsverhältnis mit einer Qualifikation verbunden ist(z.B. Praktikanten, Volontäre, Ärzte im Praktikumu.Ä.). Insgesamt stehen aus der Erhebung 1998/99Informationen von 34 343 Personen zur Verfügung.

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8 Wir nutzen zudem aus einem vorläufigen SOEP-Datensatz einigerestrospektive Informationen des Jahres 2002, um wichtige Vari-ablen des Jahres 2001 generieren zu können.

Für weitere Informationen zu dieser Datenbasis vgl.Dostal et al. (2000).9

Für unsere Auswertung übernehmen wir die bei denSOEP-Analysen realisierte allgemeine Fallselektion(vgl. oben). Unser Sample besteht somit aus Er-werbstätigen, die 20–64 Jahre alt, nicht arbeitslos,nicht in betrieblicher oder Vollzeit-Ausbildung, nichtin ABM und nicht in FuU sind.

3.2 Standardisierte Auswertungs-strukturen

Grundsätzlich führen wir alle Analysen getrennt nachWest- und Ostdeutschland durch. Die deskriptivenAuswertungen der Kapitel 4.1–4.4 ebenso wie dermikroökonometrischen Analysen des Kapitel 4.5werden zudem separat für die Gruppen der jüngerenund der älteren Erwerbstätigen durchgeführt (Altervon 20 bis unter 45 Jahre; Alter von 45 bis unter 65Jahre). Dieser Differenzierung nach Altersgruppewurde der Vorzug gegeben gegenüber einer Differen-zierung nach Geschlecht. Begründet wird diese Ent-scheidung mit dem speziellen Untersuchungsinteres-se nach altersspezifischen Strukturen lebenslangenLernens und dem bereits aus der Literatur verfügba-ren Wissen, dass die Teilnahme an Weiterbildungsak-tivitäten in starkem Maße altersabhängig erfolgt (vgl.z.B. Büchel/Pannenberg 2002, Leber/Wilkens 2003).Das Geschlecht wird jedoch als zentrales Disaggre-gations- bzw. Kontrollmerkmal in allen Tabellen be-rücksichtigt. Diese Standardisierung soll die Ver-gleichbarkeit und damit die Interpretationsfähigkeitder Ergebnisse erleichtern.

Jede Teilauswertung (vgl. Abschnitt 3.3) umfasstgrundsätzlich eine Tabelle mit deskriptiven Infor-mationen sowie eine Modellschätzung. Eine zusätz-liche Standardisierung unserer Analysen bestehtdarin, dass wir in den Modellschätzungen der ein-zelnen Teilauswertungen weitgehend identischeSätze von potenziellen Einflussfaktoren testen. Derstandardisierte Kovariatensatz umfasst Alter, beruf-liches Bildungsniveau, Geschlecht sowie ein Inter-aktionsterm für Mütter, Nationalität, Arbeitszeitar-rangement, berufliche Stellung, Wirtschaftssektor,Betriebsgröße, sowie, bei SOEP-Analysen, die Fra-ge nach einem Pendlerstatus und einem verfügbarenPKW. Ein Pendlerstatus soll dabei finanzielle undinsbesondere zeitliche Restriktionen beim Zugangzu beruflicher Weiterbildung indizieren, ein persön-lich verfügbarer PKW für einen hinsichtlich poten-zieller Mobilitätserfordernisse erleichterten Zugangstehen.

3.3 Untersuchungsfelder

In einem ersten Schritt betrachten wir anhand der Da-ten des SOEP für den Zeitraum 1997–2000 die Struk-tur der Teilnahme an Weiterbildung (vgl. Ergebnissein Abschnitt 4.1). Unser Fokus liegt dabei auf der be-ruflichen Weiterbildung. Als Ausgangspunkt weisenwir Teilnahmestrukturen an beruflicher Weiterbil-dung aus. Diese Hintergrundinformation ermöglichtes, besondere Charakteristika der Teilnehmerstrukturan beruflicher Weiterbildung zu identifizieren. DieserUntersuchungsbereich enthält auch eine Analyse derNichtteilname an beruflicher Weiterbildung, die Aus-kunft darüber geben kann, welche Personengruppesich entweder beruflicher Weiterbildung verweigernoder systematisch von ihr ausgeschlossen werden.

In einem zweiten Schritt betrachten wir – ebenfallsgestützt auf SOEP-Daten – die Charakteristika derbesuchten Maßnahmen (vgl. Ergebnisse in Abschnitt4.2). Betrachtet wird die mittlere Anzahl der absol-vierten Maßnahmen, das Gesamtvolumen der Maß-nahmen in Unterrichtsstunden, die Frage, ob dieMaßnahme während der Arbeitszeit oder in der Frei-zeit besucht wurde, ob der Arbeitgeber der Veranstal-ter der Maßnahme war oder nicht, ob der Arbeitgeberdie Maßnahme finanzierte oder nicht, die direktenKosten der Maßnahmen, sowie die Frage, ob das inden Maßnahmen erworbene Wissen bei einem even-tuellen Betriebswechsel zum neuen Arbeitgebertransferierbar wäre oder nicht.

In einem dritten und – bezogen auf die Querschnitts-analysen auch letzten – Schritt nutzen wir die unge-wöhnlich detaillierten Informationen der BiBB/IAB-Erhebung 1998/99 zu den Inhalten der von den Be-fragten für sie als notwendig erachteten Weiterbil-dung und den Inhalten von tatsächlich besuchterWeiterbildung. Eine Gegenüberstellung dieser beidenStrukturen ermöglicht es, eine Einschätzung darübervorzunehmen, welche Inhalte von beruflicher Weiter-bildung in Deutschland eher ergänzend und welche

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9 Hinweis gemäß den Vorgaben des ZA: „Die Daten, die in diesemBeitrag benutzt werden, wurden vom ZENTRALARCHIV FÜREMPIRISCHE SOZIALFORSCHUNG, Universität zu Köln, zu-gänglich gemacht. Die Daten für die Studie ‚Erwerb und Verwer-tung beruflicher Qualifikationen 1998/99 – BiBB/IAB-Erhebung1998/99’ ( ZA3379) wurden erhoben von Rolf Jansen, Bundesins-titut für Berufsbildung (BiBB), Bonn sowie Werner Dostal, Institutfür Arbeitsmarkt- und Berufsforschung der Bundesanstalt für Ar-beit (IAB), Nürnberg). Sie wurden vom ZENTRALARCHIV FÜREMPIRISCHE SOZIALFORSCHUNG (ZA) für die Analyse auf-bereitet und dokumentiert. Weder die vorgenannten Personen undInstitute noch das ZENTRALARCHIV tragen irgendeine Verant-wortung für die Analyse oder Interpretation der Daten in diesemBeitrag.“

eher vertiefend vermittelt werden (vgl. Ergebnisse inAbschnitt 4.4).

In unseren Längsschnittanalysen schließlich betrach-ten wir die Frage nach dem individuellen Nutzen derabsolvierten Weiterbildungsmaßnahmen für dieWeiterbildungsteilnehmer selbst (vgl. Ergebnisse inAbschnitt 4.5). Als Indikatoren für den individuellenNutzen verwenden wir das reale Bruttomonatsein-kommen, die Wahrscheinlichkeit eines Karriere-sprungs in Form einer Verbesserung der beruflichenStellung, sowie das Risiko einer späteren Arbeitslo-sigkeit. Hierzu nutzen wir das SOEP in seinem ge-samten Längsschnitt von 1984 bis 2001 und positio-nieren die jährlichen Erhebungszeitpunkte monatsge-nau in Beziehung zu eventuellen Weiterbildungsakti-vitäten, die in den Perioden 1986–1989, 1990–1993und 1997–2000 erfolgten. Über Details des Auswer-tungsverfahrens in diesem zentralen Teil unsererUntersuchung informiert das nächste Kapitel.

3.4 Ökonometrische Verfahren undVariablenspezifikation

Die in der empirischen Analyse des Kapitels 4 ge-nutzten ökonometrischen Verfahren lassen sich in ei-nem ersten Schritt danach unterscheiden, ob sie zurAnalyse von Querschnitts- (3.4.1) oder von Längs-schnittdaten (3.4.2) eingesetzt werden. Darüber hin-aus wird der Tatsache Rechnung getragen, dass dieabhängige Variable diskreter (z.B. Teilnahme an be-ruflicher Weiterbildung: ja/nein) oder metrischer Na-tur (z.B. Bruttomonatseinkommen) sein kann. DieBeschreibung der Spezifikation der Variablen (3.4.3)erfolgt getrennt für die Querschnitts- und Längs-schnittdatensätze.

3.4.1 Analyse von Querschnittsdaten

Diskret skalierte abhängige Variablen

In den Kapiteln 4.1 bis 4.4 ist in vielen Fällen zu ana-lysieren, welchen Einfluss persönliche und firmen-spezifische Faktoren wie z.B. die schulische Ausbil-dung auf die Wahrscheinlichkeit des Eintritts einesinteressierenden Ereignisses (z.B. Teilnahme an be-ruflicher Weiterbildung) haben. Als Ausgangspunktder ökonometrischen Analyse dient in diesen Fällenfolgende latente Spezifikation:

D* = x’ �+� mit D=1, wenn D* > 0, und D=0 sonstD* : latente Variablex : Vektor exogener Variablen� : Parametervektor� : Störvariable (1)

Die latente Variable D* kann als Neigung interpre-tiert werden, an beruflicher Weiterbildung teilzuneh-men. Diese Neigung ist eine lineare Funktion vonEinflussgrößen x (z.B. schulische Ausbildung) undeiner klassischen Störvariablen �. In den Daten kön-nen wir jedoch nur beobachten, ob die Befragungs-person beispielsweise an beruflicher Weiterbildungteilgenommen hat (D=1) oder nicht (D=0). Daherschätzen wir das folgende Modell:

P(D* > 0|x) = P(D = 1|x) = G(x’�)

mit: G “link”-Funktion (2)

Als nichtlineare „link“-Funktion nutzen wir entwederdie Verteilungsfunktion der Normalverteilung (so ge-nanntes Probitmodell) oder die der logistischen Ver-teilung (so genanntes Logitmodell). Im Fall des Pro-bitmodells unterstellen wir, dass � standardnormal-verteilt ist, im Fall des Logitmodells, dass �standardlogistisch verteilt ist. Die Schätzung des Pa-rametervektors � erfolgt mit Hilfe der Maximum-Likelihood-Methode (ML) (vgl. z.B. Wooldrigde2002). Die Ergebnisse der Schätzungen lassen sichanschaulich interpretieren, wenn man auf der Basisder geschätzten ML-Koeffizienten die marginalenEffekte berechnet.10 Im Falle einer Dummy-Variable(z.B. Teilzeit: TZ=1 (ja), TZ=0 (nein)) geben diese c. p. für den Fall, dass jemand Teilzeit arbeitet, die imVergleich zur Referenzgruppe der Nicht-Teilzeitar-beitenden absolute Veränderung der Wahrscheinlich-keit an, dass die abhängige Variable den Wert 1 statt 0annimmt. Formal ergibt sich der marginale Effekt(ME) in diesem Beispiel als:

ME = P(D = 1|TZ = 1,z–) – P(D = 1|TZ = 0,z–) (3),

wobei z– ein Vektor der Mittelwerte aller exogenenVariablen außer TZ ist. Im Falle kontinuierlicherVariablen (z.B. tatsächliche Wochenarbeitszeit) gibtder marginale Effekt die absolute Veränderung deruntersuchten Wahrscheinlichkeit dafür an, dass sichdie kontinuierliche Variable um eine(infinitesimalkleine) Einheit verändert. Da die Zusammenhängenichtlinear sind, ist dies das Produkt aus geschätztemKoeffizienten und der jeweiligen Dichtefunktion g()evaluiert z.B. an den Mittelwerten von x (x–):

dP(D = 1|xi) dG(xi’�)ME = ––––––––––– = –––––––– =dxik dxik

g(xi’�)*�k (4)

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10 In den Abschnitten 4.3 und 4.4 berichten wir an Stelle des mar-ginalen Effekts die so genannte „Odds Ratio“. Um diesen Faktorverändert sich für den Fall, dass sich die Kovariate um eine Einheithöher realisiert, c.p. die relative Wahrscheinlichkeit, dass die ab-hängige Variable den Wert 1 statt 0 einnimmt.

Metrisch skalierte abhängige Variablen

In einigen Fällen der nachfolgenden Querschnitts-analysen ist die abhängige Variable metrischer Natur(z.B. direkte Teilnahmekosten für Weiterbildungsteil-nehmer). In diesen Fällen ist die folgende Spezifika-tion Ausgangspunkt der ökonometrischen Analyse:

y = x’�+� mit y : metrisch abhängige Variablex : Vektor exogener Variablen� : Parametervektor� : standardnormalverteilte

Störvariable mit E(�|x)=0 (5)

Die Schätzung des Parametervektors � erfolgt mitHilfe der Methode der Kleinsten Quadrate (OLS; vgl.z.B. Wooldrigde 2002). Hier geben die ausgewiesenOLS-Koeffizienten direkt den marginalen Effekt ei-ner Veränderung von x um eine (infinitesimal kleine)Einheit auf y an.

Unsere Hauptdatenbasis, das SOEP, ist eine repräsen-tative Stichproben für die Bundesrepublik Deutsch-land. Ebenso wie in den deskriptiven Analysen nut-zen wir daher in den SOEP-basierten ökonometri-schen Analysen die in den Datensätzen mitgeliefertenHochrechnungsfaktoren, um dem Ziehungsdesignund/oder der Panelattrition Rechnung zu tragen. Zu-dem muss in der Regel angenommen werden, dassdie Varianz des Störterms nicht identisch für alle Be-obachtungen ist. Daher berechnen wir durchweg ro-buste Standardfehler (vgl. z.B. Wooldridge 2002).Die ausgewiesenen Teststatistiken zur Güte des ge-schätzten Modells nutzen die robuste Version der Va-rianz-Kovarianz-Matrix.

3.4.2 Analyse von Längsschnittdaten

Die empirische Analyse des individuellen Nutzensder Teilnahme an beruflicher Weiterbildung nutzt dieLängsschnittdimension des SOEP aus. Mit Hilfe desverwendeten Datensatzes können individuelle Er-werbsbiografien über einen (maximalen) Zeitraumvon 1984 bis 2001 analysiert werden. Ausgangspunktder ökonometrischen Spezifikationen ist folgendes li-neare Panelmodell für eine zufällig gezogene Personi mit T Beobachtungen (vgl. z.B. Wooldridge 2002):

yit = x’it � + ci + �it,

mit: E(�it|x’i,ci)=0 für t=1,2,…, T und x’i = (xi1, xi2,…,xiT) (6)

Hierbei umfasst der Vektor xit alle exogenen Vari-ablen, die sich über die Zeit und über die Individuenändern können. �it ist ein idiosynkratischer Stör-term, der über die Zeit variiert. Die Variable ci istfür jedes Individuum spezifisch und über die Zeithinweg konstant. Sie erfasst alle für den Empirikerunbeobachtbaren zeitinvarianten persönlichenMerkmale wie z.B. kognitive Fähigkeiten, Motiva-tion oder frühkindliche Sozialisation, die einen Ein-fluss auf die abhängige Variable yit haben können.In der von uns gewählten so genannten „fixed ef-fects“-Spezifikation darfci mit xit arbiträr korrelie-ren – beispielsweise darf die individuelle Arbeits-motivation mit der Teilnahme an einer Weiterbil-dungsmaßnahme korrelieren – ohne dass die Kon-sistenz der geschätzten Koeffizienten beeinträchtigtwird. Die Schätzung von (6) erfolgt über die so ge-nannte „within-Transformation“, die ci aus (6) eli-miniert und dann OLS auf die transformierten Datenanwendet. Dies hat zur Folge, dass die Effekte zeit-invarianter Merkmale wie z.B. das Geschlecht aufyit nicht geschätzt werden können. Die geschätztenStandardfehler sind robust gegen Heteroskedastieund serielle Korrelation (vgl. Arellano 1989, Wool-drigde 2002). Die aktuelle Literatur zeigt, dass diesinsbesondere bei der nachfolgend erläuterten Evalu-ation von Programmen wie z.B. Weiterbildungs-maßnahmen von Bedeutung ist (vgl. z.B. Bertrandet al. 2002, Kézdi 2003). In allen Schätzungen wer-den zudem die im Datensatz bereitgestellten Bleibe-wahrscheinlichkeiten benutzt, um dem Phänomender Panelattrition, d.h. der Tatsache, dass einzelneBefragte aus der SOEP-Befragung ausscheiden,Rechnung zu tragen (vgl. Wooldridge 2002, chapter17).

Bei der Analyse des individuellen Nutzens zielen wirauf den durchschnittlichen kausalen Effekt der Teil-nahme an Weiterbildung auf die jeweils interessie-rende abhängige Variable (z.B. das Bruttomonatsein-kommen) ab. Um diesen zu bestimmen, gilt es, dieSituation der Maßnahmenteilnehmer nach der Maß-nahme mit der Situation der Teilnehmer im hypothe-tischen Fall zu vergleichen, dass sie nicht teilgenom-men hätten (so genannter „potential outcome ap-proach“; vgl. z.B. Heckman et al. 1999, Wooldridge2002 (chapter 18), Lechner 2002a oder Fitzenberger/Hujer 2002, Rubin 1974, Holland 1986). Das Evalua-tionsproblem besteht folglich darin, einen angemes-senen Schätzer für die (nicht beobachtbare) Situationbei Nichtteilnahme für Teilnehmer zu finden. Im vor-liegenden Fall von Paneldaten kann dieser Schätzerauf Beobachtungen für eine vergleichbare Gruppevon Nichtteilnehmern und auf Beobachtungen für zu-künftige Maßnahmenteilnehmer vor Eintritt in dieMaßnahme beruhen.

86 ZAF 2/2004


Folgendes lineare Panelmodell mit fixen Effekten istdas Basismodell unserer empirischen Analyse in Ka-pitel 4.5:

yit = �0vor WBi,–1 + �1WBit + xit’� + ci + �it

mit: E(�it|vor WBi,–1,WBit, xi’,ci)=0für t=1,2,…,T und xi’ = (xi1, xi2,…,xiT) (7)

Die Dummy-Variable WBit wird auf 1 gesetzt nachAbschluss der Teilnahme an der ersten Weiterbil-dungsmaßnahme und verbleibt auf diesem Wert füralle späteren validen Beobachtungen der jeweiligenBefragungsperson. Sie soll somit den durchschnitt-lichen Effekt der Teilnahme an beruflicher Weiterbil-dung on-the-job für die Weiterbildungsteilnehmer(allgemein der so genannte „effects of treatment onthe treated“) erfassen. Für Befragungspersonen mitmehreren absolvierten Weiterbildungsmaßnahmenwerden zusätzlich Interaktionen zur jeweiligen An-zahl der absolvierten Kurse und zum kumulativen In-vestitionsvolumen (in Stunden) berücksichtigt, umder Heterogenität der beobachteten Investitionen inberufliche Weiterbildung über die Zeit hinweg Rech-nung zu tragen.

Die gewählte Kodierung des WeiterbildungsdummysWBit und der entsprechenden Interaktionsterme, diefür alle nachfolgenden Beobachtungen der Weiterbil-dungsteilnehmer auf 1 bzw. auf die jeweiligen kumu-lativen Werte gesetzt wird, impliziert, dass der ge-schätzte Parameter für WBit den mittleren „dauerhaf-ten“ Basiseffekt von absolvierter Weiterbildung aufdie jeweilige Ergebnisvariable yit, misst, die für dieBefragungspersonen in der Periode nach Abschlussder Teilnahme an der ersten Weiterbildungsmaßnah-me bis zur Rechtszensierung des Datensatzes beo-bachtbar sind. Hinsichtlich der Ergebnisvariable„Einkommen“ bedeutet dies, dass amortisationsrele-vante Effekte wie zukünftige Arbeitslosigkeitsperio-den früherer Weiterbildungsteilnehmer insofern be-rücksichtigt werden, als dass diese Personen in derStichprobe verbleiben, wenn sie arbeitslos werden,und ihr Einkommen bei erfolgreicher Wiederbeschäf-tigung bei der Schätzung des durchschnittlichen Er-trags der zurückliegenden Weiterbildungsinvestitioneingeht. Die Interaktionsterme WB*Anzahl_WB so-wie WB*Volumen_WB tragen zudem dem UmstandRechnung, dass fortgesetzte Weiterbildung sichunterschiedlich stark auf die zukünftigen Ausprägun-gen der jeweiligen Ergebnisvariable auswirken kann.Diese beiden Variablen bleiben in ihrem Wert jeweilsunverändert bis zum Abschluss einer weiterenWeiterbildungsmaßnahme.

Nichtzufällige Selektion in Maßnahmen der beruf-lichen Weiterbildung aufgrund beobachtbarer Merk-

male der Befragungspersonen soll durch den Vektorxit erfasst werden, der z.B. zeitvariable Informationenzur Betriebszugehörigkeitsdauer oder zur Anzahl derArbeitgeberwechsel berücksichtigt.

Selektion in Weiterbildungsmaßnahmen aufgrundunbeobachtbarer Merkmale wird über den indivi-duellen fixen Effekt ci abgebildet. Erfolgt die Selek-tion in Weiterbildungsmaßnahmen aufgrund zeitinva-rianter unbeobachtbarerer Merkmale wie z.B. unter-schiedlicher kognitiver Fähigkeiten, und wirkt ci aufdie Ergebnisvariable linear gleich in jeder Beobach-tungsperiode, so wird dem sample selection-ProblemRechnung getragen11. Um diese Annahmen zu prü-fen, wird – einem Vorschlag von Heckman/Hotz(1989) folgend – zusätzlich die Variable vorWBi–1 imökonometrischen Modell berücksichtigt, die für zu-künftige Weiterbildungsteilnehmer im Befragungs-zeitpunkt vor der Teilnahme an der (ersten) Weiter-bildungsmaßnahme auf 1 gesetzt wird. Der geschätz-te Koeffizient �̂0 zeigt folglich an, ob sich – kondi-tioniert auf xit und ci – zukünftige Maßnahmeteilneh-mer im Jahr vor Teilnahme von allen Nichtteilneh-mern signifikant unterscheiden. Ist dies der Fall, sokontrolliert das ökonometrische Modell offensicht-lich nicht in ausreichendem Maße für Selektion inWeiterbildungsmaßnahmen. Es bieten sich dann fol-gende Vorgehensweisen an:

(1) Man nutzt den geschätzten Koeffizienten �̂0 vonvorWBi,–1, um den kausalen Effekt von Weiterbildungals Differenz Diff_WB = �̂1 – �̂0 zu schätzen. Dieserregressionsbasierte Differenzen-in-Differenzen-An-satz kontrastiert die Entwicklung der Ergebnisvari-able für Maßnahmenteilnehmer mit der von Nicht-teilnehmern konditioniert auf xit undci. Er ist in ähn-licher Form von Fitzenberger/Prey (2000) genutztworden. Die Idee liegt sowohl einem semiparametri-schen Ansatz in Heckman et al. (1997) als auch derLiteratur zu den Effekten von Betriebsschließungenauf individuelle Erwerbsbiografien zugrunde (Jacob-son et al. 1993). In unseren ökonometrischen Analy-sen nutzen wir ausschließlich die Variable vorWBi,–1mit einem Vorlauf von einem Jahr, da in den meistenSchätzungen die geschätzten Koeffizienten zusätz-lich eingeführter Vorlaufvariablen nicht signifikantvon Null verschieden waren, wenn wir signifikanteKoeffizienten �̂0 beobachteten.

(2) Es kann versucht werden, über eine erweiterteSpezifikation Selbstselektion in Weiterbildungsmaß-nahmen abzufangen. Wir folgen hier einem Vor-

ZAF 2/2004 87


11 Eine ausführliche Diskussion der Identifikation kausaler Effektemit linearen Panelmodellen erfolgt z.B. in Lechner (2002b).

schlag von Heckman/Hotz (1989) und schätzen fol-gendes „Random trend“-Modell (vgl. auch Wool-dridge 2002):

yit = �̂0vorWBi,–1+�1WBit+xit’�+ci+git+�it,

mit: E(�it|vorWBi,–1+WBit,xit’,ci,gi)=0für t=1,2,…,T und xi’,=(xi1,xi2,…,xiT) (8)

Der im Vergleich zu (7) zusätzlich eingeführte Termgit bildet einen individuell unterschiedlichen Zeit-trend der jeweiligen Ergebnisvariable nach. Im Falledes Bruttomonatseinkommens bedeutet dies z.B.,dass unbeobachtete individuelle Effekte nicht nur zuNiveauunterschieden im Einkommen, sondern auchzu unterschiedlichem Einkommenswachstum füh-ren.12 Das Modell (8) wird geschätzt, in dem überErste-Differenzen-Bildung ci eliminiert wird, dannmit Hilfe der „within-Transformation“ gi elimiertwird und schließlich OLS auf die zweifach transfor-mierten Daten angewendet wird. Es werden wiede-rum Standardfehler berechnet, die robust gegen jedeArt von Heteroskedastie und serieller Korrelationsind (vgl. Arellano 1989, Wooldrigde 2002). Zudemwerden wiederum die Bleibewahrscheinlichkeitenbei den Schätzungen berücksichtigt, um dem Phäno-men der Panelattrition Rechnung zu tragen.

Die im Kapitel 4.5 benutzten Ergebnisvariablen sinddas (logarithmierte) Bruttomonatseinkommen, dieWahrscheinlichkeit eines Karrieresprungs und daszukünftige Arbeitslosigkeitsrisiko. Im Falle des (lo-garithmierte) Bruttomonatseinkommens können diegeschätzten Koeffizienten ebenso wie die berechneteDifferenz der Koeffizienten Diff_WB = �̂1 – �̂0 direktals prozentuale Veränderungen des Einkommens beiVeränderung einer der Kovariaten interpretiert wer-den. Im Falle der diskreten Ergebnisvariablen derWahrscheinlichkeit eines Karrieresprungs und deszukünftigen Arbeitslosigkeitsrisikos handelt es sichbei den Spezifikationen um lineare Wahrscheinlich-keitsmodelle mit fixen Effekten (und randomtrend).13 Auch hier können die geschätzten Koeffi-zienten direkt als marginale Effekte interpretiert wer-den. Sie geben die absolute Veränderung der Wahr-scheinlichkeit des jeweiligen Ereignisses an, wenndie kontinuierliche Variable sich um eine(infinitesi-mal kleine) Einheit verändert, d.h.

�P(y=1|vorWBi,–1,WBit,xi’,.…)�j = –––––––––––––––––––––––– (9)

�xj

In der neueren Evaluationsforschung (vgl. für Über-blicke z.B. Heckman et al. 1999, Wooldridge 2002(chapter 18), Lechner 2002a, Fitzenberger/Hujer2002, zu Matching-Ansätzen auch Rosenbaum/Ru-

bin 1983) werden – neben linearen Panelmodellenmit fixen Effekten – vorwiegend so genannte „Mat-ching-Ansätze“ und Instrumentvariablen-Ansätze ge-nutzt, und deren Vorzüge gegenüber den traditionel-leren Verfahren hervorgehoben. Matching-Ansätze,die grundsätzlich die Idee verfolgen, für jeden Teil-nehmer an einer Weiterbildungsmaßnahme einen sta-tistischen „Zwilling“ zu finden, der jedoch nicht ander Weiterbildungsmaßnahme teilnimmt, sind ausge-sprochen datenintensive Verfahren. Auf unseren Fallangewandt impliziert dies, dass für unterschiedlicheWeiterbildungsteilnehmer, deren Maßnahmen zuunterschiedlichen Zeitpunkten liegen, die zudemmehrfach an Weiterbildung teilgenommen habenkönnen und dabei heterogene Erwerbstätigkeitsmus-ter aufweisen, jeweils ein geeigneter statistischer„Klon“ anhand beobachtbarer Merkmale aus derGruppe aller Personen ohne Weiterbildungsteilnahmegefunden werden muss. Im Fall des linearen Panel-modells hingegen kontrastieren wir jeden Weiterbil-dungsteilnehmer mit allen Nichtteilnehmern. Zudemkönnen die in der Literatur vorgeschlagenen Mat-ching-Verfahren nicht für Selektion in Weiterbil-dungsmaßnahmen aufgrund unbeobachtbarer Merk-male kontrollieren. Unsere empirischen Ergebnisselegen jedoch nahe, dass bei der vorliegenden Frage-stellung unbeobachtbare Merkmale der Befragungs-personen eine bedeutende Rolle spielen. Aus diesenGründen haben wir uns in unserer Studie für dieKlasse der linearen Panelmodelle entschieden, diezudem explizit die Zeitdimension der SOEP-Datennutzt. Instrumentvariablen-Schätzer (IV) benötigenzur Identifikation der kausalen Effekte eine Variable,die zwar die Zuweisung in die Weiterbildung beein-flusst, nicht aber einen direkten Einfluss auf die je-weilige Ergebnisvariable Bruttomonatseinkommen,Wahrscheinlichkeit eines Karrieresprungs oder zu-künftiges Arbeitslosigkeitsrisiko hat.14 Da im SOEP-Datensatz keine Variable zur Verfügung steht (wiez.B. die Information über die Nichtteilnahme an be-trieblicher Weiterbildung nachZuweisung durch denArbeitgeber aufgrund eines Zufallsereignisses wieKrankheit), die diesem statistischen Kriterium hinrei-chend genügt, haben wir in den nachfolgenden empi-rischen Analysen auch keinen IV-Ansatz verfolgt.

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12 Pischke (2001) schätzt ebenfalls ein Random trend-Modell fürdie Effekte von beruflicher Weiterbildung auf das Einkommen an-hand des Weiterbildungsschwerpunktes 1989 des SOEP. Erberücksichtigt allerdings keine Vorlaufvariablen gemäß Heck-man/Hotz (1989), um die gewählte Spezifikation zu testen.13 Eine allgemeine Diskussion der Vor- und Nachteile des linearenWahrscheinlichkeitsmodells findet sich z.B. bei Wooldridge 2002.14 Eine aktuelle allgemeine Diskussion der Anwendung von IV-Schätzern bei der Schätzung von Bildungserträgen findet sich beiJochmann/Pohlmeier 2003.

3.4.3 Spezifikation der benutzen Variablen

Querschnittsauswertungen (SOEP 2000; BiBB/IAB1998/99)

Die abhängigen Variablen werden jeweils zu Beginnder einzelnen Unterabschnitte detailliert beschrieben.Die Tatsache, dass die genaue Fragestellung jeweilsin den Ergebniskapiteln erfolgt, soll die Ergebnisin-terpretation erleichtern. Die Informationen zu den inden Modellschätzungen verwendeten unabhängigenVariablen stammen jeweils aus dem Jahr unmittelbarvor Beginn der jeweiligen Weiterbildungsmaßnahmebzw. bei kumulativen Informationen aus dem Jahrvor der ersten Maßnahme. Bei Nicht-Weiterbildungs-teilnehmern werden die Informationen aus demjeni-gen Jahr generiert, das bei Weiterbildungsteilneh-mern am häufigsten zur Generierung der unabhängi-gen Variablen genutzt wurde; damit werden systema-tische Alterseffekte vermieden. Zusätzlich zu denausgewiesenen Merkmalen wurden in den SOEP-Schätzungen noch Dummy-Variablen für einzelneBundesländer berücksichtigt. Abweichungen vondieser Standardisierung sind möglich, sofern andern-falls die Stabilität der ökonometrischen Schätzungenbeeinträchtigt würde. Dies führt beispielsweise dazu,dass wir bei Analysen zu Ostdeutschland aufgrundder geringen Anzahl der dort lebenden Ausländer denEinfluss dieses Merkmals auf die jeweilige abhängi-ge Variable nicht testen können.

Längsschnittauswertungen: SOEP 1984–2001

In der deskriptiven Analyse des subjektiven beruf-lichen Ertrags der Weiterbildung wird ein subjektiverErtrag dann festgestellt, wenn die Befragten auf dieFrage „Im nachhinein betrachtet, wie hat sich dieWeiterbildung beruflich für Sie ausgezahlt?“ mit„sehr“ oder „ein wenig“ geantwortet haben.

Die abhängigen Variablen in den panelökonometri-schen Analysen sind wie folgt kodiert:

(1) Die Einkommensvariable ist das (logarithmierte)reale Bruttomonatseinkommen zum Befragungszeit-punkt inkl. aller auf den Monat umgerechneten vari-ablen Sondervergütungen wie z.B. Gewinnbeteili-gung, 13./14. Monatsgehalt, Urlaubsgeld, etc., dieder Befragte im relevanten Jahr bezogen hat.

(2) Die Informationen zur Identifizierung eines even-tuellen Karrieresprungs stammen aus den Informatio-nen zur beruflichen Stellung der Befragten für Arbei-ter, Angestellte und Beamte. Selbstständige werdenin dieser Analyse nicht berücksichtigt. Im SOEP wer-den folgende Informationen zur beruflichen Stellung

konsistent über alle Befragungen hinweg erhoben:Arbeiter: ungelernte Arbeiter, angelernte Arbeiter,Gelernte und Facharbeiter, Vorarbeiter/Kolonnenfüh-rer, Meister/Polier; Angestellter: Industrie- undWerkmeister im Angestelltenverhältnis, Angestelltemit einfacher Tätigkeit, Angestellte mit qualifizierterTätigkeit, Angestellte mit hochqualifizierter Tätig-keit, Angestellte mit Führungsaufgaben; Beamte:Einfacher Dienst, Mittlerer Dienst, GehobenerDienst, Höherer Dienst. Es gehen nur Befragungsper-sonen ein, die im ersten validen Beobachtungsjahrnicht bereits in der höchsten beruflichen Positionsind, da diese keine Aufstiegsmöglichkeit mehr imSinne der verwendeten Informationen besitzen. EinKarrieresprung wird festgestellt, wenn eine Auf-wärtsbewegung zu beobachten ist. Diese kann so-wohl innerhalb der Kategorien Arbeiter, Angestellteoder Beamte erfolgen als auch bei Wechseln zwi-schen den Kategorien. Die entsprechende Dummy-Variable „Karrieresprung“ wird für sämtliche Jahrenach einem Karrieresprung auf 1 gesetzt, falls nichtspäter wieder ein „negativer Karrieresprung“ im Sin-ne eines beruflichen Abstiegs zu beobachten ist.

(3) Die Information zum zukünftigen Arbeitslosig-keitsrisiko wird über die Antwort auf die Frage „SindSie zurzeit beim Arbeitsamt arbeitslos gemeldet?“gewonnen. Die abhängige Dummy-Variable wird auf1 gesetzt, wenn eine Befragungsperson beim Arbeits-amt arbeitslos registriert ist. Die Untersuchungspopu-lation besteht aus Befragungspersonen, für die wir imjeweiligen ersten validen Beobachtungsjahr eineVollzeit- oder Teilzeitbeschäftigung beobachten.

Die unabhängigen Variablen, die zusätzlich zu denoben skizzierten Informationen zur Weiterbildungs-investition in die Längsschnittanalysen eingehen,sind tatsächliche Wochenarbeitszeit (in Stunden), Be-triebszugehörigkeitsdauer (in Jahren), die Anzahl derArbeitgeberwechsel und ein Satz an Dummy-Vari-ablen für das jeweilige Jahr, aus dem die Beobach-tung stammt.

4 Empirische Ergebnisse

4.1 Teilnahme an beruflicher Weiter-bildung

4.1.1 Teilnehmer an beruflicher Weiter-bildung

In einem ersten Schritt werden Charakteristika derTeilnehmer an beruflicher Weiterbildung bestimmt.Hierzu werten wir die folgende Frage im SOEP-Fra-gebogen des Jahres 2000 aus: „Wie viele Kurse oderLehrgänge zur beruflichen Weiterbildung haben Sie

ZAF 2/2004 89


in den letzten drei Jahren besucht?“ Eine Teilnahmean beruflicher Weiterbildung wird festgestellt, wenndie Befragten eine positive Antwort auf die Frage ga-ben.15

Jüngere Erwerbstätige nehmen häufiger an beruf-licher Weiterbildung teil als ältere (Tabelle 1). DieAltersabhängigkeit der Partizipation ist deutlichsichtbar. Schlechter Ausgebildete, Ausländer, Arbei-ter, im privaten Sektor und in kleineren Betrieben Be-schäftigte sind in beruflicher Weiterbildung unterver-treten. Von den älteren Erwerbstätigen ohne abge-

schlossener Berufsbildung haben in einem Drei-Jah-res-Zeitraum in Westdeutschland weniger als 10% ei-ne berufliche Weiterbildung genossen; bei Akademi-kern liegt der Anteil bei 45%. Sehr niedrige Teilnah-

90 ZAF 2/2004


Tabelle 1Teilnahme an beruflicher Weiterbildung

Westdeutschland Ostdeutschland

Altersgruppe Altersgruppe

20-44 45-64 insg. 20-44 45-64 insg.

% % % % % %

Qualifikation:

ohne abgeschlossene Berufsausbildung 12,4 8,5 10,7 / 11,4 15,7

mit abgeschlossener Berufsausbildung 33,4 25,7 30,5 33,1 27,7 31,1

mit Fachhochschul-/Uni-Abschluss 46,0 44,8 45,5 49,2 44,6 46,7

Geschlecht:

Mann 32,7 26,2 30,1 30,9 29,0 30,1

Frau 30,7 24,9 28,4 37,7 32,6 35,7

Nationalität:

Deutsche(r) 33,8 27,5 31,3 34,3 30,8 32,9

Ausländer 12,3 / 10,0 / / /

Haushaltstyp:

Frau mit Kind(ern) 25,6 22,8 24,6 42,5 / 43,2

sonstige 32,0 25,7 29,5 33,7 30,3 32,3

Erwerbsstatus:

Vollzeit 33,8 27,0 31,1 34,4 32,1 33,5

Teilzeit/geringfügige Beschäftigung 24,0 21,2 22,7 31,4 20,6 27,1

Berufliche Stellung:

Arbeiter 15,3 8,0 12,6 19,5 11,6 16,9

Angestellte/Beamte 41,2 35,3 38,8 46,5 40,3 43,8

Selbstständige 32,3 21,7 27,2 31,1 33,5 31,1

Branche:

privater Sektor 28,0 19,3 24,7 29,3 24,6 27,5

Öffentlicher Dienst 45,9 41,1 43,6 50,9 42,8 46,8

Betriebsgröße:

unter 200 Beschäftigte 25,2 20,5 23,3 29,3 25,4 27,8

200 und mehr Beschäftigte 40,6 32,4 37,3 46,5 40,6 44,0

N 5907 3588 9495 1659 1040 2699

Quelle: SOEP 2000. Eigene Berechnungen (gewichtet). Abgrenzung Sample siehe Text. „ /“ : Fallzahl < 20.

15 In wenigen Fällen, wo Befragte eine Antwort versäumten, je-doch in den sich anschließenden Fragen zu Einzelheiten der absol-vierter Weiterbildungsmaßnahmen umfassend Antwort gaben,wurde dies ebenfalls eine Teilnahme an beruflicher Weiterbildungkategorisiert.

mequoten weisen auch westdeutsche Ausländer(10%) und Arbeiter (13%) auf. Die mit Abstand nied-rigste Beteiligung an beruflicher Weiterbildung zeigtsich sowohl in West- als auch – in etwas abge-schwächtem Maße – in Ostdeutschland bei älterenArbeitern und Erwerbstätigen ohne abgeschlossenerBerufsausbildung.

Die Ergebnisse der Modellschätzung in Tabelle 2 zei-gen, dass überlagernde Effekte nicht dominieren: Diedeskriptiv gewonnenen Ergebnisse werden weitge-hend bestätigt, ebenso die für Gesamtdeutschland er-mittelten Ergebnisse einer ähnlichen Auswertung vonLeber/Wilkens (2003). Insbesondere der Bildungsef-fekt ist sehr stark. Die marginalen Effekte zeigen,dass ceteris paribus Akademiker relativ zu Personenohne abgeschlossener Berufsausbildung eine um

25% (Westdeutschland) bzw. 20% (Ostdeutschland)höhere Wahrscheinlichkeit einer Teilnahme an beruf-licher Weiterbildung besitzen.16 Neu ist nur die Beo-bachtung, dass sich bei Kontrolle anderer MerkmaleTeilzeitbeschäftigte signifikant seltener beruflichweiterbilden als Vollzeiterwerbstätige. Dies ist mitdem erwarteten Renditekalkül der Arbeitgeber alsHauptfinanziers von beruflicher Weiterbildung kon-sistent. Der Effekt ist allerdings recht gering: Dermarginale Effekt beträgt in beiden untersuchten Re-gionen Deutschlands nur 7%.

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16 Es soll hier – zu Beginn der Interpretation der marginalen Effek-te – betont werden, dass es sich um (absolute) 25 Prozentpunkte,nicht aber um (relative) 25 Prozent handelt.

Tabelle 2Determinanten der Teilnahme an beruflicher Weiterbildung


Variable Marg. Effekt Koeffizient z-Wert Marg. Effekt Koeffizient z-Wert

Alter: 45–64 –0.08 –0.26** –6.19 –0.09 –0.27** –3.90Mit abgeschlossener Berufsausbildung 0.14 0.46** 6.52 0.13 0.39* 2.23Mit Fachhoch- oder Hochschulabschluss 0.25 0.68** 7.66 0.20 0.54** 2.78Frau –0.02 –0.07 –1.30 –0.04 –0.11 –1.28Ausländer –0.14 –0.52** –5.98 .–– .–– .––Frau mit Kind(ern) –0.03 –0.10 –0.94 0.06 0.17 0.95Teilzeit –0.07 –0.22** –3.72 –0.07 –0.21* –2.05Angestellter 0.20 0.65** 11.40 0.24 0.70** 8.06Selbstständig 0.20 0.56** 6.41 0.17 0.46** 3.36Öffentlicher Dienst 0.12 0.34** 7.19 0.11 0.31** 3.88Großbetrieb 0.09 0.27** 6.26 0.11 0.30** 3.98Pendler 0.01 0.04 0.95 –0.03 –0.08 –1.17PKW zur Verfügung 0.02 0.05 0.87 0.06 0.16+ 1.88Konstante –– –1.41** –8.30 –– –1.35** –6.22

N 8970 2565Wald-Test (df) 685.22** (22) 198.59** (17)

Quelle: SOEP 2000. Abgrenzung personenbezogenes Sample siehe Text.Probit-Modell. Abhängige Variable: Teilnahme: nein (0), ja (1).Robuste Standardfehler. SOEP-Hochrechnungsfaktoren berücksichtigt.Wald-Test: Test auf gemeinsame Signifikanz aller geschätzten Koeffizienten, df: Anzahl Freiheitsgrade.Signifikanzniveaus: ** = p<0.01; * = p<0.05; + = p<0.10.Geschätzte Koeffizienten für einzelne Bundesländer nicht ausgewiesen.

4.1.2 Nichtteilnahme an beruflicher Weiter-bildung

Es ist bildungspolitisch von Interesse, bei Nichtteil-nehmern an beruflicher Weiterbildung nach den Moti-ven zu forschen. Im SOEP-Fragebogen des Jahres2000 wird zu diesem Aspekt folgende Frage gestellt:„Es kann auch bestimmte Gründe geben, nicht anWeiterbildung teilzunehmen. Welche der folgendenAussagen treffen für Sie zu? a) Durch Teilnahme an

beruflicher Weiterbildung kann ich meine persön-lichen Berufschancen nicht verbessern; b) Für eineTeilnahme an beruflicher Weiterbildung fehlt mir dieZeit; c) Wenn berufliche Weiterbildung mit Kostenoder Verdienstausfall verbunden ist, kommt das fürmich nicht in Frage“. Von besonderer Bedeutung sinddie Antworten b) und c), da eventuelle politische Inter-ventionen vorrangig hier anzusetzen hätten. Wir über-prüfen im Folgenden, welche Personengruppen (min-destens) eine dieser beiden Antworten gegeben hat.

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Tabelle 3Nichtteilnahme an beruflicher Weiterbildung aufgrund von Zeitmangel oder finanziellenGründen



20-44 45-64 insg. 20-44 45-64 insg.

% % % % % %

Qualifikation:

ohne abgeschlossene Berufsausbildung 40,3 19,4 31,1 44,0 / 37,1



Geschlecht:

Mann 40,5 22,2 33,2 46,4 32,2 40,5

Frau 43,0 22,1 34,6 45,5 22,5 36,5

Nationalität:

Deutsche(r) 41,6 22,2 33,8 46,8 28,0 38,9

Ausländer 41,3 21,9 33,6 / / /

Haushaltstyp:

Frau mit Kind(ern) 54,2 33,2 46,5 44,7 / 42,8

sonstige 41,2 21,9 33,4 46,0 27,7 38,6

Erwerbsstatus:

Vollzeit 42,1 23,3 34,8 46,8 29,7 39,9



Arbeiter 40,2 21,2 33,0 50,0 32,7 44,2


Selbstständige 44,4 23,4 34,4 37,8 36,2 37,1

Branche:

privater Sektor 42,4 23,3 35,2 49,2 31,9 42,9


Betriebsgröße:



N 5907 3588 9495 1659 1040 2699

Quelle: SOEP 2000. Eigene Berechnungen (gewichtet). Abgrenzung Sample siehe Text. „ /“ : Fallzahl < 20.

Erwartungsgemäß zeigen die Ergebnisse in Tabelle 3zunächst, dass jüngere Erwerbstätige und Ostdeut-sche durch die beiden genannten Kriterien stärkerrestringiert werden als andere. Bei ersterer Gruppedürfte nicht nur das finanzielle Motiv eine große Rol-le spielen, sondern auch die altersgruppentypischeNeigung, auch nicht-beruflichen Aktivitäten einengroßen Stellenwert einzuräumen. Ansonsten zeigtsich ein recht nivelliertes Bild über die unterschied-lichen Statusgruppen hinweg. Eine auffällige Aus-nahme bilden Arbeiter in Ostdeutschland und, inWestdeutschland, Frauen mit Kindern, die stark über-proportional häufig berichten, durch Zeit- oder Geld-mangel auf Weiterbildungsaktivitäten verzichten zumüssen.

Die starke Ausschlusswirkung von Zeit und Geld beiJüngeren und bei westdeutschen Müttern wird in derModellschätzung bestätigt (Tabelle 4). Der marginaleEffekt ist für das Altersmerkmal am höchsten: ÄltereErwerbstätige in West- und Ostdeutschland berichtenc.p. zu knapp 20% seltener einen Zeit- oder Geld-mangel als Motiv für eine Nichtteilnahme an beruf-licher Weiterbildung als jüngere. Bemerkenswert istdas Ergebnis, dass Teilzeitbeschäftigte sowohl inWest- als auch in Ostdeutschland signifikant seltenerals Vollzeitbeschäftigte berichten, sie würden ausZeit- oder Geldmangel nicht an beruflicher Weiterbil-dung teilnehmen – ein wichtiger nicht-monetärer Be-nefit, der durch die größere Zeitsouveränität dieserStatusgruppe erklärt werden kann. Interessant er-

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Tabelle 4Determinanten der Nichtteilnahme an beruflicher Weiterbildung aufgrund von Zeitmangel/ finanziellen Gründen



Alter: 45–64 –0.19 –0.55** –14.03 –0.17 –0.47** –7.11Mit abgeschlossenerBerufsausbildung 0.03 0.10+ 1.65 0.05 0.13 0.92Mit Fachhoch- oder Hochschulabschluss –0.04 –0.10 –1.33 0.01 0.03 0.17Frau 0.03 0.07 1.42 0.01 0.02 0.25Ausländer 0.02 0.05 0.73 .–– .–– .––Frau mit Kind(ern) 0.12 0.32** 3.24 0.03 0.07 0.44Teilzeit –0.04 –0.11* –2.01 –0.09 –0.25* –2.53Angestellter 0.02 0.06 1.18 –0.05 –0.12 –1.52Selbstständig 0.05 0.15+ 1.81 –0.11 –0.29* –2.23Öffentlicher Dienst –0.03 –0.09* –2.05 –0.12 –0.33** –4.12Großbetrieb –0.02 –0.05 –1.29 –0.05 –0.14+ –1.82Pendler 0.04 0.12** 2.92 0.04 0.09 1.41PKW zur Verfügung –0.03 –0.08 –1.60 –0.05 –0.14+ –1.67Konstante .–– –0.09 –0.60 .–– 0.01 0.07

N 8970 2565Wald-Test (df) 291.22** (22) 129.79** (17)

Quelle: SOEP 2000. Abgrenzung personenbezogenes Sample siehe Text.Probit-Modell. Abhängige Variable: Nichtteilnahme: nein (0), ja (1).Robuste Standardfehler. SOEP-Hochrechnungsfaktoren berücksichtigt.Wald-Test: Test auf gemeinsame Signifikanz aller geschätzten Koeffizienten, df: Anzahl Freiheitsgrade.Signifikanzniveaus: ** = p<0.01; * = p<0.05; + = p<0.10.Geschätzte Koeffizienten für einzelne Bundesländer nicht ausgewiesen.

scheint auch der unterschiedliche Effekt bei Selbst-ständigen in West- und Ostdeutschland. Es könntesein, dass westdeutsche Selbstständige zeitlich stärkerbelastet sind als ostdeutsche. Ebenfalls bedeutsam er-scheint die Beobachtung, dass – bei Kontrolle andererMerkmale – Beschäftigte im öffentlichen Dienst ei-nem geringeren Zeit- und Gelddruck unterliegen als in

der Privatwirtschaft Erwerbstätige. Schließlich ist einnegativer Effekt der Zeitknappheit westdeutscherPendler zu beobachten, sowie erneut eine privilegierteSituation ostdeutscher PKW-Besitzer, die sich durchdiesen Status einen messbaren Zeitvorteil verschaffen,der ihnen nicht zuletzt den Zugang zu beruflichenWeiterbildungsmaßnahmen erleichtert.

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Tabelle 5Zeitliches Volumen der besuchten beruflichen Weiterbildungsmaßnahmen



20-44 45-64 insg. 20-44 45-64 insg.

Mittelwert Mittelwert Mittelwert Mittelwert Mittelwert Mittelwert

Qualifikation:

ohne abgeschlossene Berufsausbildung 316 108 262 / / /

mit abgeschlossener Berufsausbildung 224 118 191 199 133 172

mit Fachhochschul-/Uni-Abschluss 212 165 193 157 99 137

Geschlecht:

Mann 262 122 216 207 143 187

Frau 182 149 168 197 107 169

Nationalität:

Deutsche(r) 226 131 195 202 125 178

Ausländer 287 / 231 / / /

Haushaltstyp:

Frau mit Kind(ern) 95 / 82 206 / 183

sonstige 233 131 199 201 126 177

Erwerbsstatus:

Vollzeit 245 144 213 203 133 181

Teilzeit/geringfügige Beschäftigung 123 74 103 189 49 148


Arbeiter 154 53 132 158 33 134

Angestellte/Beamte 254 139 214 222 147 197

Selbstständige 124 123 123 149 63 109

Branche:

privater Sektor 203 132 183 151 119 143

Öffentlicher Dienst 277 127 217 299 129 227

Betriebsgröße:

unter 200 Beschäftige 146 97 139 172 102 152

200 und mehr Beschäftigte 292 158 259 247 154 216

N 1527 708 2235 517 235 752

Quelle: SOEP 2000. Eigene Berechnungen (gewichtet). Nur Teilnehmer an Weiterbildungsmaßnahmen.Abgrenzung Sample siehe Text. „ /“ : Fallzahl < 20.

4.2 Struktur der beruflichen Weiter-bildungsmaßnahmen

In diesem Kapitel wird die Form bzw. die Strukturder von den Erwerbstätigen besuchten Maßnahmenzur beruflichen Weiterbildung beschrieben. Es gehennur diejenigen Personen in die Auswertung ein, dieim dreijährigen Beobachtungszeitraum an mindes-tens einer Maßnahme teilgenommen haben. Betrach-tet werden sämtliche Maßnahmen innerhalb diesesZeitraums. Die Strukturindikatoren beziehen sich,falls mehr als drei Maßnahmen berichtet wurden, er-hebungsbedingt nur auf die drei zuletzt besuchten.

4.2.1 Zeitliches Volumen der Maßnahmen

Im Folgenden wird die Gesamtdauer der im Beo-bachtungszeitraum durchlaufenen Maßnahmen zurberuflichen Weiterbildung betrachtet. Diese wird inStunden gemessen und aus den Antworten auf fol-gende Fragen des SOEP 2000-Interviews generiert:„Wie lange dauerte bzw. dauert der Lehrgang oderKurs insgesamt?“ (Tage; Wochen; Monate) sowie„Wie viele Unterrichtsstunden pro Woche gab es et-wa?“

Tabelle 5 zeigt, dass westdeutsche Weiterbildungs-teilnehmer im untersuchten Drei-Jahres-Zeitraumrund 200 Stunden in beruflicher Weiterbildung in-vestierten; in Ostdeutschland sind es etwas weniger.Sehr markant erscheint die Altersabhängigkeit derMaßnahmendauern: Jüngere Arbeitnehmer in West-und Ostdeutschland absolvieren deutlich mehr Stun-den in Weiterbildungsmaßnahmen als ihre älterenKollegen. Auch zwischen den unterschiedenen Sta-tusgruppen werden nun erstmals deutliche Unter-schiede im Weiterbildungsvolumen deutlich, wobeizu beachten ist, dass von der Beschränkung der Be-trachtung auf Weiterbildungsteilnehmer bereits einetendenziell nivellierende Wirkung ausgeht. In West-deutschland weisen Mütter deutlich geringere Stun-denvolumina in Weiterbildung auf. Teilzeitbeschäf-tigte besuchen weniger intensiv Weiterbildungsmaß-nahmen als Vollzeiterwerbstätige; ältere Teilzeitbe-schäftigte zeigen sowohl in West- als auch in Ost-deutschland die geringsten Stundenvolumina an be-ruflicher Weiterbildung. Sehr geringe Werte werdenauch für ältere Arbeiter, insbesondere in Ostdeutsch-land, beobachtet. Dagegen nehmen Beschäftigte inGroßbetrieben nicht nur häufiger, sondern auch um-fassender an beruflicher Weiterbildung teil als Er-werbstätige in kleineren Betrieben.

Die Ergebnisse der Modellschätzung in Tabelle 6 zei-gen allerdings für Ostdeutschland, dass dort überla-gernde Effekte eine starke Rolle spielen. Außer ei-

nem nur schwach signifikanten Alterseffekt lassensich bei ostdeutschen Weiterbildungsteilnehmern be-züglich der kontrollierten Merkmale keine signifi-kanten Unterschiede in den Volumina der besuchtenMaßnahmen feststellen. Ein anderes Bild zeigt sichfür Westdeutschland. Hier wird der deskriptiv er-mittelte Befund einer kürzeren Teilnahme an Weiter-bildung für ältere Erwerbstätige, Mütter, Teilzeitbe-schäftigte, Arbeiter und in kleinen und mittleren Be-trieben Beschäftigte bestätigt. Die Abschläge in denbetrachteten Gesamtvolumina sind dabei erheblich(pro Merkmalsausprägung rund 100 Stunden im be-trachteten Drei-Jahres-Zeitraum).

4.2.2 Zeitliche Lage der Maßnahmen

In diesem Abschnitt wird gezeigt, welche Teilnehmeran beruflicher Weiterbildung das Privileg besitzen,die Maßnahme zumindest teilweise während der Arbeitszeit besuchen zu können. Falls imUntersuchungszeitraum mehrere Lehrgänge oderKurse besucht wurden, so gehen alle Maßnahmen indie Untersuchung ein. Untersuchungseinheit ist somitneu nicht mehr die jeweilige Person, sondern die je-weils absolvierte Maßnahme. Im Fragebogen SOEP2000 wird gefragt: „Wurde der Lehrgang / Kurswährend der Arbeitszeit durchgeführt?“ Wir fassendie Antworten „Ja, während der Arbeitszeit“ und„teils/teils“ zusammen, um einen Beitrag der Arbeit-geber in Form entgangener produktiver Arbeitszeitzu identifizieren; als Alternativstatus werten wir dieAntwort: „Nein, außerhalb der Arbeitszeit“.

Aus Tabelle 7 wird deutlich, dass in Deutschland dieMehrzahl der Maßnahmen zur beruflichen Weiter-bildung zumindest teilweise während der Arbeits-zeit besucht werden. Der Anteil liegt mit rund 80%in West- und Ostdeutschland ähnlich hoch. Alters-spezifische Unterschiede der Teilnehmer sind nichtauffällig; in Ostdeutschland sind jüngere Erwerbstä-tige etwas häufiger als ältere gezwungen, eine be-rufliche Weiterbildung ausschließlich in ihrer Frei-zeit zu besuchen. Allerdings gibt es sonstige erheb-liche Unterschiede zwischen den verschiedenen so-zioökonomischen Gruppen. Bei jüngeren Erwerbs-tätigen in Ostdeutschland zeigt sich mit sinkendemBildungsniveau eine deutlich geringere Bereit-schaft, eine berufliche Weiterbildung auch in derFreizeit zu durchlaufen. Männer besuchen Maßnah-men zur beruflichen Weiterbildung häufiger wäh-rend der Arbeitszeit als Frauen. Von einer Teilnah-me während der Arbeitszeit überproportional häufigausgeschlossen sind auch erwerbstätige Mütter inWestdeutschland. Bei Teilzeitbeschäftigten erwar-ten Arbeitgeber überproportional häufig, dass dieohnehin knappe Arbeitszeit nicht auch noch durch

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berufliche Weiterbildung geschmälert wird. InGroßbetrieben werden Erwerbstätige häufiger fürZwecke der beruflichen Weiterbildung freigestelltals in Betrieben kleinerer Größe. Selbstständige bil-den sich seltener während ihrer (Kern-) Arbeitszeitweiter als andere.17

In den Ergebnissen der Modellschätzung (Tabelle 8)bestätigt sich sowohl für West- als auch für Ost-deutschland die ungünstigere Situation für Frauenund Teilzeitbeschäftigten, die im Falle einer Teilnah-me an beruflicher Weiterbildung dies seltener als an-dere zumindest teilweise während der Arbeitszeit re-alisieren können. Dabei ist zu beachten, dass dieüberwiegende Mehrzahl der Teilzeitbeschäftigten

Frauen sind. Bei weiblichen Teilzeitbeschäftigten ku-mulieren sich somit die Risiken, für eine beruflicheWeiterbildung die Freizeit opfern zu müssen. Diemarginalen Effekte für den Geschlechtseffekt und

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17 Die Gruppe der Selbstständigen wurde bewusst in dieser Analy-se und den folgenden belassen, nicht zuletzt, um die Homogenitätder Stichprobe über die einzelnen Teilauswertungen hinweg unddamit eine bessere Vergleichbarkeit der Ergebnisse zu erhalten.Die Aussagekraft der Ergebnisse für die Angehörigen dieser beruf-lichen Stellung scheint uns zwar begrenzt, nicht aber gänzlich oh-ne Wert. Entsprechend halten wir uns bei der Ergebnisinterpreta-tion zurück.

Tabelle 6Determinanten des zeitlichen Gesamtvolumens der besuchten beruflichen Weiterbildungs-maßnahmen


Variable Koeffizient t-Wert Koeffizient t-Wert

Alter: 45–64 –103.81** –3.11 –93.05+ –1.96Mit abgeschlossener Berufsausbildung –106.09 –1.14 –564.00 –1.06Mit Fachhoch- oder Hochschulabschluss –102.99 –1.01 –627.62 –1.16Frau –24.32 –0.57 –26.47 –0.48Ausländer 31.77 0.34 .–– .––Frau mit Kind(ern) –83.25* –2.04 –13.62 –0.15Teilzeit –87.94* –2.24 –58.75 –0.79Angestellter 123.51** 2.83 120.61 1.59Selbstständig 101.61+ 1.80 84.68 1.12Öffentlicher Dienst 20.43 0.49 67.91 1.32Großbetrieb 100.45** 3.17 27.27 0.51Pendler 8.43 0.21 0.66 0.01PKW zur Verfügung .–– .–– .–– .––Konstante 323.03+ 1.93 592.80 1.22

N 2121 709Wald-Test (df) 41.79** (21) 13.76 (16)

Quelle: SOEP 2000. Abgrenzung personenbezogenes Sample (nur Weiterbildungsteilnehmer) siehe Text.OLS-Modell. Abhängige Variable: Gesamtvolumen der absolvierten Maßnahmen in Stunden.Robuste Standardfehler. SOEP-Hochrechnungsfaktoren berücksichtigt.Wald-Test: Test auf gemeinsame Signifikanz aller geschätzten Koeffizienten, df: Anzahl Freiheitsgrade.Signifikanzniveaus: ** = p<0.01; * = p<0.05; + = p<0.10.Geschätzte Koeffizienten für einzelne Bundesländer nicht ausgewiesen.

den Teilzeiteffekt in Ostdeutschland sind recht hoch.Immerhin bestätigt sich bei Kontrolle anderer Merk-male die Vermutung nicht, dass das Zusammenlebenmit Kindern hinsichtlich der untersuchten Größe einRisikofaktor darstellt. Hier zeigte sich in der deskrip-tiven Betrachtung offensichtlich ein überlagernderEffekt eines Teilzeit-Status. Ebenfalls in beiden be-trachteten Regionen Deutschlands erhält sich auch in

der Modellschätzung der positive Effekt der Beschäf-tigung in einem Großbetrieb – ein wichtiger nicht-monetärer Benefit für diese Personengruppe. Der be-reits deskriptiv auffällige Befund, dass in Ost-deutschland jüngere Beschäftigte häufiger als älteregezwungen (oder: bereit) sind, für berufliche Weiter-bildung Freizeit zu opfern, erhält sich auch in derModellschätzung.

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Tabelle 7Weiterbildungsteilnehmer mit Maßnahme zumindest teilweise während der Arbeitszeit



20-44 45-64 insg. 20-44 45-64 insg.

% % % % % %

Qualifikation:




Geschlecht:

Mann 85,5 85,8 85,6 81,0 84,0 82,0

Frau 71,4 70,2 71,0 64,8 74,0 67,6

Nationalität:

Deutsche(r) 79,8 79,3 79,7 72,4 78,9 74,5

Ausländer 69,5 87,3 76,1 / / /

Haushaltstyp:

Frau mit Kind(ern) 63,9 / 65,3 71,8 / 71,8

sonstige 80,1 79,7 79,9 72,4 79,1 74,6

Erwerbsstatus:

Vollzeit 82,0 81,6 81,9 75,3 81,8 77,1



Arbeiter 76,6 82,7 77,9 77,5 85,4 78,9


Selbstständige 67,8 56,6 63,6 52,2 61,2 55,9

Branche:

privater Sektor 77,7 77,9 77,7 70,7 76,0 72,0


Betriebsgröße:



N 3466 1652 5118 1104 520 1624

Quelle: SOEP 2000. Eigene Berechnungen (gewichtet). Kursbezogenes Sample (Nur Teilnehmer an Weiterbildungsmaßnah-men).Abgrenzung Sample siehe Text. „ /“ : Fallzahl < 20.

4.2.3 Finanzierungsträger der Maßnahmen

Im Folgenden wird analysiert, welche Teilnehmer anberuflicher Weiterbildung im Rahmen ihrer jeweili-gen Weiterbildungsmaßnahme überproportional häu-fig von ihrem Arbeitgeber finanziell unterstützt wer-den. Im Fragebogen SOEP 2000 wurde gefragt: „Er-hielten Sie für diese Weiterbildungsmaßnahme finan-zielle Unterstützung oder Lohnfortzahlung vom Ar-beitgeber, vom Arbeitsamt oder von einer anderenStelle?“ Nachfolgend wird geprüft, welche Personen-gruppen überproportional häufig mit „Ja, vom Ar-beitgeber“ antworteten. Untersuchungseinheit ist er-neut die einzelne Maßnahme. Dies impliziert, dasssämtliche durchlaufene Maßnahmen pro Teilnehmerin die Analyse eingehen können.

Die Ergebnisse in Tabelle 9 zeigen, dass in den weit-aus meisten Fällen von beruflicher Weiterbildung derArbeitgeber zumindest für einen Teil der entstehen-den Kosten aufkommt. In Westdeutschland berichtenrund 80% über eine finanzielle Unterstützung durchden Arbeitgeber, in Ostdeutschland sind es nur ge-ringfügig weniger. Auffällig ist, dass Frauen, die sichberuflich weiterbilden, seltener von ihrem Arbeitge-ber unterstützt werden als Männer. Dies gilt sowohlfür West- als auch für Ostdeutschland. Auch Teilzeit-beschäftigte und Mitarbeiter in kleineren oder mittle-ren Betrieben kommen seltener in den Genuss einerfinanziellen Unterstützung durch ihren Arbeitgeber,wenn sie sich weiterbilden. In Westdeutschland wer-den Angehörige des öffentlichen Dienstes finanzielletwas seltener bei ihren Weiterbildungsbemühungen

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Tabelle 8Determinanten der Wahrscheinlichkeit, an einer beruflichen Weiterbildungsmaßnahme zu-mindest teilweise während der Arbeitszeit teilzunehmen



Alter: 45–64 –0.01 –0.02 –0.39 0.08 0.27** 2.73Mit abgeschlossener Berufsausbildung 0.02 0.07 0.65 0.03 0.11 0.37Mit Fachhoch- oder Hochschulabschluss –0.02 –0.08 –0.69 –0.05 –0.15 –0.50Frau –0.13 –0.50** –7.00 –0.12 –0.42** –3.68Ausländer –0.07 –0.24+ –1.74 .–– .–– .––Frau mit Kind(ern) –0.01 –0.05 –0.38 0.00 0.01 0.04Teilzeit –0.06 –0.21** –2.61 –0.16 –0.49** –3.78Angestellter 0.07 0.27** 3.06 –0.03 –0.12 –0.76Selbstständig 0.04 0.16 1.27 –0.22 –0.64** –3.40Öffentlicher Dienst 0.02 0.09 1.49 –0.00 –0.00 –0.02Großbetrieb 0.09 0.33** 5.62 0.18 0.63** 6.02Pendler 0.01 0.06 0.98 0.02 0.07 0.66PKW zur Verfügung .–– .–– .–– .–– .–– .––Konstante 1.13** 4.65 0.84** 2.66

N 4896 1542Wald-Test (df) 187.79** (21) 140.31** (16)

Quelle: SOEP 2000. Abgrenzung kursbezogenes Sample siehe Text.Probit-Modell. Abhängige Variable: Teilnahme während der Arbeitszeit: nein (0); ja, zumindest teilweise (1).Robuste Standardfehler. SOEP-Hochrechnungsfaktoren berücksichtigt.Wald-Test: Test auf gemeinsame Signifikanz aller geschätzten Koeffizienten, df:Anzahl Freiheitsgrade.Signifikanzniveaus: ** = p<0.01; * = p<0.05; + = p<0.10.Geschätzte Koeffizienten für einzelne Bundesländer nicht ausgewiesen.

unterstützt als in der Privatwirtschaft Erwerbstätige.Ansonsten zeigt sich ein recht ausgeglichenes Bildzwischen verschiedenen sozioökonomischen Grup-pen.

Auch bei Kontrolle anderer Merkmale erhält sich so-wohl in West- als auch in Ostdeutschland der Befund,dass Männer häufiger als Frauen und Beschäftigte inGroßbetrieben häufiger als solche in kleineren Be-

trieben finanziell vom Arbeitgeber unterstützt wer-den, wenn sie an beruflicher Weiterbildung teilneh-men (Tabelle 10). Nur in Ostdeutschland bestätigtsich, dass Teilzeitbeschäftigte finanziell systematischseltener (c.p. –15%) unterstützt werden als Vollzeit-beschäftigte. Die bereits deskriptiv ermittelte relativgeringere Unterstützung der Angehörigen des west-deutschen öffentlichen Dienstes durch den Arbeitge-ber wird auch in der Modellschätzung bestätigt. In

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Tabelle 9Finanzielle Unterstützung der beruflichen Weiterbildungsmaßnahme durch den Arbeitgeber



20-44 45-64 insg. 20-44 45-64 insg.

% % % % % %

Qualifikation:




Geschlecht:

Mann 83,3 82,5 83,0 81,0 77,5 79,9

Frau 72,7 69,6 71,7 69,5 71,6 70,1

Nationalität:

Deutsche(r) 79,2 76,9 78,5 74,8 74,3 74,7

Ausländer 67,4 84,3 73,3 / / /

Haushaltstyp:

Frau mit Kind(ern) 74,6 / 74,5 69,1 / 69,6

sonstige 79,0 77,2 78,4 75,1 74,4 74,9

Erwerbsstatus:

Vollzeit 80,3 79,2 79,9 77,9 75,8 77,2



Arbeiter 79,8 83,6 80,6 73,7 80,9 74,9


Branche:

privater Sektor 80,0 81,4 80,4 74,7 76,3 75,1


Betriebsgröße:



N 3218 1469 4687 1009 457 1466

Quelle: SOEP 2000. Eigene Berechnungen (gewichtet). Kursbezogenes Sample (Nur Teilnehmer an Weiterbildungsmaßnah-men). Abgrenzung Sample siehe Text. „ /“ Fallzahl < 20.

Westdeutschland genießen Pendler, die sich beruflichweiterbilden, überproportional häufig finanzielleUnterstützung von ihrem Arbeitgeber. In Verbindungmit den Ergebnissen von Abschnitt 4.1.4 sowie derfolgenden Teiluntersuchung ist zu vermuten, dass diezeitlich und finanziell überproportionale Belastungder Pendler ein Eigenengagement in beruflicheWeiterbildung behindert, welches Arbeitgeber durchfinanzielle Unterstützung bei Weiterbildung(teil)kompensieren.

4.2.4 Finanzielle Belastung der Maßnahmen-teilnehmer

Abschließend wird in diesem Abschnitt betrachtet,wie stark die Arbeitnehmer selbst durch direkte Kos-

ten der beruflichen Weiterbildungsmaßnahmen belas-tet werden. Untersuchungseinheit ist nunmehr wie-der die erwerbstätige Person. Die entsprechende Fra-ge im Fragebogen des SOEP 2000 lautet: „Wie hochwaren die Kosten, die Ihnen selbst durch die Teilnah-me an der Weiterbildungsmaßnahme entstandensind?“ (Antwort in DM). Diese Frage wird im SOEPgrundsätzlich für jeden durchlaufenen Kurs erhoben,hat eine Befragungsperson allerdings mehr als 3Weiterbildungskurse in den letzten 3 Jahren durch-laufen, nur für die letzten drei Kurse. Wir kumulierendiese Angaben und erhalten so die finanzielle Belas-tung der Teilnehmer über den gesamten dreijährigenUntersuchungszeitraum hinweg.

Aus Tabelle 11 wird ersichtlich, dass westdeutscheWeiterbildungsteilnehmer innerhalb von drei Jahren

100 ZAF 2/2004


Tabelle 10Determinanten einer finanziellen Unterstützung der beruflichen Weiterbildungsmaßnahmedurch den Arbeitgeber



Alter: 45–64 –0.01 –0.03 –0.43 –0.01 –0.04 –0.38Mit abgeschlossener Berufsausbildung 0.03 0.11 0.99 0.27 0.78* 1.99Mit Fachhoch- oder Hochschulabschluss –0.03 –0.10 –0.81 0.16 0.64 1.58Frau –0.09 –0.33** –4.60 –0.08 –0.26* –2.28Ausländer –0.07 –0.24 –1.46 .–– .–– .––Frau mit Kind(ern) 0.04 0.15 1.05 –0.04 –0.14 –0.66Teilzeit –0.03 –0.10 –1.14 –0.15 –0.44** –3.43Angestellter 0.00 0.01 0.08 –0.03 –0.12 –0.78Öffentlicher Dienst –0.04 –0.16** –2.59 –0.03 –0.11 –1.09Großbetrieb 0.10 0.33** 5.82 0.19 0.65** 6.56Pendler 0.03 0.12* 2.16 –0.01 –0.04 –0.39PKW zur Verfügung .–– .–– .–– .–– .–– .––Konstante .–– 1.42** 6.09 .–– 0.52 1.22

N 4759 1437Wald-Test (df) 147.59** (20) 101.87** (15)

Quelle: SOEP 2000. Abgrenzung kursbezogenes Sample siehe Text.Probit-Modell. Abhängige Variable: Finanzierung durch Arbeitgeber: nein (0), ja (1).Robuste Standardfehler. SOEP-Hochrechnungsfaktoren berücksichtigt.Wald-Test: Test auf gemeinsame Signifikanz aller geschätzten Koeffizienten, df: Anzahl Freiheitsgrade.Signifikanzniveaus: ** = p<0.01; * = p<0.05; + = p<0.10.Geschätzte Koeffizienten für einzelne Bundesländer nicht ausgewiesen.

im Mittel rund 400 DM selbst für ihre beruflicheWeiterbildung aufbringen mussten. In Ostdeutsch-land liegt der entsprechende Betrag mit rund 280 DMdeutlich niedriger. Sowohl in West- als auch in Ost-deutschland fällt auf, dass Jüngere finanziell erheb-lich mehr in ihre berufliche Weiterbildung investie-ren als Ältere. Mit Abstand am wenigsten investierenältere Arbeiter: Sowohl in West- als auch in Ost-deutschland wandte diese Gruppe innerhalb von dreiJahren deutlich weniger als 100 DM eigene Mittel für

die berufliche Weiterbildung auf. Auch wenn die Zu-rückhaltung der älteren Beschäftigten aufgrund derkürzeren verbleibenden Arbeitsdauer ökonomisch ra-tional erscheint, stellt sich die Frage, ob lebenslangesLernen nicht nur ein Lippenbekenntnis bleibt, wennältere Erwerbstätige – die aufgrund der in Deutsch-land verbreiteten Senioritätsentlohnungssysteme inaller Regel erheblich mehr als jüngere verdienen – sowenig selbst in ihre berufliche Weiterbildung inves-tieren. Eine alternative Interpretation dieses Ergeb-

ZAF 2/2004 101


Tabelle 11Finanzielle Belastung der Teilnehmer an beruflichen Weiterbildungsmaßnahmen (direkte Kosten in DM)



20-44 45-64 insg. 20-44 45-64 insg.

Mittelwert Mittelwert Mittelwert Mittelwert Mittelwert Mittelwert

Qualifikation:

ohne abgeschlossene Berufsausbildung 924 301 774 / / 455

mit abgeschlossener Berufsausbildung 371 304 350 258 140 220

mit Fachhochschul-/Uni-Abschluss 539 401 483 602 248 493

Geschlecht:

Mann 442 351 412 497 207 406

Frau 441 301 395 176 119 158

Nationalität:

Deutsche(r) 419 338 393 336 163 282

Ausländer 1031 / 759 / / /

Haushaltstyp:

Frau mit Kind(ern) 487 / 402 234 / 199

sonstige 440 335 405 342 166 286

Erwerbsstatus:

Vollzeit 442 357 415 321 165 272

Teilzeit/geringfügige Beschäftigung 443 219 351 460 140 371


Arbeiter 284 71 238 481 80 407

Angestellte/Beamte 372 186 308 215 72 168

Selbstständige 1417 1734 1537 996 779 909

Branche:

privater Sektor 517 450 509 402 270 371

Öffentlicher Dienst 297 147 237 211 78 155

Betriebsgröße:

unter 200 Beschäftigte 582 503 555 409 227 355

200 und mehr Beschäftigte 332 178 283 224 81 176

N 1527 708 2235 517 235 752

Quelle: SOEP 2000; Eigene Berechnungen (gewichtet). Nur Teilnehmer an Weiterbildungsmaßnahmen.Abgrenzung Sample siehe Text. „/“: Fallzahl < 20.

nisses, dass nämlich ältere Erwerbstätige leichter Zu-gang zu vollständig arbeitgeberseitig finanziertenMaßnahmen finden und das ermittelte Ergebnis somitnicht für eine tendenzielle Weiterbildungsabstinenzder älteren Beschäftigten gelten würde, kann auf-grund der bisher berichteten Ergebnisse, z. B. derje-nigen von Abschnitt 4.2.5, ausgeschlossen werden.Dies gilt eher für Beschäftigte in Großbetrieben, diein ihren Weiterbildungsbemühungen ganz offenkun-dig finanziell stark subventioniert werden. Ein ande-res Bild zeigt sich bei Ausländern. Die Weiterbil-dungsteilnehmer dieser Gruppe sind bereit (oder sindgezwungen), hohe Beträge selbst beizusteuern. Auf-fällig ist, dass Angehörige des öffentlichen Diensteserheblich weniger eigene Mittel in die beruflicheWeiterbildung investieren als in der PrivatwirtschaftTätige. Dass Selbstständige mit Abstand am stärkstendurch berufliche Weiterbildung belastet werden, sollan dieser Stelle nicht überinterpretiert werden, da

diese Statusgruppe Weiterbildungsteilnehmer und„Arbeitgeber“ in Personalunion ist.

Aus den Ergebnissen der Modellschätzung (Tabelle12) wird deutlich, dass überlagernde Effekte bei denoben beschriebenen Strukturen eine erhebliche Rollespielen. Sowohl in West- als auch in Ostdeutschlandbleibt jedoch – neben dem Effekt für Selbstständige –ein negativer Alterseffekt bestehen. Ältere Erwerbs-tätige investierten in beiden Regionen c.p. rund 150DM weniger in ihre berufliche Weiterbildung als jün-gere. Bemerkenswert ist zudem, dass Pendler auchbei Kontrolle anderer Merkmale deutlich weniger Ei-genmittel in berufliche Weiterbildung in West- undOstdeutschland investieren. Vor dem Hintergrund derbisherigen Ergebnisse werden hier deutliche finan-zielle und zeitliche Restriktionen bei dieser Perso-nengruppe sichtbar.

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Tabelle 12Determinanten der finanziellen Belastung der Weiterbildungsteilnehmer (in DM)


Variable Koeffizient t-Wert Koeffizient t-Wert

Alter: 45–64 –152.09+ –1.83 –150.45* –2.21Mit abgeschlossener Berufsausbildung –12.50 –0.10 –66.83 –0.26Mit Fachhoch- oder Hochschulabschluss 178.08 1.24 173.91 0.60Frau –26.84 –0.18 –222.25* –2.16Ausländer 417.43 1.31 .–– .––Frau mit Kind(ern) 3.40 0.02 –20.68 –0.18Teilzeit 36.52 0.18 317.23 1.52Angestellter 219.41* 2.48 –143.69 –0.70Selbstständig 1244.03** 5.71 705.27* 2.50Öffentlicher Dienst –113.66 –1.46 –39.09 –0.49Großbetrieb –0.64 –0.01 –25.06 –0.21Pendler –126.72+ –1.68 –171.88* –2.19PKW zur Verfügung .–– .–– .–– .––Konstante 557.66 1.30 392.74 1.61

N 2121 709Wald-Test (df) 69.93** (21) 43.52** (16)

Quelle: SOEP 2000. Abgrenzung personenbezogenes Sample (nur Weiterbildungsteilnehmer) siehe Text.OLS-Modell. Abhängige Variable: Direkte Kosten für Arbeitnehmer (in DM).Robuste Standardfehler. SOEP-Hochrechnungsfaktoren berücksichtigt.Wald-Test: Test auf gemeinsame Signifikanz aller geschätzten Koeffizienten, df: Anzahl Freiheitsgrade.Signifikanzniveaus: ** = p<0.01; * = p<0.05; + = p<0.10.Geschätzte Koeffizienten für einzelne Bundesländer nicht ausgewiesen.

ZAF 2/2004 103


4.3 Weiterbildungsbedarf und -teilnahmenach Inhalten

4.3.1 Subjektiv berichteter Weiterbildungs-bedarf

Die BiBB/IAB-Erhebung von 1998/99 enthält in fürDeutschland einmaliger Form die Frage danach, wel-che Inhalte von Weiterbildung die Befragten für sichselbst als hilfreich erachten würden (Frage F. 211):„Bitte sehen Sie diese Liste (...) einmal durch. Sinddarunter Gebiete, in denen Sie Ihre Kenntnisse durchWeiterbildung ergänzen, auffrischen oder erweiternmüssten? Wenn ja, welche sind das?“ (Vorgabe: 18Items; Mehrfachnennung möglich). In Tabelle 13wird zunächst im oberen Teil der Tabelle pro Item derAnteil derjenigen Personen ausgewiesen, die in demjeweiligen Item für sich einen Weiterbildungsbedarfsahen.

Den mit Abstand stärksten Weiterbildungsbedarf fürsich sehen die Erwerbstätigen bei PC-Standardpro-grammen. Dabei sind kaum Alters- oder West-/Ost-Unterschiede erkennbar (16%–18% der Befragten).In Westdeutschland am zweithäufigsten werden, ins-besondere von Jüngeren, Defizite in Fremdsprachen-kenntnissen genannt (rund 8%). In Ostdeutschlandspielen Arbeitsschutz (11%) und Rechtskenntnisse(8%) eine leicht dominierende Rolle. Die relativ star-ke Besetzung der Restkategorie zeigt, dass die Listeder vorgegebenen Weiterbildungsinhalte nicht er-schöpfend ist. Dies belegt die inhaltliche Vielfältig-keit des als notwendig erkannten Weiterbildungsbe-darfs in Deutschland. Im unteren Teil von Tabelle 13wird nachrichtlich über die Anzahl Item-Nennungenpro Befragten informiert. Der Anteil derjenigen, diefür sich keinen Weiterbildungsbedarf sehen, ist inWestdeutschland mit 43% etwas höher als in Ost-deutschland (35%). Die meisten Erwerbstätigen mitWeiterbildungsbedarf nennen nur ein Item (rund einDrittel der Befragten). 13% der westdeutschen Er-werbstätigen und 16% der ostdeutschen sieht Bedarfin zwei Qualifikationskomponenten. Danach halbiertsich der Anteil mit jeweils jedem zusätzlichen Item.Dies könnte als Indiz für eine recht starke Speziali-sierung der deutschen Erwerbstätigen gewertet wer-den. Eine andere Interpretation wäre die, dass dieschulische und die berufliche Erstausbildung der Er-werbstätigen so umfassend war, dass sie ausreicht,um den späteren Anforderungen des Arbeitsplatzeszu genügen (vgl. hierzu auch Abschnitt 4.4.2).

In einer Logit-Modellschätzung wird zusätzlich be-trachtet, wer von den Befragten Weiterbildungsbe-darf (in mindestens einer Qualifikationskomponen-ten) nennt, und wer nicht. Die Ergebnisse in Tabelle

14 belegen, dass ein Bedarf in der Regel überpropor-tional häufig von denjenigen Personengruppen ge-nannt wird, die auch tatsächlich überproportionalhäufig in Weiterbildungsmaßnahmen vertreten sind:Jüngere, besser Ausgebildete, Männer. Vollzeitbe-schäftigte, Angestellte und (in Ostdeutschland)Selbstständige, Beschäftigte im öffentlichen Dienstund (in Westdeutschland) in Großbetrieben. Dieskönnte als Indiz für einen tendenziell eher vertiefen-den als ergänzenden Charakter von beruflicherWeiterbildung in Deutschland gewertet werden. Einemarkante Ausnahme bildet allerdings die Beobach-tung, dass Mütter in Westdeutschland (die nicht häu-figer als andere Gruppen in Weiterbildungsmaßnah-men vertreten sind; vgl. Abschnitt 4.1) signifikantüberproportional häufig bei sich einen Weiterbil-dungsbedarf identifizieren. Dieses Ergebnis dürfteeher dahingehend interpretiert werden, dass hier einebestimmte Personengruppe den Zugang zu Weiterbil-dungsmaßnahmen, die als notwendig erachtet wer-den, nicht ohne weiteres realisieren kann. Ein Blickauf die Odds Ratios zeigt schließlich, dass die Unter-schiede zwischen den verschiedenen Statusgruppenteilweise sehr erheblich ausfallen. Die relative Wahr-scheinlichkeit, dass ein Arbeiter einen Weiterbil-dungsbedarf äußert, liegt c. p. sowohl in West- alsauch in Ostdeutschland bei gut einem Drittel derjeni-gen eines Angestellten.

4.3.2 Ergänzende und vertiefendeWeiterbildung

In der BiBB/IAB-Erhebung 1998/99 wurde nicht nurgefragt, in welchen inhaltlichen Feldern die Befrag-ten für sich einen Weiterbildungsbedarf sehen (FrageF.211; vgl. Abschnitt 4.3.1). Zuvor wurde gefragt,welche Kenntnisse für die Ausübung der aktuellen Tätigkeit von besonderer Bedeutung seien (FrageF.210): „Bitte sehen Sie einmal alle Punkte auf die-ser Liste durch. Auf welchen Gebieten brauchen Siebei Ihrer derzeitigen Tätigkeit besondere Kenntnisse,also nicht nur Grundkenntnisse?“). Gelistet sind die-selben 18 Items wie in Frage F.211. Dies ermöglichteinen Abgleich der Antworten zu tatsächlich benötig-ten Fertigkeiten und subjektiv als notwendig erachte-ten Weiterbildungsinhalten. Im Folgenden sprechenwir von „vertiefender Weiterbildung“, wenn eine Be-fragungsperson einen Weiterbildungsbedarf hinsicht-lich einer Qualifikationskomponenten nennt, die siegleichzeitig nennt bei der Frage nach benötigten be-sonderen Kenntnissen bei der Ausübung der aktuel-len Tätigkeit. Im Gegensatz dazu sprechen wir von„ergänzender Weiterbildung“, wenn ein Weiterbil-dungsbedarf in Bereichen genannt wird, die bei derFrage nach aktuell benötigten besonderen Kenntnis-sen nicht berichtet wurden. Im oberen Teil von Tabel-

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Tabelle 13Individueller Bedarf an beruflicher Weiterbildung von Erwerbstätigen



20-44 45-64 insg. 20-44 45-64 insg.

% % % % % %

Mathematik1) 3,7 2,9 3,4 3,6 3,9 3,7Deutsch2) 3,6 3,5 3,6 3,3 3,4 3,3Vortragstechnik3) 4,7 4,0 4,4 3,6 2,8 3,3Fremdsprachen4) 8,4 7,4 8,0 8,2 5,5 7,1Vertrieb5) 3,7 3,4 3,6 4,3 4,3 4,3Gestaltung, Design6) 2,3 1,9 2,2 3,0 1,7 2,5PC-Standardprogramme7) 17,4 18,5 17,8 16,8 15,8 16,4Programmieren8) 3,0 2,4 2,8 2,5 2,4 2,4Computertechnik9) 6,0 6,0 6,0 6,5 6,8 6,7andere Techniken10) 5,9 4,9 5,5 7,5 7,2 7,4Arbeits-, Tarifrecht11) 4,3 4,0 4,2 6,1 6,4 6,2andere Rechtskenntnisse12) 5,1 5,0 5,0 7,8 8,9 8,2Management13) 6,2 6,0 6,1 5,6 5,0 5,3Finanzierung14) 4,3 3,9 4,2 6,8 6,8 6,8Controlling15) 2,8 3,2 3,0 2,6 3,5 2,9Arbeitsschutz16) 6,8 6,9 6,8 10,2 12,5 11,1Medizinische Kenntnisse17) 5,3 4,3 4,9 5,1 5,1 5,1andere Fachkenntnisse18) 17,1 14,5 16,1 18,8 17,4 18,2

Anzahl Nennungen pro Person:0 41,5 46,3 43,4 34,2 35,8 34,81 32,8 30,0 31,7 36,4 35,8 36,12 13,4 11,6 12,7 16,4 15,1 15,93 6,1 6,2 6,1 7,2 7,5 7,44 3,1 2,9 3,0 2,8 2,9 2,85 1,5 1,3 1,4 1,3 1,3 1,36–18 1,8 1,7 1,8 1,8 1,6 1,7

16278 9131 25409 3627 2250 5877

(Selbsteinschätzung bei 18 vorgegebenen Qualifikationskomponenten; Spaltenprozente, Mehrfachnennungen möglich)

Genaue Bezeichnungen lt. Fragebogen:1) Rechnen, Mathematik, Statistik2) Deutsch, Rechtschreibung, schriftlicher Ausdruck3) Vortragstechnik, freie Rede, Verhandlungsführung4) Fremdsprachen5) Vertrieb, Marketing, Werbung, PR/Öffentlichkeitsarbeit6) Gestaltung, Design, Visualisierung, Media, Layout7) Anwendung von Computer/PC-Standardprogrammen8) Entwicklung von Computersoftware, Programmieren,

Systemanalyse9) Computertechnik (EDV-Hardware), Mikroelektronik

10) (neben Computertechnik, Punkt 9)11) Arbeitsrecht (Betriebsverfassungsgesetz, Tarifrecht,

Kündigungsschutz u.Ä.)12) (neben Arbeitsrecht, Punkt 11)13) Management, Personalführung, Organisation, Planung14) Finanzierung, Kreditwesen, Steuern15) Rationalisierungstechniken, Arbeitsstudien, Kostenwesen/

Controlling16) Arbeitsschutz, Unfallverhütung, Sicherheits- und Umweltschutzvorschriften17) Medizinische Kenntnisse18) (neben Punkten 1–17)

Quelle: Eigene Auswertung der BiBB/IAB-Erhebung 1998/99.

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Tabelle 14Determinanten des Bedarfs an beruflicher Weiterbildung


Koeff. Odds Ratio Mittelwert Koeff. Odds Ratio Mittelwert

(Konstante) 0,7795** – – 1,2366** – –Alter –0,0136** 0,986 40,667 –0,0150** 0,985 41,329Ohne abgeschlossene Berufsausbildung –0,6861** 0,504 0,132 –0,3731* 0,689 0,032Mit Fachhoch- oder Hochschulabschluss 0,6004** 1,823 0,17 0,5032** 1,654 0,197Mann 0,4470** 1,564 0,575 0,4381** 1,55 0,522Ausländer –0,0482 0,953 0,049 – – –Frau mit Kind(ern)1) 0,1269** 1,135 0,177 –0,0537 0,948 0,235Teilzeit2) –0,4323** 0,649 0,072 –0,9560** 0,384 0,025Arbeiter –0,9395** 0,391 0,269 –1,0477** 0,351 0,304Selbstständig 0,0409 1,042 0,106 0,2590** 1,296 0,124Öffentlicher Dienst3) 0,1972** 1,218 0,146 0,2845** 1,329 0,15Großbetrieb4) 0,2582** 1,295 0,109 0,1259 1,134 0,054

Mittelwerte derabhängigen Variablen (gewichtet/ungewichtet) 0,554 / 0,567 0,638 / 0,648-2 Log L 32522.545** 7238.183**N 25683 5958

Signifikanzniveaus: ** = p<0.01; * = p<0.05; + = p<0.10.Referenzkategorien: Mit abgeschlossener Berufsausbildung; Angestellter.1) mit Kindern bis 16 Jahren.2) Wochenarbeitszeit bis 19 Stunden.3) Beschäftigte in: Schule, Fachschule, Hochschule, Kindergarten, Kinderkrippe, sonst. Bildungs- und Forschungseinrich-

tungen; Öffentliche Verwaltung (Staat, Gemeinden), Sozialversicherung, Gericht, Polizei.4) Betriebsgröße 1000 Beschäftigte und mehr.Abhängige Variable: Hat Weiterbildungsbedarf in mindestens einem der 18 Items von F. 211*: 1 = ja, 0 = nein.Fallzahlen und Mittelwerte ungewichtet.

Quelle: Eigene Auswertung der BiBB/IAB-Erhebung 1998/99 (Logit-Modell).

le 15 wird – pro Qualifikationskomponente – der sogenannte Vertiefungsgrad ausgewiesen. Als „Vertie-fungsgrad“ verstehen wird den Anteil derjenigen Er-werbstätigen, die – bei genanntem Weiterbildungsbe-darf in dem jeweiligen Item – gleichzeitig angeben,sie würden in der jeweiligen Qualifikationskompo-nenten bereits über besondere Kenntnisse verfügen(Alternativstatus: Angabe eines Weiterbildungsbe-darfs im jeweiligen Item, ohne dass bereits über ent-sprechende Kenntnisse verfügt wird).

Die Ergebnisse in Tabelle 15 zeigen für die meistenItems einen eher vertiefenden als ergänzenden Cha-rakter der beruflichen Weiterbildung in Deutschland.Dies war angesichts der Tatsache, dass in Deutsch-land die schulische Allgemeinbildung und die beruf-liche Erstausbildung bereits eine Vielfalt von Kennt-nissen vermittelt, zu erwarten. Entsprechend spieltdie in angelsächsischen Ländern mit geringer ausge-bildetem Berufsbildungssystem dominierende inten-sive Trainingsphase zu Beginn einer neuen Tätigkeit

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Tabelle 15Vertiefungsgrad einzelner Komponenten der beruflichen Weiterbildung sowie des gesamtenWeiterbildungsbedarfs



20-44 45-64 insg. 20-44 45-64 insg.

% % % % % %

Mathematik1) 74,2 80,4 76,3 81,9 87,2 84,1Deutsch2) 62,6 72,4 66,4 72,5 78,5 75,0

Vortragstechnik3) 58,8 67,3 61,8 68,4 68,1 68,3

Fremdsprachen4) 47,1 47,3 47,2 40,0 37,3 39,1

Vertrieb5) 52,6 58,7 54,8 63,2 63,3 63,2

Gestaltung, Design6) 59,0 58,4 58,8 55,3 54,7 55,1

PC-Standardprogramme7) 63,0 65,9 64,2 58,9 62,4 60,3

Programmieren8) 47,0 38,7 44,2 39,5 46,0 42,1

Computertechnik9) 42,7 39,5 41,5 42,4 37,7 40,4

andere Techniken10) 76,3 73,6 75,4 77,5 71,8 75,2

Arbeits-, Tarifrecht11) 52,7 57,5 54,5 43,4 60,0 50,4

andere Rechtskenntnisse12) 69,3 68,7 69,1 65,0 74,5 69,2

Management13) 56,5 67,8 60,8 56,7 69,2 61,4

Finanzierung14) 67,4 73,1 69,5 71,1 77,6 73,7

Controlling15) 42,5 48,9 45,2 49,0 51,6 50,3

Arbeitsschutz16) 68,2 74,3 70,6 75,2 74,3 74,8

Medizinische Kenntnisse17) 83,2 79,8 82,1 83,9 82,0 83,1

andere Fachkenntnisse18) 77,4 75,5 76,7 73,8 72,5 73,3

Weiterbildungsbedarf ...

überwiegend vertiefend 59,3 60,0 59,6 57,9 59,8 58,7

überwiegend ergänzend 34,0 33,2 33,8 34,3 32,7 33,6

ausgewogen 6,6 6,8 6,6 7,8 7,5 7,7

N min (Item-Ebene) 453 189 588 88 40 139

N max (Item-Ebene) 2897 1732 4629 707 391 1098

1) – 18): vgl. Tabelle 13.Quelle: Eigene Auswertung der BiBB/IAB-Erhebung 1998/99.

charakteristische ergänzende Weiterbildung eine ge-ringere Rolle. Der Vertiefungsgrad ist besondershoch in denjenigen Bereichen, deren Berufsbilder be-reits durch eine hohe Spezialisierung charakterisiertwerden, so z.B. im mathematisch/technischen undinsbesondere im medizinischen Bereich. Für West-und Ostdeutschland ergeben sich ähnliche Muster.Bemerkenswert ist, dass der Anteil der Erwerbstäti-gen in Ostdeutschland, die für sich einen ergänzen-den Weiterbildungsbedarf in den klassischen Inhalte

„Deutsch“ und „Mathematik“ sehen, niedriger ist alsin Westdeutschland. Dies könnte den hohen Stellen-wert reflektieren, den diese Fächer in der ostdeut-schen allgemeinen Schulausbildung genießen. Einumgekehrtes Bild zeigt sich für Fremdsprachen. Dieskönnte auf Defizite bei der Fremdsprachenvermitt-lung in Ostdeutschland hinweisen. Allerdings bleibtbei dieser Interpretation die unterschiedliche Anfor-derungsstruktur der Arbeitsplätze in West- und Ost-deutschland unberücksichtigt. Es wäre sicher von

ZAF 2/2004 107


Interesse, diese Analyse an anderer Stelle in differen-zierterer Form weiterzuführen.

Der überwiegend vertiefende Charakter der beruf-lichen Weiterbildung wird in der aggregierten Be-trachtung über alle Bereiche hinweg (unterer Tabel-lenbereich) bestätigt. Hier werden nur Personen be-trachtet, die in mindestens einem Item einen Weiter-

bildungsbedarf indizierten. Für diese erfolgt eineAnalyse über alle 18 Items hinweg. „Überwiegendvertiefend“ bedeutet dabei: (Summe der Item-Paare,bei denen gleichzeitig Weiterbildungsbedarf und be-reits bestehende besondere Kenntnisse genannt wur-de) > (Summe der Item-Paare, bei denen Weiterbil-dungsbedarf genannt wurde, ohne dass bereits überentsprechende Kenntnisse verfügt wird). Entspre-

Tabelle 16Determinanten der Wahrscheinlichkeit, dass ein geäußerter Bedarf an beruflicher Weiterbil-dung überwiegend vertiefend ist


Koeff. Odds Ratio Mittelwert Koeff. Odds Ratio Mittelwert

(Konstante) 0,5691** – – 0,4820** – –Alter –0,0020 0,998 40,667 –0,0005 0,999 41,329Ohne abgeschlossene Berufsausbildung 0,0337 1,034 0,132 –0,1447 0,865 0,032Mit Fachhoch- oder Hochschulabschluss 0,0053 1,005 0,170 0,0946 1,099 0,197Mann –0,0447 0,956 0,575 –0,0298 0,971 0,522Ausländer 0,0307 1,031 0,049 – – –Frau mit Kind(ern)1) –0,1613** 0,851 0,177 –0,2169* 0,805 0,235Teilzeit2) –0,0077 0,992 0,072 –0,191 0,826 0,025Arbeiter –0,1791** 0,836 0,269 –0,2296* 0,795 0,304Selbstständig –0,004 0,996 0,106 0,0253 1,026 0,124Öffentlicher Dienst3) 0,0235 1,024 0,146 –0,0218 0,978 0,150Großbetrieb4) –0,0303 0,970 0,109 0,0364 1,037 0,054

Mittelwerte der abhängigen Variablen(gewichtet/ungewichtet) 0,596 / 0,600 0,587 / 0,589-2 Log L 19569,292** 5200,121**N 14555 3852

Signifikanzniveaus: ** = p<0.01; * = p<0.05; + = p<0.10.Nur Personen mit Weiterbildungsbedarf in mindestens einem Item.Referenzkategorien: Mit abgeschlossener Berufsausbildung; Angestellter.1) mit Kindern bis 16 Jahren.2) Wochenarbeitszeit bis 19 Stunden.3) Beschäftigte in: Schule, Fachschule, Hochschule, Kindergarten, Kinderkrippe, sonst. Bildungs- und Forschungseinrich-

tungen; Öffentliche Verwaltung (Staat, Gemeinden), Sozialversicherung, Gericht, Polizei.4) Betriebsgröße 1000 Beschäftigte und mehr.Abhängige Variable: Weiterbildungsbedarf ist überwiegend vertiefend = 1 (Alternativstatus: überwiegend ergänzend oderausgewogen= 0).Fallzahlen und Mittelwerte ungewichtet.Quelle: Eigene Auswertung der BiBB/IAB-Erhebung 1998/99 (Logit-Modell).

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chend meint „überwiegend ergänzend“: (Summe derItem-Paare, bei denen gleichzeitig Weiterbildungsbe-darf und bereits bestehende besondere Kenntnissegenannt wurde) < (Summe der Item-Paare, bei denenWeiterbildungsbedarf genannt wurde, ohne dassbereits über entsprechende Kenntnisse verfügt wird).„Ausgewogen“ bedeutet schließlich: (Summe derItem-Paare, bei denen gleichzeitig Weiterbildungs-bedarf und bereits bestehende besondere Kenntnissegenannt wurde) = (Summe der Item-Paare, bei denenWeiterbildungsbedarf genannt wurde, ohne dassbereits über entsprechende Kenntnisse verfügt wird).

Die Determinanten der Wahrscheinlichkeit, dass diesubjektiv als notwendig erkannten Inhalte beruflicherWeiterbildung eher vertiefenden (versus ergänzendenoder ausgewogenen) Charakter besitzen, werdenschließlich mit einem Logit-Modell bestimmt. DieErgebnisse finden sich in Tabelle 16. Es zeigen sichkaum Unterschiede nach sozioökonomischemHintergrund der Befragten, und auch im Falle einessignifikanten Effekts liegen die Odds Ratios nichtweit vom Wert 1 entfernt. Allerdings zeigen sich, inWest- und Ostdeutschland gleichgerichtet, zweiwichtige Ausnahmen. Falls Arbeiter einen Weiterbil-dungsbedarf anzeigen, so ist er – relativ zur Refe-renzgruppe der Angestellten – signifikant häufigerergänzend als vertiefend. Dabei ist zu beachten, dassdas Bildungsniveau bereits modelltechnisch kontrol-liert ist. Damit ist zu vermuten, dass sich die Beschäf-tigungsinhalte von Arbeitern, beispielsweise auf-grund des dynamischen technischen Fortschritts,schneller verändern als die von Angestellten. Eben-falls stärker ergänzend als vertiefend ist der von Müt-tern indizierte Weiterbildungsbedarf. In Verbindungmit dem bereits in Abschnitt 4.3.1 gezeigten überpro-portional hohen Weiterbildungsbedarf dieser Gruppeerscheint dieses Ergebnis bildungspolitisch überausrelevant.

4.4 Individueller Nutzen von beruflicherWeiterbildung

Die nachfolgenden empirischen Analysen nutzen dieLängsschnittdimension des SOEP, um Aussagen überden individuellen Nutzen von beruflicher Weiterbil-dung on-the-job zu machen. In einem ersten Schrittwerden Ergebnisse zur subjektiven Bewertung desErtrags von absolvierten Weiterbildungsmaßnahmenaus der Sicht der Teilnehmer dargestellt (4.4.1). Die-se subjektiven Einschätzungen werden dann in denfolgenden Kapiteln mit beobachtbaren Indikatoren18

zum individuellen Nutzen von absolvierten beruf-lichen Weiterbildungsmaßnahmen konfrontiert. Da-bei wird der ökonometrischen Analyse der kausalen

Effekte von absolvierten Weiterbildungsmaßnahmenjeweils eine deskriptive Analyse vorangestellt. Dererste ausgewählte Indikator ist das (logarithmierte)reale Bruttomonatseinkommen zum Befragungszeit-punkt (4.4.2). Diese Einkommensvariable ist ein In-dikator für den individuellen monetären (Brutto-)Er-trag der absolvierten beruflichen Weiterbildung undgibt zudem unter gewissen Annahmen Hinweise aufdie produktivitätssteigernde Wirkung beruflicherWeiterbildung. Der zweite Indikator ist die Verbesse-rung der individuellen beruflichen Stellung (4.4.3).Dieser Indikator erfasst über die Abbildung von Kar-rieresprüngen sowohl monetäre19 als auch nicht mo-netäre Erträge absolvierter Weiterbildungsmaßnah-men. Der dritte Indikator ist die Wahrscheinlichkeitvon Erwerbstätigen, zukünftig arbeitslos zu werden(4.4.4). Dieser Indikator bildet nach, in welchemUmfang berufliche Weiterbildung on-the-job einenEffekt auf die Beschäftigungsfähigkeit von Arbeit-nehmern – operationalisiert über das zukünftige Ar-beitslosigkeitsrisiko – hat. In allen nachfolgendenAnalysen werden Daten des SOEP der Jahre 1984 bis2001 genutzt.20 Es können folglich individuelle Er-werbsbiografien mit einer Dauer von bis zu 18 Jahrenin Beziehung zu absolvierten Weiterbildungsmaß-nahmen gesetzt werden.

4.4.1 Subjektive Einschätzung des Nutzensberuflicher Weiterbildung

Alle Befragten des SOEP, die an Befragungen mitWeiterbildungsschwerpunkten (1989, 1993, 2000)teilgenommen haben, werden gefragt, ob sich dieWeiterbildungsmaßnahme(n) „beruflich ausgezahlthat (haben)“. Tabelle 17 weist den Anteil der Weiter-bildungsteilnehmer aus, die geantwortet haben, dasssich die berufliche Weiterbildung „sehr“ oder „einwenig“ ausgezahlt hat. Zu beachten ist dabei, dass diesubjektive Einschätzung der befragten Erwerbstäti-gen nur kurzfristige Erträge abbildet, da im Gros derFälle der (letzte) Weiterbildungskurs im Jahr vor derBefragung durchlaufen wurde.

18 Zur Definition der gewählten Indikatoren siehe Kapitel 3.4.19 Bei der im SOEP verfügbaren Information zur beruflichen Stel-lung (siehe Kapitel 3.4) dürfte eine Aufwärtsbewegung (so z.B.vom Facharbeiter zum Meister, oder vom Angestellten mit qualifi-zierter zum Angestellten mit hochqualifizierter Tätigkeit) in derRegel auch mit einer Erhöhung des realen Bruttomonatseinkom-mens einhergehen. Der Indikator erfasst aber nicht einkommens-steigernde Effekte von absolvierten Maßnahmen innerhalb einerbestimmten beruflichen Stellung.20 Zum Zeitpunkt der Abgabe des Gutachtens standen noch keineHochrechnungsfaktoren für das Jahr 2002 zur Verfügung. Aus die-sem Grunde werden aus der Welle 2002 des SOEP nur retrospekti-ve Informationen zum Jahr 2001 genutzt, die zur Generierung eini-ger Variablen erforderlich sind.

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Tabelle 17 zeigt, dass über alle Merkmale und Alters-gruppen hinweg zwischen 70% bis 90% aller Be-fragten angeben, dass sich die Weiterbildung zumin-dest in einem begrenzten Umfang ausgezahlt hat.Diese Anteile erscheinen angesichts der Tatsache,dass nur kurzfristige Erträge abgefragt werden, be-achtlich hoch.

Wendet man sich einzelnen Teilgruppen zu, so zeigtsich für die Altersgruppe der 20- bis 44-Jährigen inWest- und Ostdeutschland, dass die Anteile der Be-fragten, die angeben, dass sich Weiterbildung zumin-dest begrenzt ausgezahlt hat, mit der Höhe des erstenberuflichen Bildungsabschlusses ansteigt. Dies magdarauf zurückzuführen sein, dass die marginalen Er-träge von beruflicher Weiterbildung für Personen mithöheren Bildungsabschlüssen höher und/oder ihremarginalen Kosten für berufliche Weiterbildung nie-driger sind, kann aber auch darauf zurückzuführensein, dass Arbeitnehmer mit höherem ersten berufli-chem Bildungsabschluss sich auf Arbeitsplätze sor-tieren, die sowohl höhere Weiterbildungsinvestitio-

nen als auch bessere Entwicklungspotenziale bieten.Auffällig ist, dass wir für die ältere Gruppe anWeiterbildungsteilnehmern in West- und Ostdeutsch-land einen U-förmigen Verlauf der Anteile bei stei-gendem erstem beruflichem Bildungsabschluss beo-bachten. Allerdings weist auch hier die Gruppe derAkademiker den höchsten Anteil an denjenigen aus,für die sich Weiterbildung beruflich ausgezahlt hat.In Westdeutschland geben in beiden AltersgruppenMänner tendenziell häufiger an, dass die beruflicheWeiterbildung sich ausgezahlt hat, wenngleich dieUnterschiede nicht groß sind. In Ostdeutschland hin-gegen ergibt sich kein einheitliches Bild; tendenziellgeben hier Frauen aber häufiger an, dass die Weiter-bildung sich ausgezahlt hat. In Westdeutschland ge-ben Weiterbildungsteilnehmer in Großbetrieben häu-figer an, dass berufliche Weiterbildung sich auszahlt.Dies mag auf den systematischeren Einsatz von Per-sonalentwicklungsprogrammen in Großbetrieben zu-rückzuführen sein. In Ostdeutschland ist dies nicht zubeobachten. Interessant sind zudem die geringenUnterschiede zwischen Voll- und Teilzeitbeschäftig-

Tabelle 17Subjektiver beruflicher Ertrag der Teilnahme an Weiterbildung



20-44 45-64 insg. 20-44 45-64 insg.

% % % % % %

Qualifikation:

ohne abgeschlossene Berufsausbildung 70,9 77,0 72,3 72,2 91,4 76,2



Geschlecht:

Mann 79,1 80,1 79,5 77,1 84,1 79,6

Frau 77,3 74,1 76,4 86,5 81,9 84,8

Erwerbsstatus:

Vollzeit 78,7 78,4 78,6 81,3 85,6 82,9

Teilzeit 76,1 78,0 76,7 83,1 59,6 72,6

Branche:

privater Sektor 78,9 76,9 78,4 79,3 85,3 81,4


Betriebsgröße:



Quelle: SOEP 1984–2002. Eigene Berechnungen (gewichtet). Nur Weiterbildungsteilnehmer. N=4679.Abhängige Variable: Weiterbildung hat sich beruflich ausgezahlt: „sehr“ oder „ein wenig“ (1), „gar nicht“ oder „weiß nicht;noch nicht zu sagen“ (0).

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Tabelle 18Determinanten des subjektiven beruflichen Ertrags einer Teilnahme an Weiterbildung



Alter: 45–64 –0.02 –0.07 –0.94 0.01 0.05 0.33Mit abgeschlossener Berufsausbildung 0.03 0.12 1.04 0.04 0.14 0.47Mit Fachhoch- oder Hochschulabschluss 0.08 0.31* 2.13 0.02 0.08 0.24Frau –0.03 –0.12 –1.38 0.03 0.10 0.79Ausländer 0.04 0.16 0.99 .–– .–– .––Frau mit Kind(ern) –0.14 –0.42* –2.01 –0.02 –0.06 –0.23Teilzeit 0.01 0.03 0.23 –0.12 –0.42 –1.39Angestellter 0.11 0.35** 3.79 0.15 0.54** 3.39Selbstständig 0.07 0.27 1.21 0.16 1.09** 3.94Öffentlicher Dienst –0.03 –0.10 –1.36 –0.01 –0.05 –0.45Großbetrieb 0.04 0.14+ 1.90 –0.01 –0.03 –0.21Konstante .–– 0.58* 2.09 .–– 0.59+ 1.83

N 3456 1193Wald-Test (df) 56.89** (20) 29.57* (15)

Quelle: SOEP 1984–2002. Eigene Berechnungen. Nur Weiterbildungsteilnehmer. N=4679.Probit-Modell. Abhängige Variable: Weiterbildung hat sich beruflich ausgezahlt: „sehr“ oder „ein wenig“ (1), „gar nicht“ oder„weiß nicht; noch nicht zu sagen“ (0).Robuste Standardfehler. SOEP-Hochrechnungsfaktoren berücksichtigt.Wald-Test: Test auf gemeinsame Signifikanz aller geschätzten Koeffizienten, df: Anzahl Freiheitsgrade.Signifikanzniveaus: ** = p<0.01; * = p<0.05; + = p<0.10.Geschätzte Koeffizienten für einzelne Bundesländer nicht ausgewiesen.

ten in West- und Ostdeutschland. Unterschiede erge-ben sich nur für die Gruppe der älteren Arbeitnehmerin Ostdeutschland. Hier geben deutlich weniger Teil-zeitbeschäftigte als Vollzeitbeschäftigte an, dass sichberufliche Weiterbildung für sie ausgezahlt hat.

Die Ergebnisse der Modellschätzung (Tabelle 18) be-legen erhebliche überlagernde Effekte und zeigeneinmal mehr, dass signifikante Einflussfaktoren aufsubjektive Einschätzungen selten zu isolieren sind.Bemerkenswert erscheint, dass in Westdeutschlandauch bei Kontrolle anderer Faktoren Weiterbildungs-teilnehmer mit einem Hochschulabschluss signifi-kant häufiger berichten, einen Nutzen aus der Teil-nahme gezogen zu haben, als unqualifizierte Teilneh-mer. Subjektiv ergiebiger ist die Teilnahme anWeiterbildung auch für Angestellte (relativ zu Arbei-

tern) sowie Beschäftigte in Großbetrieben. Der des-kriptiv beobachtete subjektiv eingeschränkte Nutzenfür weibliche Teilnehmer erweist sich in der Modell-schätzung als ein Problem von Müttern. Es liegt na-he, diese Ergebnislage für Westdeutschland als Indi-kator für einen auch subjektiv durchaus messbarenpositiven Effekt einer qualifizierten Weiterbildung zuinterpretieren. Deutlich nivellierter zeigt sich die Si-tuation in Ostdeutschland. Bei Kontrolle anderer Ein-flussfaktoren berichten nur Angestellte und – nochdeutlicher – Selbstständige signifikant häufiger alsArbeiter, dass sich die Weiterbildungsteilnahme fürsie beruflich ausgezahlt habe. Hinsichtlich der ande-ren kontrollierten sozioökonomischen Merkmale sindin Ostdeutschland keine signifikanten Unterschiedein der Einschätzung des Weiterbildungserfolgs aus-zumachen.

ZAF 2/2004 111


4.4.2 Berufliche Weiterbildung und realesBruttomonatseinkommen

Deskriptive Analyse

Ausgangspunkt der Analyse ist ein deskriptiver Ver-gleich der realen Bruttomonatseinkommen vonWeiterbildungsteilnehmern nach Abschluss der Maß-nahme und Nichtteilnehmern. Da die absolviertenWeiterbildungsmaßnahmen sich auf den Zeitraum1984 und 2000 verteilen, nutzen wir ein schlichtesdeskriptives ökonometrisches Modell, um die Grup-penmittelwerte zu vergleichen. Dabei schätzen wireine vereinfachte Variante der Gleichung 7 des Kapi-tels 3.4. In unsere „gepoolte“ OLS-Regression gehenausschließlich die Variable WBit, die eine absolvierteWeiterbildungsteilnahme indiziert, und Dummy-Va-riablen für das jeweilige Jahr, aus dem die Beobach-

tung stammt, ein. Der geschätzte Koeffizient für �̂1,der in Tabelle 19 ausgewiesen ist, gibt dann – jeweilsfür die in der Tabelle ausgewiesene sozioökonomi-sche Gruppe – an, um wie viel Prozent das Einkom-men von Personen mit absolvierter Weiterbildungs-maßnahme im Mittel höher ist als das von Nichtteil-nehmern, kontrolliert dafür, dass die Beobachtungenaus unterschiedlichen Jahren stammen. Diese Diffe-renz kann als „rohes Einkommensdifferenzial“ be-zeichnet werden.

Die ausgewiesenen Werte in Tabelle 19 zeigen, dassüber nahezu alle Kategorien und Altersgruppen hin-weg die realen Bruttomonatseinkommen von Teil-nehmern an beruflichen Weiterbildungsmaßnahmendeutlich und signifikant über denen von Nichtteilneh-mern liegen. Die großen Unterschiede von 15% biszu gut 70% legen aber auch nahe, dass beide Grup-

Tabelle 19Berufliche Weiterbildung und reales Bruttomonatseinkommen – „rohes“ Einkommensdiffe-renzial (Niveau)



20-44 45-64 insg. 20-44 45-64 insg.

% % % % % %

Qualifikation:

ohne abgeschlossene Berufsausbildung 23** 62** 34** 30** 73** 43**

mit abgeschlossener Berufsausbildung 22** 34** 25** 21** 26** 23**

mit Fachhochschul-/Uni-Abschluss 17** n.s. 15** 15+ 30* 20**

Geschlecht:

Mann 21** 32** 24** 21** 29** 24**

Frau 29** 52** 37** 32** 40** 36**

Erwerbsstatus:

Vollzeit 21** 35** 26** 24** 32** 27**

Teilzeit 32** 46** 38** 32** 52** 42**

Branche:

privater Sektor 29** 53** 35** 27** 33** 29**

Öffentlicher Dienst 24** 37** 30** 20** 30** 24**

Betriebsgröße:

unter 200 Beschäftigte 22** 46** 29** 22** 35** 27**

200 und mehr Beschäftigte 27** 41** 31** 25** 25** 24**

Quelle: SOEP 1984–2002. Eigene Berechnungen. Abgrenzung Sample siehe Text. N=83060.Ausgewiesen sind die geschätzten Parameter für Dummy „(absolvierte) Teilnahme an Weiterbildung (1: ja, 0: sonst)“ einergepoolten OLS-Regression. n.s.: Geschätzter Parameter ist nicht signifikant von Null verschieden.Abhängige Variable: Log. des realen Bruttomonatseinkommens (inkl. Sondervergütungen).Robuste Standardfehler. SOEP-Hochrechnungsfaktoren berücksichtigt.Signifikanzniveaus: ** = p<0.01; * = p<0.05; + = p<0.10.Geschätzte Koeffizienten für Dummyvariablen für einzelne Jahre sind nicht ausgewiesen.

112 ZAF 2/2004


pen sich hinsichtlich beobachtbarer (z.B. Jahre derBetriebszugehörigkeit) und unbeobachtbarer Merk-male (z.B. Arbeitsmotivation), die das individuelleEinkommensniveau beeinflussen, unterscheiden.

Wendet man sich einzelnen Teilgruppen zu, so fälltfür Gruppen mit unterschiedlichem beruflichem Bil-dungsabschluss auf, dass die prozentualen Unter-schiede im mittleren realen Bruttomonatseinkommenzwischen Weiterbildungsteilnehmern und Nichtteil-nehmern mit steigendem ersten Bildungsabschluss inWest- und Ostdeutschland über alle Altersgruppenhinweg sinken, und dies in der älteren Gruppe deut-lich stärker als in der jüngeren. Beträgt z.B. das roheEinkommensdifferenzial in Westdeutschland für Per-sonen ohne abgeschlossene Berufsausbildung der Al-tersgruppe 20–44 Jahre 23%, so reduziert es sich auf17% innerhalb der Gruppe der Akademiker. Auffälligist auch, dass Frauen mit absolvierten Weiterbil-dungsmaßnahmen relativ höhere rohe Einkommens-differenziale aufweisen als Männer; so z.B. in West-deutschland in der älteren Altersgruppe 52% (Frau-en) zu 32% (Männer). Gleiches gilt für Weiterbil-dungsteilnehmer in Teilzeitbeschäftigungsverhältnis-sen relativ zu den Maßnahmenteilnehmern in Voll-zeitbeschäftigungsverhältnissen (jeweils bezogen aufdie Nichtteilnehmer der Gruppe).

Die Längsschnittdimension des SOEP erlaubt es unsauf einfache Art und Weise, im Rahmen der deskrip-tiven Analyse zu testen, ob zeitinvariante unbeo-bachtbare Merkmale, wie z.B. die familiäre Soziali-sation während der Kindheit, die gleichermaßen aufdie Weiterbildungsteilnahme und das individuelleEinkommensniveau wirken können, einen Einflussauf den Vergleich der mittleren Einkommen vonWeiterbildungsteilnehmern und Nichtteilnehmernhaben. Wir erweitern hierzu die oben beschriebenegepoolte OLS-Regression um die Variable vorWBi,–1,die uns anzeigt, ob im darauf folgenden Jahr eineWeiterbildungsteilnahme erfolgt, und weisen in dernachfolgenden Tabelle 20 die Differenz der geschätz-ten OLS-Koeffizienten von WBit und vorWBi,–1, d.h.(�̂1 – �̂0), aus. Diese Differenz gibt uns die prozentu-ale „rohe“ Einkommensveränderung von Weiterbil-dungsteilnehmern (vor/nach der Maßnahme) relativzur Einkommensveränderung bei Nichtteilnehmernan.21 Wird die Zuweisung in berufliche Weiterbil-dungsmaßnahmen durch zeitinvariante Merkmale be-einflusst, die auch das individuelle Einkommensni-veau positiv beeinflussen, sollten die prozentualenUnterschiede in den mittleren Einkommen – ausge-wiesen als Differenz von (�̂1 – �̂0) – im Vergleich zuTabelle 19 sinken.

Betrachtet man die ausgewiesenen Werte in Tabelle20, so ist dies tatsächlich der Fall. Die mittleren Ein-

kommensunterschiede zwischen Weiterbildungsteil-nehmern und Nichtteilnehmern verringern sich deut-lich; in einzelnen Zellen, wie z.B. der Gruppe derTeilzeitbeschäftigten in Westdeutschland sind sie zu-dem nicht mehr signifikant von 0 verschieden. Zu be-tonen ist aber, dass die Einkommensunterschiede biszu knapp 40% immer noch bemerkenswerte Größen-ordnungen annehmen, wenn man bedenkt, dass derMedian des kumulierten Stundenvolumens absolvier-ter Weiterbildungsmaßnahmen in der Stichprobe inWestdeutschland nur rund 43 und in Ostdeutschlandrund 38 Stunden beträgt.

Ökonometrische Analyse

Die gemachten Einschränkungen bei der Interpreta-tion der Ergebnisse der deskriptiven Analysen ver-deutlichen, dass eine ökonometrische Modellierungnotwendig ist, um den kausalen Effekt absolvierterberuflicher Weiterbildungsmaßnahmen auf das indi-viduelle reale Bruttomonatseinkommen zu schätzen.Tabelle 21 weist die Ergebnisse der ökonometrischenSchätzungen für West- und Ostdeutschland, die aufder im Kapitel 3.4 erläuterten Gleichung (7) beruhen,für beide Altersgruppen einzeln und zusammenge-fasst, aus. Es werden geschätzte Parameter zweierSpezifikationen ausgewiesen: Spezifikation I schätztGleichung (7), d.h. wir berücksichtigen neben vorWBausschließlich den Dummy WB für die Inzidenz ab-solvierter beruflicher Weiterbildung, ohne hinsicht-lich Anzahl der unterschiedlichen Maßnahmen undjeweiligem Stundenvolumen zu unterscheiden. Spe-zifikation II erweitert Gleichung (7) um die Interak-tionsterme WB * Anzahl_WB, der die Anzahl der ab-solvierten Maßnahmen abbildet, die die Befragungs-person zum jeweiligen Beobachtungszeitpunkt absol-viert hat, und WB* Volumen_WB, der die kumulativeStundenzahl abbildet, die die jeweilige Person zumBefragungszeitpunkt in berufliche Weiterbildung in-vestiert hat. Zudem wird im laufenden Text auch aufSchätzergebnisse der ökonometrischen Spezifikationvon Gleichung (8) des Kapitel 3.4(Random trend-Modell) verwiesen.

Wendet man sich in einem ersten Schritt den Schät-zungen für Westdeutschland zu, so ergibt sich folgen-des Bild. In beiden Altersgruppen und in der zu-sammengefassten Schätzung ist in der Spezifikation I

21 Präzise formuliert gibt es die mittlere Einkommensveränderungaller Weiterbildungsteilnehmer unmittelbar vor /nach der Weiter-bildungsteilnahme relativ zu den mittleren Einkommen der Nicht-teilnehmer und den Einkommen der späteren Teilnehmer zwei Jah-re und früher vor Beginn der ersten absolvierten Weiterbildungs-teilnahme an.

ZAF 2/2004 113


der geschätzte Koeffizient für die Inzidenz absolvier-ter Weiterbildungsmaßnahmen positiv und signifi-kant von 0 verschieden und weist somit auf positivemonetäre Erträge von Weiterbildungsinvestitionenon-the-job hin. Allerdings ist auch der geschätzteKoeffizient für die Variable vorWBi,–1 in allen dreiFällen positiv und signifikant von 0 verschieden.Dies deutet darauf hin, dass die ökonometrische Spe-zifikation, die für beobachtbare und unbeobachtbareindividuelle Merkmale kontrolliert, nicht vollständigfür die Unterschiede zwischen Weiterbildungsteil-nehmern und Nichtteilnehmern kontrollieren kann.Um kausale Effekte von absolvierten Weiterbil-dungsmaßnahmen auf die individuellen Einkommenvon Weiterbildungsteilnehmern zu schätzen, berech-nen wir folglich gemäß des im Kapitel 3.4 skizzierten

regressionsbasierten Differenzen-in-Differenzen-An-satzes die Differenz der geschätzten ParameterDiff_WB. Nun zeigt sich ein deutlicher Unterschiedzwischen den beiden Altersgruppen: Ergibt sich fürdie Gruppe der 20- bis 44-Jährigen eine signifikantemittlere Erhöhung des durchschnittlichen monat-lichen Bruttomonatseinkommens nach absolvierterberuflicher Weiterbildung um 4,5%, so finden wirkeinen signifikanten Effekt für die Gruppe der 45- bis64-Jährigen. Die Schätzung für die gesamte Stichpro-be ergibt einen monetären Weiterbildungsertrag, derin der Größenordnung der Erträge der jüngeren Al-tersgruppe liegt. Ein ähnliches Bild zeigt sich fürSpezifikation II, die zusätzlich Interaktionen zur An-zahl der absolvierten Weiterbildungsmaßnahmen undzum investierten Stundenvolumen berücksichtigt.

Tabelle 20Berufliche Weiterbildung und reales Bruttomonatseinkommen – „rohe“ Einkommensverän-derung



20-44 45-64 insg. 20-44 45-64 insg.

% % % % % %

Qualifikation:

ohne abgeschlossene Berufsausbildung 13* 37** 21** 23* n.s. 22*

mit abgeschlossene Berufsausbildung 6 ** 12** 9 ** 9 ** 8 ** 10**

mit Fachhochschul-/Uni-Abschluss 14** n.s. 13** 15* 17+ 16**

Geschlecht:

Mann n.s. 8 ** 6 ** 13** 6 + 11**

Frau 6 ** n.s. 9 ** 14** 12** 13**

Erwerbsstatus:

Vollzeit 8 ** 9 ** 9 ** 14** 11** 13**

Teilzeit/geringfügig Beschäftigte n.s. n.s. n.s. 29** 17** 14**

Branche:

privater Sektor 6 * 13** 10** 15** n.s. 12**

Öffentlicher Dienst 10** 10** 10** 10** 12** 14**

Betriebsgröße:

unter 200 Beschäftigte n.s. 19** 9 ** 11** n.s. 11**

200 und mehr Beschäftigte 9 ** 9 ** 12** 15** n.s. 12**

Quelle: SOEP 1984–2002. Eigene Berechnungen. Abgrenzung Sample siehe Text. N=83060.Ausgewiesen ist die Differenz der geschätzten Parameter der Dummyvariablen „(abgeschlossene) Teilnahme an Weiterbil-dung (1: ja, 0: sonst)“ und „letzte Beobachtung vor Teilnahme Weiterbildung“ in einer gepoolten OLS-Regression.n.s.: Differenz der geschätzten Parameter ist nicht signifikant von Null verschieden.Abhängige Variable: Log. des realen Bruttomonatseinkommens (inkl. Sondervergütungen).Robuste Standardfehler. SOEP-Hochrechnungsfaktoren berücksichtigt.Signifikanzniveaus: ** = p<0.01; * = p<0.05; + = p<0.10.Geschätzte Koeffizienten für Dummyvariablen für einzelne Jahre sind nicht ausgewiesen.

114 ZAF 2/2004


Tabelle 21Berufliche Weiterbildung und reales Bruttomonatseinkommen


Spezifikation I Spezifikation I

Alter: Alter: Insgesamt Alter: Alter: Insgesamt20–44 45–64 20–44 45–64

vorWB 0.049** 0.029** 0.045** 0.015 0.027 0.026*(5.764) (2.799) (6.482) (0.930) (1.170) (1.992)

WB 0.094** 0.026* 0.084** 0.077** 0.104** 0.095**(9.607) (2.436) (11.258) (4.586) (4.346) (7.083)

Diff_WB 0.045** n.s. 0.039** 0.062** 0.077** 0.069**

Wald-Test_X 2891.3** 1141.5** 4217.1** 6091.6** 2670.3** 9356.6**

Spezifikation II Spezifikation II

vorWB 0.049** 0.030** 0.045** 0.018 0.028 0.029*(5.803) (2.850) (6.583) (1.162) (1.214) (2.266)

WB 0.047** 0.003 0.038** 0.017 0.094** 0.052**(4.067) (0.271) (4.306) (0.844) (3.435) (3.166)

WB* 0.020** 0.009* 0.018** 0.036** 0.006 0.026**Anzahl_WB (5.112) (2.478) (6.659) (4.891) (0.698) (4.423)

WB* 0.00005** 0.00006* 0.00006** .–– .–– .––Volumen_WB (2.932) (2.321) (3.912) .–– .–– .––

Diff_WB 0.040** n.s. 0.032** 0.071** 0.078** 0.075**

Wald-Test_X 2987.5** 1165** 4325.5** 6091.6** 2670.3** 9396.4**

N (Beobachtungen) 39277 22367 61644 11505 6149 17654

n (Personen) 6375 3644 8330 2109 1224 2802

Quelle: SOEP 1984–2002. Abgrenzung Sample siehe Text.Fixed-Effects-Modell. Abhängige Variable: Log des realen Bruttomonatseinkommen (inkl. Sonderzahlungen).

Spezifikation I: Diff_WB ist der Effekt von Weiterbildung berechnet als Differenz von WB und vorWB.Spezifikation II: Diff_WB ist der Effekt von Weiterbildung berechnet als Differenz von (WB, WB*Anzahl_WB,WB*Volumen_WB) und vorWB. Dabei sind für Anzahl_WB und Volumen_WB die jeweiligen Mediane eingesetzt worden.n.s.: Diff_WB ist nicht signifikant von 0 verschieden.

Robuste Standardfehler (Arellano 1989); t-Werte in Klammern. SOEP-Bleibefaktoren berücksichtigt.Wald-Test_X: Test auf gemeinsame Signifikanz aller geschätzten Koeffizienten.Signifikanzniveaus: ** = p<0.01; * = p<0.05; + = p<0.10.Geschätzte Koeffizienten für Arbeitgeberwechsel, tatsächliche wöchentliche Arbeitszeit, Betriebszugehörigkeit, (Betriebs-zugehörigkeit)^2 und Zeitdummies sind nicht ausgewiesen.

Setzt man die Mediane für Anzahl der Maßnahmenim gesamten Zeitraum von 1984–2000 (2 bzw. 3Maßnahmen) und das kumulative Stundenvolumen(48,5 Std. bzw. 38,5 Std.) ein, so ergibt sich ein mitt-lerer Ertrag absolvierter Weiterbildungsmaßnahmenvon 4% für die Gruppe der 20- bis 44-Jährigen, aberkein signifikanter Ertrag für die Gruppe der 45- bis64-Jährigen. Während man den Ertrag von gut 4%

des Bruttomonatseinkommens für eine Investitionvon gut einer Arbeitswoche für die jüngeren Arbeit-nehmer als nennenswert bezeichnen kann, finden wirkeinerlei monetären (Brutto-)Erträge von Weiterbil-dungsinvestitionen für die Gruppe der 45- bis 64-Jäh-rigen. Dies ist auch der Fall, wenn wir ein random-trend-Modell gemäß Gleichung (8) schätzen. In die-sem Fall ergibt sich ein signifikant positiver Ertrag

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von 1,4 % für absolvierte Weiterbildungsmaßnahmenfür die Gesamtgruppe (geschätzter Parameter fürvorWBi,–1 ist nicht mehr signifikant), nicht aber fürdie Teilgruppe der 45- bis 64-Jährigen (nicht tabella-risch dokumentiert).

In Ostdeutschland finden sich wiederum signifikantpositive Koeffizienten für absolvierte Weiterbil-dungsmaßnahmen für beide Altersgruppen getrenntund für die gesamte Stichprobe. Gleichzeitig legt diejeweilige Insignifikanz der geschätzten Koeffizientenzu vorWBi,–1 in den getrennten Schätzungen für diebeiden Altersgruppen nahe, dass die ökonometrischeSpezifikation hinreichend für beobachtbare undunbeobachtbare individuelle Merkmale kontrolliert.Absolvierte Weiterbildungsmaßnahmen erhöhen so-mit das mittlere monatliche Bruttomonatseinkommen

um 6–8% in der jüngeren Altersgruppe bzw. um8–10% in der älteren Gruppe in Ostdeutschland. DieSpannbreiten ergeben sich, wenn man den geschätz-ten Koeffizienten für WBit als Obergrenze undDiff_WBals Untergrenze interpretiert. Die geschätz-ten signifikanten Weiterbildungserträge in den beidenAltersgruppen im Falle der Spezifikation II sind sehrähnlich wie im obigen Fall, wenn man den Medianfür die Anzahl der Weiterbildungsmaßnahmen (2Maßnahmen) einsetzt: 7% in der jüngeren Gruppeund 8% in der älteren Gruppe. Auf die Modellierungder Interaktion von WBit und Volumen_WBit wurde inOstdeutschland verzichtet, da der geschätzte Koeffi-zient für diese Interaktion nie signifikant von Nullverschieden war. Auffällig ist, dass die Weiterbil-dungserträge in der älteren Gruppe in Ostdeutschlandin beiden Spezifikationen – wenngleich nicht signifi-

Tabelle 22Berufliche Weiterbildung und Wahrscheinlichkeit eines Karrieresprunges – „rohes“ Wahr-scheinlichkeitsdifferenzial



20-44 45-64 insg. 20-44 45-64 insg.

%-Punkte %-Punkte %-Punkte %-Punkte %-Punkte %-Punkte

Qualifikation:

ohne abgeschlossene Berufsausbildung 2 ** n.s. 2 ** n.s. n.s. n.s.

mit abgeschlossener Berufsausbildung 2 ** n.s. 1 ** n.s. n.s. n.s.

mit Fachhochschul-/Uni-Abschluss n.s. n.s. n.s. n.s. n.s. n.s.

Geschlecht:

Mann 2 ** n.s. 1 ** 1 + 1 + 1 *

Frau 2 ** n.s. 1 ** n.s. n.s. n.s.

Erwerbsstatus:

Vollzeit 2 ** n.s. 1 ** 1 + n.s. 1 *

Teilzeit/geringfügige Beschäftigung 3 * n.s. 2 * n.s. n.s. n.s.

Branche:

privater Sektor 2 * n.s. 2 ** n.s. n.s. n.s.

Öffentlicher Dienst 2 + n.s. n.s. n.s. n.s. n.s.

Betriebsgröße:

unter 200 Beschäftigte 3 ** n.s. 3 ** n.s. n.s. 1 +

200 und mehr Beschäftigte 1 * n.s. 1 + n.s. n.s. n.s.

Quelle: SOEP 1984–2002. Eigene Berechnungen. Abgrenzung Sample siehe Text. N=86161.Ausgewiesen ist der marginale Effekt des Dummy „(abgeschlossene) Teilnahme an Weiterbildung (1: ja, 0: sonst)“ in einemgepooltem Probitmodell. n.s.: Geschätzter Parameter ist nicht signifikant von Null verschieden.Abhängige Variable: Karrieresprung ja (1), nein (0).Mittelwerte abhängige Variable: 3 Prozent (West); 3 Prozent (Ost).Robuste Standardfehler. SOEP-Hochrechnungsfaktoren berücksichtigt.Signifikanzniveaus: ** = p<0.01; * = p<0.05; + = p<0.10.Geschätzte Koeffizienten für Dummyvariablen für einzelne Jahre sind nicht ausgewiesen.

116 ZAF 2/2004


kant von Null verschieden – leicht höher sind. DieWald-Tests der Spezifikationen für Ostdeutschlandzeigen, dass der Erklärungsbeitrag der Gesamtheit al-ler verwendeten Variablen signifikant von Null ver-schieden ist.

Insgesamt belegt der West-Ost-Vergleich der in denTabellen 20 und 21 ausgewiesenen Bildungserträgetendenziell höhere Weiterbildungserträge in Ost-deutschland als in Westdeutschland. Da das Gros dervon uns erfassten Weiterbildungsaktivitäten on-the-job in Ostdeutschland relativ kurz nach der Wende re-alisiert wurden, liegt die Interpretation nahe, dass zujener Phase des ostdeutschen Transformationsprozes-ses in Weiterbildungsmaßnahmen on-the-job mit gu-tem Erfolg marktgängige Fertigkeiten vermittelt wur-den, die den Teilnehmern einen nachhaltigen Ein-kommensvorsprung vor Nichtteilnehmern sicherte,die allein über zu DDR-Zeiten erworbene und damithäufig wenig marktgängige berufliche Kenntnisseverfügten.

4.4.3 Berufliche Weiterbildung und Karriere-sprünge

Deskriptive Analyse

Ausgangspunkt der empirischen Untersuchung zumZusammenhang von absolvierten Weiterbildungs-maßnahmen und nachfolgenden Karrieresprüngen istein Vergleich der mittleren Wahrscheinlichkeit, einenKarrieresprung zu vollziehen, für Weiterbildungsteil-nehmer und Nichtteilnehmer. Analog zur Vorgehens-weise im Kapitel 4.4.2 nutzen wir ein einfaches Mo-dell (hier: ein Probitmodell), welches nur die Vari-able WBit und Dummy-Variablen für das jeweiligeJahr, aus dem die jeweilige Beobachtung stammt,berücksichtigt. Ausgewiesen in Tabelle 22 sind diemarginalen Effekte der geschätzten Koeffizientenvon WBit. Der marginale Effekt gibt – für jede unter-schiedene sozioökonomische Gruppe – die absoluteVeränderung der Wahrscheinlichkeit an, einen Kar-rieresprung zu vollziehen, wenn ein Befragter an be-ruflicher Weiterbildung teilgenommen hat im Ver-gleich zur Gruppe der Nichtteilnehmer. Da wederbeobachtbare noch unbeobachtbare Merkmale derBefragungspersonen in den Schätzungen modelliertwerden, lässt sich der ausgewiesene marginale Effektals „rohes“ Wahrscheinlichkeitsdifferenzial zwischenWeiterbildungsteilnehmern und Nichtteilnehmerninterpretieren.

Die Ergebnisse in Tabelle 22 machen deutlich, dasshinsichtlich der „rohen“ mittleren Beförderungs-wahrscheinlichkeit zwischen Weiterbildungsteilneh-mern und Nichtteilnehmern sowohl zwischen West-

und Ostdeutschland als auch zwischen den Alters-gruppen in Westdeutschland erhebliche Unterschiedebestehen, auch wenn die Differenziale mit maximal 2Prozentpunkten scheinbar nur gering ausfallen (vgl.Näheres hierzu unten). Beobachten wir in West-deutschland für die jüngere Altersgruppe über nahezualle betrachteten Merkmale hinweg eine signifikanthöhere mittlere Beförderungswahrscheinlichkeit fürWeiterbildungsteilnehmer, so zeigen sich keinerleisignifikanten Unterschiede in der Gruppe der 45- bis64-Jährigen. In Ostdeutschland beobachten wir hin-gegen nur für Männer und junge Vollzeiterwerbstäti-ge schwach signifikante geringe Unterschiede in derBeförderungswahrscheinlichkeit zwischen Maßnah-meteilnehmern und Nichtteilnehmern, nicht jedochfür weitere Teilgruppen.

Beurteilt man für die jüngere Altersgruppe in West-deutschland die ausgewiesenen marginalen Effekterelativ zur mittleren Beförderungswahrscheinlichkeitder jeweiligen Gruppe insgesamt, werden die Größen-ordnungen der geschätzten Differenzen in den mittle-ren Beförderungswahrscheinlichkeiten deutlich: Sobeträgt der Gruppenmittelwert der Beförderungs-wahrscheinlichkeit für Erwerbstätige ohne abge-schlossene Berufsausbildung 2%, der für Erwerbstäti-ge mit abgeschlossener Berufsausbildung 4% und dervon Erwerbstätigen mit abgeschlossenem Fachhoch-schul- bzw. Universitätsstudium 8% (Gruppenspezifi-sche Mittelwerte der Beförderungswahrscheinlichkeitnicht tabellarisch dokumentiert). Mit steigender Be-förderungswahrscheinlichkeit in der jeweiligen Bil-dungsgruppe insgesamt sinkt folglich der relativeUnterschied zwischen Teilnehmern und Nichtteilneh-mern von Weiterbildungsmaßnahmen deutlich.

Bei Frauen mit absolvierter Weiterbildungsmaßnah-me beträgt die Relation von marginalem Effekt undGruppenmittelwert knapp 70% (Gruppenmittelwertinsgesamt gut 3%), bei Männern beläuft er sich auf50% (Gruppenmittelwert insgesamt 4%). DeutlicheUnterschiede beobachten wir auch bei Vollzeitbe-schäftigten (Gruppenmittelwert insgesamt 4%) undTeilzeitbeschäftigten (Gruppenmittelwert insgesamt3%). Beim Vergleich der relativen Wahrscheinlich-keitsdifferenziale im privaten Sektor bzw. öffent-lichen Dienst lassen sich keine Unterschiede feststel-len (jeweiliger Gruppenmittelwert insgesamt 4%) –allerdings ist der marginale Effekt für das Merkmalöffentlicher Dienst nur schwach signifikant. BeiWeiterbildungsteilnehmern in kleineren Betrieben istder relative Unterschied zu Nichtteilnehmern in dermittleren Beförderungswahrscheinlichkeit deutlichgrößer als bei Weiterbildungsteilnehmern in Großbe-trieben, da die jeweiligen Gruppenmittelwerte deut-lich unterschiedlich sind (unter 200 Beschäftigte3,5%; 200 und mehr Beschäftigte 4%).

ZAF 2/2004 117


Tabelle 23Berufliche Weiterbildung und Wahrscheinlichkeit eines Karrieresprunges




vorWB 0.017** –0.001 0.014** 0.007 0.010 0.009(3.148) (–0.381) (3.284) (0.878) (0.831) (1.329)

WB 0.015* 0.005 0.014** 0.010 0.004 0.011(2.146) (0.829) (2.593) (1.059) (0.377) (1.458)

Diff_WB n.s. n.s. n.s. n.s. n.s. n.s.

Wald-Test_X 175.0** 48.5** 218.6** 51.5** 17.2 72.4**


vorWB 0.017** –0.001 0.014** 0.007 0.010 0.010(3.106) (–0.353) (3.227) (0.916) (0.824) (1.418)

WB 0.013 0.002 0.013* 0.007 0.004 0.004(1.544) (0.297) (2.069) (0.494) (0.379) (0.419)

WB* 0.000 0.001 –0.0005 0.002 0.000 0.004* Anzahl_WB (0.122) (0.691) (–0.228) (0.345) (0.102) (0.938)

WB* 0.000 0.000 0.00002 .–– .–– .––* Volumen_WB (0.809) (0.347) (1.317) .–– .–– .––

Diff_WB n.s. n.s. n.s. n.s. n.s. n.s.

Wald-Test_X 175.5** 49.0** 228.5** 51.7** 17.3 72.4**

N (Beobachtungen) 41371 23196 64567 11727 6200 17927

n (Personen) 6427 3570 8328 2085 1199 2774

Nachrichtlich: Vor_1_WB WB Wald- N nSpezifikation I nur 0.009 0.018* Test_X 31182 4032Männer, Vollzeit, (1.344) (2.062) 128.9**Westdeutschland

Quelle: SOEP 1984–2002. Abgrenzung Sample siehe Text.Lineares Wahrscheinlichkeitsmodell mit fixed-effects. Abhängige Variable: Karrieresprung: ja (1), nein (0).

Spezifikation I: Diff_WB ist der Effekt von Weiterbildung berechnet als Differenz von WB und vorWB.Spezifikation II: Diff_WB ist der Effekt von Weiterbildung berechnet als Differenz von (WB,WB*Anzahl_WB,WB*Volumen_WB) und vorWB. Dabei sind für Anzahl_WB und Volumen_WB die jeweiligen Mediane einge-setzt worden.n.s.: Diff_WB ist nicht signifikant von 0 verschieden.

Robuste Standardfehler (Arellano 1989); t-Werte in Klammern. SOEP-Bleibefaktoren berücksichtigt.Wald-Test_X: Test auf gemeinsame Signifikanz aller geschätzten Koeffizienten.Signifikanzniveaus: ** = p<0.01; * = p<0.05; + = p<0.10.Geschätzte Koeffizienten für Arbeitgeberwechsel, tatsächliche wöchentliche Arbeitszeit,Betriebszugehörigkeit, (Betriebszugehörigkeit)^2 und Zeitdummies sind nicht ausgewiesen.

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In Ostdeutschland beobachten wir nur für Männerund für junge Vollzeitbeschäftigte schwach signifi-kante Unterschiede in der mittleren Beförderungs-wahrscheinlichkeit zwischen Weiterbildungsteilneh-mern und Nichtteilnehmern. Bei Männern in der Al-tersgruppe 20–44 Jahre ist die Relation von margina-lem Effekt und Gruppenmittelwert mit ca. 30%(Gruppenmittelwert insgesamt 3,4%) deutlich gerin-ger als die in der älteren Altersgruppe mit 100%(Gruppenmittelwert insgesamt 1%). Bei jüngerenVollzeitbeschäftigten mit absolvierter Weiterbil-dungsmaßnahme beläuft sich die relative Erhöhungder Beförderungswahrscheinlichkeit auf rund einDrittel, wenn man es auf den Gruppenmittelwert vonknapp 3% bezieht.


Die deskriptive Analyse legen nahe, dass insbesonde-re für einzelne Altersgruppen deutliche Unterschiedein der mittleren Beförderungswahrscheinlichkeitzwischen Weiterbildungsteilnehmern und Nichtteil-nehmern bestehen. Um die kausalen Effekte von ab-solvierter beruflicher Weiterbildung auf die indivi-duelle Beförderungswahrscheinlichkeit zu schätzen,haben wir lineare Wahrscheinlichkeitsmodelle mit fi-xen Effekten gemäß Gleichung (7) aus Kapitel 3.4geschätzt. In Tabelle 23 werden die Ergebnisse derSchätzungen ausgewiesen. Es wird deutlich, dasssich die Tendenzen aus der deskriptiven Analyse be-stätigen. Für Ostdeutschland finden wir keinerlei Ef-fekte von absolvierten Weiterbildungsmaßnahmenauf die individuelle Beförderungswahrscheinlichkeit.Auch für Westdeutschland beobachten wir nur für dieGruppe der 20- bis 44-Jährigen und bei der Schät-zung mit der gesamten Stichprobe signifikante ge-schätzte Koeffizienten – nicht aber für die Gruppeder 45- bis 64-Jährigen.

Wendet man sich den Ergebnissen der Spezifikation Ifür die Gruppe der 20- bis 44-Jährigen in West-deutschland zu, so zeigt sich, dass sowohl der ge-schätzte Koeffizient von WBit als auch der Koeffi-zient von vorWBi,–1 positiv und signifikant von Nullverschieden sind. Dies deutet darauf hin, dass dieökonometrische Spezifikation mit fixen Effektennicht vollständig für Unterschiede zwischen Weiter-bildungsteilnehmern vor Eintritt in die Maßnahmeund Nichtteilnehmern kontrollieren kann. Gleichesgilt für die Schätzung auf Basis der gesamten west-deutschen Stichprobe.

Um den kausalen Effekt von absolvierter beruflicherWeiterbildung auf nachfolgende Beförderungspro-zesse in Westdeutschland zu schätzen, haben wir ge-mäß der Argumentation in Kapitel 3.4. wiederum die

Differenz aus den geschätzten beiden KoeffizientenDiff_WBberechnet. Diese Differenz ist in keiner derSchätzungen signifikant von Null verschieden. Folg-lich lassen sich in den vorliegenden Daten keine kau-salen Effekte von beruflicher Weiterbildung auf die Beförderungswahrscheinlichkeit von Weiterbil-dungsteilnehmern anhand von Spezifikation I beob-achten. Dies gilt auch, wenn wir Spezifikation II zurModellierung kausaler Effekte nutzen. Die alternati-ve Nutzung eines Random-trend-Modells gemäßGleichung (8) führt zu vergleichbaren Ergebnissen(nicht tabellarisch dokumentiert). Folglich deuten dieErgebnisse für die genutzte Stichproben in West-deutschland insgesamt nur auf signifikant positiveKorrelationen zwischen beruflicher Weiterbildungund Beförderungen hin. Kausale Effekte hinsichtlichder zeitlichen Lage von Weiterbildung und Beförde-rung lassen sich jedoch nicht identifizieren.

In der letzten Zeile der Tabelle 23 werden zusätzlichdie Ergebnisse einer Schätzung von Spezifikation Ifür eine Teilstichprobe von vollzeitbeschäftigtenMännern in Westdeutschland ausgewiesen. Hier zeigtsich, dass der geschätzte Koeffizient für WBit signifi-kant positiv und der für vorWBi,–1 nicht signifikantvon Null verschieden ist. Folglich erhöht die Teilnah-me an beruflicher Weiterbildung die nachfolgendeBeförderungswahrscheinlichkeit für Weiterbildungs-teilnehmer in dieser homogeneren Teilstichprobe umrund 2 Prozentpunkte.22 Die Wald-Tests für die Spe-zifikationen, die signifikante Korrelationen zwischenberuflicher Weiterbildung und Beförderungswahr-scheinlichkeit aufweisen, zeigen, dass der Erklä-rungsbeitrag der Gesamtheit aller verwendeten Vari-ablen signifikant von Null verschieden ist.

4.4.4 Berufliche Weiterbildung und zukünfti-ges Arbeitslosigkeitsrisiko

Deskriptive Analyse

Ausgangspunkt der empirischen Analyse, ob absol-vierte berufliche Weiterbildung die Beschäftigungs-fähigkeit der Erwerbstätigen erhöht, ist ein Vergleichder mittleren Wahrscheinlichkeit von Maßnahmeteil-nehmern und Nichtteilnehmern, in der Zukunft ar-beitslos zu werden. Ebenso wie im Kapitel 4.4.2 ver-wenden wir ein einfaches Modell (hier: Probitmo-dell), das nur die Variable WBit und Dummy-Vari-

22 Eine entsprechende Schätzung für vollzeitbeschäftigte Frauen inWestdeutschland führte – ähnlich wie die in Tabelle 23 ausgewie-senen Ergebnisse für die gesamte Untersuchungsgruppe – zu kei-nen signifikanten kausalen Effekten von absolvierten Weiterbil-dungsmaßnahmen.

ZAF 2/2004 119


ablen für das jeweilige Jahr, aus dem die Beobach-tung stammt, berücksichtigt. Ausgewiesen in Tabelle24 ist der marginale Effekt des geschätzten Koeffi-zienten von WBit. Dieser marginale Effekt gibt – imVergleich zur Gruppe der Nichtteilnehmer – die abso-lute Veränderung der Wahrscheinlichkeit an, zukünf-tig arbeitslos zu werden, wenn ein Befragter an be-ruflicher Weiterbildung teilgenommen hat. Da wederbeobachtbare noch unbeobachtbare Merkmale derBefragungspersonen in den Schätzungen modelliertwerden, lässt sich der ausgewiesene marginale Effektals „rohes“ Wahrscheinlichkeitsdifferenzial zwischenWeiterbildungsteilnehmern und Nichtteilnehmerninterpretieren.

Aus Tabelle 24 ist zu erkennen, dass erwerbstätigeWeiterbildungsteilnehmer in West- und Ostdeutsch-land durchweg ein deutlich niedrigeres zukünftigesArbeitslosigkeitsrisiko aufweisen als erwerbstätigeNichtteilnehmer. Um die Größenordnung der ausge-wiesenen marginalen Effekte zu verdeutlichen, wer-den wir im Folgenden wiederum die geschätztenmarginalen Effekte in Relation zum jeweiligen Grup-penmittelwert des zukünftigen Arbeitslosigkeitsrisi-kos setzen. Dies ist insbesondere auch für einen Ost-

West-Vergleich von Bedeutung, da das zukünftigeArbeitslosigkeitsrisiko in der Stichprobe insgesamtmit ca. 18% in Ostdeutschland deutlich höher ist alsin Westdeutschland mit ca. 7%.

Wendet man sich in einem ersten Schritt den Ergeb-nissen für Westdeutschland zu, so ergibt sich folgen-des Bild. Bei jüngeren Erwerbstätigen ohne abge-schlossene Berufsausbildung und jüngeren Erwerbs-tätigen mit abgeschlossener Berufsausbildung beträgtdie Relation von marginalem Effekt zu mittlerem Ar-beitslosigkeitsrisiko rund –50% (Gruppenmittelwerteinsgesamt knapp 8% bzw. knapp 4%), während siesich bei jüngeren Erwerbstätigen mit Hochschulab-schluss auf gut –70% beläuft (Gruppenmittelwertinsgesamt gut 1,4%). Tendenziell vergrößert sich alsoder relative Unterschied beim Vergleich des mittlerenArbeitslosigkeitsrisikos zwischen Weiterbildungs-teilnehmern und Nichtteilnehmern mit steigendemNiveau des ersten beruflichen Bildungsabschlussesfür jüngere Erwerbstätige in Westdeutschland, ob-wohl das absolute Wahrscheinlichkeitsdifferenzialmit steigendem beruflichem Bildungsabschluss sinkt.Bei jüngeren Männern und Frauen beträgt die Rela-tion von marginalem Effekt und Gruppenmittelwert

Tabelle 24Berufliche Weiterbildung und zukünftiges Arbeitslosigkeitsrisiko – „rohes“ Wahrscheinlich-keitsdifferenzial



20-44 45-64 insg. 20-44 45-64 insg.

%-Punkte %-Punkte %-Punkte %-Punkte %-Punkte %-Punkte

Qualifikation:

ohne abgeschlossene Berufsausbildung –4 + n.s. –4 * –9 ** n.s. –12**

mit abgeschlossener Berufsausb. –2 ** –3 ** –2 ** –3 ** –5 ** –4 **

mit Fachhochschul-/Uni-Abschluss –1 ** n.s. –1 + n.s. n.s. n.s.

Geschlecht:

Mann –2 ** –4 ** –3 ** –2 ** –4 ** –3 **

Frau –3 ** –4 ** –3 ** –6 ** –8 ** –6 **

Gesamt:

Alle –2 ** –4 ** –3 ** –4 ** –5 ** –4 **

Quelle: SOEP 1984–2002. Eigene Berechnungen. Abgrenzung Sample siehe Text. N=77425.Ausgewiesen ist der marginale Effekt des Dummy „(abgeschlossene) Teilnahme an Weiterbildung (1: ja, 0: sonst)“ in einemgepooltem Probitmodell. n.s.: Geschätzter Parameter ist nicht signifikant von Null verschieden.Abhängige Variable: Beim Arbeitsamt arbeitslos registriert ja (1), nein (0).Mittelwerte abhängige Variable: 7 Prozent (West); 18 Prozent (Ost).Robuste Standardfehler. SOEP-Hochrechnungsfaktoren berücksichtigt.Signifikanzniveaus: ** = p<0.01; * = p<0.05; + = p<0.10.Geschätzte Koeffizienten für Dummyvariablen für einzelne Jahre sind nicht ausgewiesen.

120 ZAF 2/2004


ca. –50% (Gruppenmittelwerte insgesamt knapp 4%bzw. 6%).

In der älteren Gruppe der Erwerbstätigen in West-deutschland beobachten wir – bei Differenzierungnach dem ersten beruflichen Bildungsabschluss – nurfür die Teilgruppe der Erwerbstätigen mit abge-schlossener Berufsausbildung, dass Weiterbildungs-teilnehmer ein signifikant niedrigeres mittleres zu-künftiges Arbeitslosigkeitsrisiko aufweisen alsNichtteilnehmer – die Relation von marginalem Ef-fekt von –3 Prozentpunkten zum Gruppenmittelwertbeträgt hier knapp –35% (Gruppenmittelwert insge-samt 8,7 %). Bei älteren männlichen und weiblichenWeiterbildungsteilnehmern beobachten wir ebenfallsein deutlich niedrigeres Arbeitslosigkeitsrisiko. Hierbeläuft sich die Relation von marginalem Effekt undGruppenmittelwert auf jeweils ca. –44% (Gruppen-mittelwerte von jeweils gut 9%).

In Ostdeutschland beobachten wir hinsichtlich der Sig-nifikanz der gefundenen Unterschiede im mittleren zu-künftigen Arbeitslosigkeitsrisiko über beide Alters-gruppen hinweg ein sehr ähnliches Bild wie in West-deutschland. Die absoluten Unterschiede in den Wahr-scheinlichkeiten, zukünftig arbeitslos zu werden, sindzudem zwischen Weiterbildungsteilnehmern undNichtteilnehmern über nahezu alle betrachteten Grup-pen hinweg deutlich größer als in Westdeutschland.Setzt man aber diese absoluten Wahrscheinlichkeits-differenziale in Relation zum mittleren Arbeitslosig-keitsrisiko der jeweiligen Gesamtgruppe, wird deut-lich, dass die relativen Unterschiede zwischen Weiter-bildungsteilnehmern und Nichtteilnehmern in Ost-deutschland geringer als in Westdeutschland sind.

In der Gruppe der 20- bis 44-Jährigen weisen erwerbs-tätige Weiterbildungsteilnehmer in Ostdeutschland oh-ne abgeschlossene Berufsausbildung ein um 9 Pro-zentpunkte geringeres Arbeitslosigkeitsrisiko auf alsNichtteilnehmer. Setzt man diesen marginalen Effektin Beziehung zum mittleren Arbeitslosigkeitsrisiko derGesamtgruppe, so ergibt sich mit gut –50% ein ver-gleichbarer Wert wie er in Westdeutschland zu beo-bachten ist. Dies ändert sich deutlich bei den beidenweiteren Bildungsgruppen der 20- bis 44-Jährigen.Die Relation von marginalem Effekt zu mittlerem Ar-beitslosigkeitsrisiko der Gesamtgruppe beträgt –22%für Erwerbstätige mit abgeschlossener Berufsausbil-dung bzw. ist nicht signifikant von Null verschiedenfür die Gruppe der jungen Erwerbstätigen mit Hoch-schulabschluss. Folglich sinkt mit steigender beruf-licher Erstausbildung das relative Arbeitslosigkeits-wahrscheinlichkeitsdifferenzial zwischen Weiterbil-dungsteilnehmern und Nichtteilnehmern in Ost-deutschland deutlich, während es in Westdeutschlandtendenziell ansteigt.

Differenzieren wir nach dem Bildungsabschluss bei älteren Erwerbstätigen in Ostdeutschland, sobeobachten wir nur bei Erwerbstätigen mit berufli-chem Bildungsabschluss ein um 5 Prozentpunktegesenktes Arbeitslosigkeitsrisiko im Vergleich zuNichtteilnehmern (Größenordnung Relation margi-naler Effekt/ Gruppenmittelwert beträgt –22%). Bei Frauen beobachten wir ein deutlich geringeresArbeitslosigkeitsrisiko von Weiterbildungsteilneh-merinnen als bei Männern (jeweils relativ zu Nichtteilnehmern/innen). Diese Unterschiede blei-ben erhalten, wenn man die jeweilige Relation von marginalem Effekt zu Gruppenmittelwert er-rechnet (ca. –20% bei Männern bzw. ca. –30% beiFrauen).


Die z.T. deutlichen Unterschiede in den mittlerenzukünftigen Arbeitslosigkeitsrisiken von erwerbstä-tigen Weiterbildungsteilnehmern und erwerbstäti-gen Nichtteilnehmern lassen es sinnvoll erscheinen,zu testen, ob kausale Effekte von absolvierter beruf-licher Weiterbildung on-the-job auf das zukünftigeArbeitslosigkeitsrisiko zu beobachten sind. Tabelle25 weist die geschätzten Koeffizienten eines linea-ren Wahrscheinlichkeitsmodell mit fixen Effektengemäß Gleichung (7) des Kapitels 3.4 für West- undOstdeutschland aus. Spezifikation I berücksichtigtwiederum nur die Inzidenz von beruflicher Weiter-bildung, Spezifikation II darüber hinaus Interak-tionsterme zur Anzahl der absolvierten Weiterbil-dungsmaßnahme und zum kumulativen Stundenvo-lumen.

Wendet man sich in einem ersten Schritt den ausge-wiesenen Ergebnissen für Westdeutschland zu, so er-gibt sich folgendes Bild. Bei den Ergebnissen vonModell-Spezifikation I beobachten wir negative undsignifikant von Null verschiedene geschätzte Para-meter für die Inzidenz von beruflicher Weiterbildung.Zudem ist der geschätzte Parameter vorWBi,–1 nichtsignifikant für die Gruppe der 20- bis 44-Jährigenbzw. signifikant negativ für die Gruppe der 45- bis64-Jährigen und für die gepoolte Stichprobe. Berech-net man für alle drei Schätzungen wiederum gemäßder Argumentation in Kapitel 3.4 die DifferenzDiff_WB, so wird deutlich, dass wir für die Gruppeder 20- bis 44-Jährigen und die Gesamtstichprobe ei-nen kausalen Effekt von absolvierter beruflicherWeiterbildung auf das zukünftige Arbeitslosigkeitsri-siko finden. In der Gruppe der 20- bis 44-Jährigenhaben Weiterbildungsteilnehmer ein um 2 Prozent-punkte niedrigeres zukünftiges Arbeitslosigkeitsrisi-ko als Nichtteilnehmer. Berufliche Weiterbildung on-the-job reduziert folglich in nennenswertem Umfang

ZAF 2/2004 121


das zukünftige Arbeitslosigkeitsrisiko von Weiterbil-dungsteilnehmern. Für die Gruppe der 45- bis 64-Jährigen finden wir hingegen keinen kausalen Effektvon beruflicher Weiterbildung, da die Differenz dergeschätzten Koeffizienten Diff_WB nicht signifikantvon Null verschieden ist. Hier lässt sich nur konsta-

tieren, dass ältere Erwerbstätige, die an einer Weiter-bildungsmaßnahme teilnehmen, vor und nach derMaßnahme ein geringeres Arbeitslosigkeitsrisikoaufweisen als Nichtteilnehmer ihrer Altersgruppe.Die Resultate der Schätzung von Spezifikation II be-stätigen die bisher skizzierten Ergebnisse. Setzt man

Tabelle 25Berufliche Weiterbildung und zukünftiges Arbeitslosigkeitsrisiko




vorWB –0.010 –0.036** –0.024** –0.007 –0.176** –0.055*(–1.551) (–3.363) (–4.330) (–0.268) (–3.535) (–2.415)

WB –0.028** –0.046** –0.053** –0.057* –0.197** –0.106**(–4.547) (–2.699) (–8.630) (–2.280) (–3.797) (–5.006)

Diff_WB –0.018* n.s. –0.029** –0.050* n.s. –0.051*

Wald-Test_X 291.1** 476.7* 763.4** 19.7+ 154.9** 118.1**


vorWB –0.011 –0.037** –0.025** –0.008 –0.175** –0.057*(–1.591) (–3.448) (–4.415) (–0.284) (–3.529) (–2.474)

WB –0.016* –0.021 –0.032** –0.032 –0.126*–0.067**

(–2.236) (–0.997) (–4.401) (–1.059) (–2.223) (–2.801)

WB –0.007** –0.013+ –0.010** –0.015 –0.044**–0.023*** Anzahl_WB (–2.959) (–1.847) (–4.453) (–1.575) (–2.749) (–3.070)

WB 0.00001 0.00004 0.000002 .–– .–– .––* Volumen_WB (0.652) (0.607) (0.125) .–– .–– .––

Diff_WB –0.019* n.s. –0.027** –0.044* n.s. –0.056**

Wald-Test_X 291.7** 477.5** 764.0** 20.4+ 156.5** 118.2**

N (Beobachtungen) 38429 22742 61171 7325 4375 11700

n (Personen) 5564 3138 7234 1375 881 1956

Quelle: SOEP 1984–2002. Abgrenzung Sample siehe Text.Lineares Wahrscheinlichkeitsmodell mit fixed-effects. Abhängige Variable: Arbeitslos registriert: ja (1), nein (0).

Spezifikation I: Diff_WB ist der Effekt von Weiterbildung berechnet als Differenz von WB und vorWB.Spezifikation II: Diff_WB ist der Effekt von Weiterbildung berechnet als Differenz von (WB,WB*Anzahl_WB,WB*Volumen_WB) und vorWB. Dabei sind für Anzahl_WB und Volumen_WB die jeweiligen Mediane einge-setzt worden.n.s.: Diff_WB ist nicht signifikant von 0 verschieden.

Robuste Standardfehler (Arellano 1989); t-Werte in Klammern. SOEP-Bleibefaktoren berücksichtigt.Wald-Test_X: Test auf gemeinsame Signifikanz aller geschätzten Koeffizienten.Signifikanzniveaus: ** = p<0.01; * = p<0.05; + = p<0.10.Geschätzte Koeffizienten für Zeitdummies sind nicht ausgewiesen.

122 ZAF 2/2004


den Median für die Anzahl der absolvierten Weiter-bildungsmaßnahmen und das Gesamtvolumen derMaßnahmen in Stunden ein, so ergeben sich sehrähnliche kausale Effekte wie im Falle der Spezifika-tion I.

Auch für Ostdeutschland lassen sich für Spezifika-tion I über alle Altersgruppen hinweg signifikant ne-gative Koeffizienten für absolvierte Weiterbildungs-maßnahmen feststellen. Zudem sind wie für West-deutschland die Koeffizienten für vorWBi,–1 wiede-rum für die jüngere Gruppe nicht signifikant, für dieältere Gruppe und in der gemeinsamen Schätzunghingegen signifikant negativ. Um den kausalen Ef-fekt absolvierter Weiterbildungsmaßnahmen auf daszukünftige Arbeitslosigkeitsrisiko für Weiterbil-dungsteilnehmer zu schätzen, haben wir wiederumDiff_WB berechnet. Es zeigt sich, dass der geschätztekausale Nettoeffekt für die jüngere Altersgruppe sig-nifikant negativ ist. 20- bis 44-jährige erwerbstätigeWeiterbildungsteilnehmer in Ostdeutschland weisenfolglich ein um ca. 5 Prozentpunkte niedrigeres zu-künftiges Arbeitslosigkeitsrisiko auf als gleichaltrigeErwerbstätige, die nicht an einer Weiterbildungsmaß-nahme teilgenommen haben. Vergleichbare Effektefinden sich in der Spezifikation II, wenn man denMedian für die Anzahl der absolvierten Weiterbil-dungsmaßnahmen einsetzt. Für die Altersgruppe der45- bis 64-Jährigen finden wir – analog zu den Er-gebnissen für Westdeutschland – hingegen keinensignifikanten kausalen Effekt. Ältere Arbeitnehmermit Weiterbildungsmaßnahmen weisen zwar ein sig-nifikant geringeres Arbeitslosigkeitsrisiko auf alsNichtteilnehmer ihres Alters, dies ist aber auch schonder Fall, bevor sie an einer Weiterbildungsmaßnahmeteilgenommen haben.

Schätzt man als Alternative zur Spezifikation I undBerechung von Diff_WB ein Random trend-Modell(nicht tabellarisch ausgewiesen), so ergibt sich fürOstdeutschland ein in der Größenordnung ähnlicherEffekt wie in Spezifikation I für die Gesamtstichpro-be. Der geschätzte Koeffizient für WBit ist signifikantnegativ (–0.059*) und der geschätzte Koeffizient vonvorWBi,–1 ist nicht signifikant von Null verschieden(–0.005). Der kausale Effekt von beruflicher Weiter-bildung auf das zukünftige Arbeitslosigkeitsrisikoliegt bei dieser Spezifikation folglich zwischen –5 bis–6 Prozentpunkten, je nachdem, ob man nur den ge-schätzten signifikanten Koeffizienten für WBitberücksichtigt, oder aber Diff_WBberechnet, obwohlder geschätzte Koeffizient von vorWBi,–1 nicht signi-fikant von Null verschieden ist.

Die Tests auf gemeinsame Signifikanz aller geschätz-ten Koeffizienten (Wald-Test_X) zeigen, dass der Er-klärungsbeitrag der Gesamtheit aller verwendeten

Kovariaten für alle Schätzungen für West- und Ost-deutschland signifikant von Null verschieden ist.

5 Schlussfolgerungen

Im Folgenden werden einige Schlussfolgerungen auszentralen Ergebnissen unserer Studie gezogen. DieErgebnisse unserer Studie bestätigen einmal mehrdas Phänomen, wonach leistungsfähigere Erwerbstä-tige einen leichteren Zugang zu beruflicher Weiter-bildung finden. Insbesondere wer bereits über einequalifizierte berufliche Erstausbildung verfügt, hatdeutliche bessere Weiterbildungschancen als Perso-nen mit einem schwächeren Bildungshintergrund. Ei-ne höhere Teilnahmewahrscheinlichkeit geht zudemeinher mit einem leichteren Zugang zu umfangrei-cheren und tendenziell höherwertigeren Maßnahme-formen. Konsistent mit diesem Befund ist unser Er-gebnis, dass berufliche Weiterbildung häufiger ver-tiefend als ergänzend erfolgt: Der Ausbau bereits ver-fügbarer Qualifikationskomponenten dominiert dieNachfrage nach beruflicher Weiterbildung, nicht derErwerb von Kenntnissen in einem neuen Bereich.Dies alles impliziert, dass Bildungserwerb inDeutschland einen tendenziell kumulativen Charak-ter besitzt. Berufliche Weiterbildung führt folglichnicht dazu, dass Bildungsungleichheiten nach der be-ruflichen Erstausbildung nivelliert werden. Vielmehrverstärkt sie bestehende Bildungsunterschiede undfolglich auch damit einhergehende Ungleichheiten inden individuellen Erwerbschancen. Da wir aus-schließlich berufliche Weiterbildungsaktivitäten vonErwerbstätigen betrachten, bei denen nicht der Staat,sondern die Arbeitgeber und Arbeitnehmer als Finan-ciers in Erscheinung treten, kann man dieses Phäno-men als marktvermitteltes, ökonomisch rationalesVerhalten der Wirtschaftssubjekte verstehen, das zueinem aus Sicht der beteiligten Akteure optimalen Er-gebnis führt. Dieses muss jedoch nicht zwingendvolkswirtschaftlich effizient sein. „Gewinner“ nebenden bereits formal höher Qualifizierten sind jüngereErwerbstätige, Angehörige des öffentlichen Dienstessowie Beschäftigte in Großbetrieben, „Verlierer“ sindTeilzeitbeschäftigte, Arbeiter und Ausländer. Einestaatliche Intervention, die in dieses Geschehen ein-greift, wäre folglich nur dann legitimiert, wenn nor-mativ vorgegebene Ziele in einzelnen Politikfeldernverfolgt würden bzw. empirisch nachgewiesen wer-den kann, das die beobachteten Investitionsvoluminaaus volkswirtschaftlicher Sicht nicht effizient sind.Eine Ausnahme wäre allenfalls gegeben im Kontextmit unserem Befund, wonach hinsichtlich Zeitbudgetoder Mobilität stärker restringierte Erwerbstätige –indiziert über einen Pendlerstatus und die Nichtver-fügbarkeit eines PKWs – nur einen erschwerten Zu-gang zu beruflicher Weiterbildung finden. Hier wäre

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eine staatliche Intervention – beispielsweise durch ei-nen Ausbau des Öffentlichen Personennahverkehrs –denkbar, die die Weiterbildungsfähigkeit stärkt.

Der erschwerte Zugang von Teilzeitbeschäftigten zuberuflicher Weiterbildung erscheint unter demAspekt problematisch, dass derzeit aus arbeitsmarkt-und familienpolitischen Überlegungen heraus einedezidierte Förderung dieser Beschäftigungsform be-trieben wird. Nicht unbedingt erwartet ist dagegenunser Befund, dass Frauen gegenüber Männern keinesystematische Benachteiligung beim Zugang zu be-ruflicher Weiterbildung erfahren; für Frauen mit Kin-dern ergibt sich allerdings bei einigen der von unsuntersuchten Indikatoren eine Schlechterstellung, diedie Frage nach den Möglichkeiten einer gezieltenFörderung aufwirft, ist es doch nunmehr politischkaum mehr umstrittenes Ziel, diese Personengruppeverstärkt in das Arbeitsmarktgeschehen einzubezie-hen. Auch die deutlich unterproportionale Weiterbil-dungsbeteiligung von Ausländern dürfte aus mehre-ren Überlegungen heraus ein Anlass sein, über einegeeignete staatliche Intervention nachzudenken.

Aus einer Perspektive, die dem Postulat nach lebens-langem Lernen verpflichtet ist, erscheint die Tatsachebedeutsam, dass ältere Erwerbstätige weit geringerals jüngere an beruflicher Weiterbildung partizipie-ren. Wenngleich ein mikroökonomisches Investi-tionskalkül dieses Ergebnis erklären kann, da auf-grund der relativ kurzen verbleibenden Lebensar-beitszeit sich auch der Amortisationszeitraum zusätz-licher Bildungsinvestitionen verkürzt, könnte durchwirtschaftspolitische Rahmensetzung – beispiels-weise durch eine Verschiebung des (faktischen) Ren-tenzugangsalters – eine Veränderung erreicht werden.

Unsere Analyse der individuellen Erträge von beruf-licher Weiterbildung hat ergeben, dass für jüngere Er-werbstätige deutliche positive Erträge hinsichtlichEinkommen und späterem Arbeitslosigkeitsrisikoentstehen, und dass diese Effekte kausal interpretiertwerden können, d.h. nicht auf die oben beschriebenesystematische Selektion der Leistungsfähigeren inWeiterbildung zurückzuführen sind. Dies interpretie-ren wir klar als die uneingeschränkt „gute Nachricht“der vorliegenden Studie, die grundsätzlich eine wei-tere Stimulierung von beruflicher Weiterbildungrechtfertigen mag.

Bei der Frage nach dem Wirkungsgrad einer verstärk-ten Förderung von beruflicher Weiterbildung geltendie üblichen Einschränkungen. So ist zunächst stetszu berücksichtigen, dass wir in unseren Daten nur dieEffekte aus aktuell realisierter Weiterbildung messenkönnen („effects of treatment on the treated“). DieseErgebnisse lassen sich nicht uneingeschränkt auf der-

zeit inaktive Erwerbstätige übertragen, die erst nacheiner entsprechenden Stimulierung an beruflicherWeiterbildung teilnehmen, da diese Personengruppesich – wie gezeigt – hinsichtlich ihrer mittleren Leis-tungsfähigkeit systematisch von derjenigen unter-scheidet, die bereit aktuell an Weiterbildung partizi-piert. Tendenziell ist somit mit zunehmender För-derintensität ein abnehmender Wirkungsgrad zu er-warten.

Alle Politikmaßnahmen, die das Ziel verfolgen, dieTeilnahme an beruflicher Weiterbildung zu stärken,müssen zudem die tendenziell unerwünschtenNebeneffekte einer solchen aktiven Politik gewärti-gen. Verdrängungs-, Substitutions- und Mitnahmeef-fekte können die positiven Wirkungen abschwächen,neutralisieren, oder gar zu einem insgesamt negati-ven Gesamtergebnis führen. Leuven/Oosterbeek (imErscheinen) zeigen in einer aktuellen empirischenStudie für die Niederlande, dass Steuerprivilegien fürFirmen, die ihre Investitionen in berufliche Weiterbil-dung erhöhen, wenig effizient sind, wenn man derar-tige „Spill-over-Effekte“ berücksichtigt. Die Diskus-sion um Steuerprivilegien für Firmen, die in die be-rufliche Weiterbildung ihrer Mitarbeiter investieren,macht zudem deutlich, dass umfassende Evaluations-studien auch sonstige mögliche allgemeine Gleichge-wichtseffekte (z.B. Wettbewerbseffekte, die Auswir-kungen der Verschiebung relativer Preise, etc.) prü-fen müssen.

Es wird derartig umfassenden Evaluationsstudienvorbehalten bleiben, den Wirkungsgrad potenziellerFördermaßnahmen zur Intensivierung von beruf-licher Weiterbildung in Deutschland zu untersuchen.Hier besteht angesichts der großen volkswirtschaft-lichen Bedeutung der beruflichen Weiterbildung er-heblicher Forschungsbedarf. Ein besonderes Augen-merk sollte dabei auf die Frage gelegt werden, wa-rum in Deutschland berufliche Weiterbildung für äl-tere Erwerbstätige offenkundig nur geringe (Brutto-)Erträge zeitigt, und welche Maßnahmen geeignetsind, dieses Kosten/ Nutzen-Kalkül ertragsgünstigerzu gestalten – angesichts der wachsenden Bedeutungälterer Erwerbstätiger eine große Herausforderungfür Forschung und Politik.

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Tabelle A-1Kovariaten

West- Ost-deutschland deutschland

Variable Anteil (%) Anteil (%)

Alter: 20-44 62,21 61,47

Alter: 45-64 37,79 38,53

Ohne abgeschl. Berufsausbildung 17,35 5,89

Mit abgeschl. Berufsausbildung 69,46 78,73

Mit Fachhoch- oder Hochschulabschluss 13,19 15,38

Mann 56,79 53,95

Frau 43,21 46,05

Deutsche(r) 87,75 99,56

Ausländer 12,25 0,44

Sonstiger HH-Typ 96,83 96,59

Frau mit Kind(ern) 3,17 3,41

Vollzeit 77,45 86,74

Teilzeit/geringf. Beschäftigte 22,55 13,26

Arbeiter 34,39 37,37

Angestellte/Beamter 55,68 52,36

Selbstständig 9,93 10,26

Privater Sektor 76,70 72,03

Öffentlicher Dienst 23,30 27,97

Betriebsgröße:< 200 56,23 68,48

Betriebsgröße:>= 200 43,77 31,52

Pendler 51,31 49,54

PKW zur Verfügung 76,77 78,81

N 9495 2699

Quelle: SOEP 2000. Ausgangspopulation. AbgrenzungSample siehe Text.Anteile ohne Nutzung der Hochrechnungsfaktoren.

Tabelle A-2Abhängige Variablen der Regressionsmodelle

West- Ost-deutschland deutschland

Variable Anteil (%) Anteil (%)

Teilnahme allg. WB 0,43 0,50

Teilnahme berufl. WB 0,28 0,32

Teilnahme allg. und berufliche WB 0,21 0,25

Nichtteilnahme wegen Zeitmangel/finanz.Gr. 0,35 0,39

Mittlere Anzahl WB 4,12 3,43

Gesamtvolumen (Std.) 184,44 194,00

WB zur Arbeitszeit 0,81 0,76

Veranstalter Arbeitg. 0,46 0,46

Finanzierung Arbeitg. 0,74 0,68

Direkte Kosten Arbeitnehmer 336,56 279,95

Firmenspez. Humank. 0,35 0,40

Quelle: SOEP 2000. Abgrenzung der jeweiligen Samplessiehe Text.Anteile ohne Nutzung der Hochrechnungsfaktoren.

Anhang

Documents

Berufliche Weiterbildung in West- und Ostdeutschlanddoku.iab.de/zaf/2004/2004_2_zaf_buechel_pannenberg.pdf · 2011. 10. 11. · ZAF 2/2004 73 Berufliche Weiterbildung in West- und