Zusammenfassung
In Europa bestehen deutliche Unterschiede im Ausmaß und in der Struktur von Armut von Erwerbstätigen. Die vorliegende Untersuchung analysiert in einem Vergleich von 20 Ländern, inwieweit dies auf die unterschiedliche Ausgestaltung der institutionellen Rahmenbedingungen eines jeweiligen Landes zurückzuführen ist. Die Analysen basieren auf Mikrodaten aus der EU-Statistik zu Einkommen und Lebensbedingungen (EU-SILC) des Jahres 2006 und Makrodaten aus unterschiedlichen Quellen. Es werden mehrere Stufen des Einkommensverteilungsprozesses betrachtet. Der Ausgangspunkt ist die Frage, ob das persönliche Erwerbseinkommen einer Person ausreichend ist, um Armut zu vermeiden. In weiteren Schritten werden der Haushaltskontext (Bedarf und weitere Erwerbseinkommen) und der Einfluss staatlicher Umverteilung (Steuern und Transfers) mitberücksichtigt. Nur in dieser umfassenden Perspektive ist es möglich zu klären, inwieweit Armut von Erwerbstätigen vor allem am Arbeitsmarkt entsteht oder auf andere Faktoren zurückzuführen ist.
Abstract
In Europe, there are significant differences in the extent and in the structure of in-work poverty. Based on a comparison of 20 countries the present study analyses to what extent this is due to the differences in the institutional framework conditions of a given country. The analyses are based on micro data from the EU Statistics on Income and Living Conditions (EU-SILC) of 2006 and macro data from different sources. The analyses distinguish between different steps in the process of income generation and redistribution. The starting point is the question whether a person's own income from work is sufficient to avoid poverty. Further steps regard the role of the household context (needs and further income) and the effect of state redistribution (taxes and transfers). This comprehensive perspective allows for a separation of labour market related and other influences on the risk of in-work poverty.
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Notes
Neben Erwerbseinkommen und staatlichen Transfers sind nicht-staatliche Unterstützungsleistungen und Kapitaleinkommen zu nennen. Diese Einkommen tragen anteilig jedoch kaum zum Haushaltseinkommen bei (durchschnittlich etwa 2,5%, vgl. Lohmann 2007, S. 136) und werden daher im Folgenden nicht gesondert betrachtet.
Hier gilt allerdings die Annahme, dass das Haushaltseinkommen gleichmäßig auf die Haushaltsmitglieder verteilt wird. Diese Annahme wird auch für die Berechnung des bedarfsgewichteten Haushaltseinkommens getroffen, das die Grundlage für die auch in diesem Artikel verwendete Messung von Einkommensarmut darstellt (vgl. Abschnitt 4).
Verwendet wurde die User Database in der Version 2006.1 vom 1. März 2008.
Teilweise wurde jedoch eine grobe Abschätzung möglicher Verzerrungen versucht. In den seit April 2009 verfügbaren EU-SILC Daten des Jahres 2007 gibt es für 17 der hier betrachteten Länder Angaben zur Eigenproduktion. Auf Basis dieser Daten wurden analog zum übrigen Vorgehen in diesem Artikel Armutsquoten von Erwerbstätigen berechnet. Dabei wurde einmal das Haushaltsnettoeinkommen ohne den Wert der Eigenproduktion und einmal einschließlich der Eigenproduktion verwendet. Die Pearson-Korrelation der beiden Armutsquoten ist annähernd perfekt, die Rangkorrelation ist perfekt. Wie erwartet zeigt sich eine starke positive Korrelation (0,77) zwischen der Differenz beider Armutsquoten und dem Anteil von Erwerbstätigen in landwirtschaftlichen Berufen, die vor allem durch die Ergebnisse aus zwei Ländern bedingt ist: Griechenland und Polen. In den folgenden multivariaten Analysen in diesem Artikel wird für die berufliche Tätigkeit kontrolliert, sodass darüber die unterschiedliche Größe des Agrarsektors berücksichtigt wird. Ohnehin weist aber die annähernd perfekte Korrelation zwischen den beiden Armutsquoten darauf hin, dass durch die Nichtberücksichtigung der Eigenproduktion keine substanzielle Verzerrung der zentralen Ergebnisse anzunehmen ist.
Grundsätzlich ist zu berücksichtigen, dass diese kontrafaktische Betrachtungsweise auf der Annahme beruht, dass sich beispielsweise das Erwerbsverhalten nicht durch die Verfügbarkeit von Transfers verändert (vgl. Bergh 2005).
Die Erwerbsintensität wird wie folgt berechnet: (MVZ*1 + MTZ*0,5)/(ERW*12), wobei MVZ und MTZ = Summe der Monate in Vollzeit- und Teilzeiterwerbstätigkeit aller Haushaltsmitglieder im erwerbsfähigen Alter, ERW = Anzahl der Haushaltsmitglieder im erwerbsfähigen Alter. Für einen Haushalt mit drei Personen im erwerbsfähigen Alter (ERW = 3), von denen zwei Personen ganzjährig Vollzeit arbeiten (MVZ = 24), und die andere halbjährig Teilzeit (MTZ = 6), beträgt die Erwerbsintensität also (24 + 3)/36 = 0,75.
Das Bruttoerwerbseinkommen wird mit dem Haushaltseinkommen nach Steuern (vor Transfers) verglichen. Der Vergleich berücksichtigt daher nicht den Einfluss von Kapitaleinkommen u. ä., schließt aber dafür die Zahlung von privaten Transfers mit ein. Da es sich durchschnittlich um sehr geringe Beträge handelt, ist der Effekt, zumindest bei Betrachtung der Gesamtpopulation, zu vernachlässigen.
Die Armutsreduktionsquoten berechnen sich wie folgt aus den Angaben in Tab. 3: ([Quote Stufe IV]-[Quote Stufe V])/[Quote Stufe IV].
Prinzipiell können auch unterschiedliche Muster der Nicht-Anspruchnahme von Transfers eine Rolle spielen, die hier jedoch nicht gesondert betrachtet werden können.
Aufgrund der fehlenden Bruttoeinkommensangaben in drei Ländern unterscheiden sich die Stichproben für die Analyse von Stufe I und V des Einkommensverteilungsprozesses. Sämtliche Analysen auf Stufe V wurden auch auf Basis des verringerten Ländersamples durchgeführt. Außer leichten Veränderungen in der Effektstärke ergeben sich keine grundsätzlichen Veränderungen. Bei keinem der signifikanten Effekte kommt es zu einem Vorzeichenwechsel. Dies gilt auch für die in Tab. 7 und 8 dargestellten Ergebnisse.
Wie in Abschnitt 4 angesprochen, wurde Modell 3 jeweils unter Auslassung eines Landes geschätzt, um abschätzen zu können, inwieweit die Ergebnisse durch Abweichungen einzelner Länder bedingt sind. Auf Stufe I bedeutet dies die Schätzung von 17 zusätzlichen Modellen bzw. von 20 zusätzlichen Modellen auf Stufe III. Hinsichtlich des Einflusses der fünf zentralen Makrofaktoren ergibt sich keine substanzielle Veränderung der Ergebnisse. Keiner der in Tab. 7 als signifikant ausgewiesenen Koeffizienten ändert sein Vorzeichen. Auf Stufe I wird in drei Fällen ein Effekt auf 10-Prozent-Niveau signifikant, der in Tab. 7 nicht signifikant ist, aber in dieselbe Richtung weist. Auch auf Stufe V ist kein Vorzeichenwechsel signifikanter Effekte zu beobachten. In sieben Fällen sind Effekte gleicher Richtung nicht signifikant. In vier dieser Fälle betrifft dies den Zentralisierungseffekt, der auch in dem in Tab. 7 ausgewiesenen Modell nur auf 10-Prozent-Niveau signifikant ist. Insbesondere vor dem Hintergrund der Gesamtzahl der Koeffizienten, die miteinander verglichen werden (5 Koeffizienten über 18 bzw. 21 Modelle), sind die Ergebnisse als robust zu bewerten. Dies trifft in noch stärkerem Maße auf die in Tab. 6 ausgewiesenen Einflüsse auf der Mikroebene zu.
Um die Berechnung eines Interaktionseffektes zu vereinfachen, wurde im Gegensatz zu den in Tab. 5 dargestellten Modellen weder auf Haushaltsebene, noch auf Personenebene nach Teilzeit- und Vollzeitbeschäftigung bzw. nach ganzjähriger und nicht ganzjähriger Beschäftigung unterschieden. Statt der vier entsprechenden Variablen wurde die in Abschnitt 4 erläuterte Erwerbsintensität eines Haushalts als Variable in das Modell eingeführt. Auch in einem Modell ohne Makro- und Interaktionseffekt ist der Einfluss der Erwerbsintensität negativ (−3,156).
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Für Anregungen und Kritik danke ich Hans-Jürgen Andreß, Joachim Frick, Olaf Groh-Samberg, einem/er anonymen Gutachter/in und den Herausgebern der KZfSS.
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Lohmann, H. Armut von Erwerbstätigen im europäischen Vergleich. Köln Z Soziol 62, 1–30 (2010). https://doi.org/10.1007/s11577-010-0093-2
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