Onlineerhebung zu den Freien Berufen 327 Varianz von i zu schätzen, die sonst im Ordered Probit Modell angenommen werden muss. Für die Bestimmung der Wahrscheinlichkeit, bei gegebenen erklärenden Größen zu einer bestimmten Einkommensklasse zu gehören, werden die weiteren Schätzergebnisse des Ordered Probit Modells bezüglich d benötigt: * 1 1 1 1 ( ) ( ' )( ) ( ' ' ) ( ' ) ( ' ) j i j j i i j i j i i j i j i j i P y P x P y j P x x x x o o o d g o o d g o d o d o d / / / / Ê ~ >Í ~ - >Í? ? Ë / ~ > /ÍÍH / /H /Ì (23) mit der Standardnormalverteilung H . Ein positives Vorzeichen eines mit der Maximum Likelihood Methode geschätzten Koeffizienten gibt an, zu einer höheren Einkommensklasse zu gehören; ein negatives Vorzeichen entsprechend zu einer niedrigeren Einkommensklasse zu gehören. Zum Vergleich der Ergebnisse werden in Tabelle 3 gestellten Ordered Probit Modell zwei weitere Schätzmodelle verwendet, die allerdings die vorhandene Ordnungsstruktur nicht berücksichtigen, von daher also weniger effizient sind. Dies ist zum Einen ein Multinomiales Logit (MNL) Modell, das auf einem stochastischen Nutzenkonzept für die Auswahl gleichrangiger Alternativen basiert. Zum anderen ist es der einfache klassische OLS-Schätzer, der die Klassenmitten mit einer angenommenen (arbiträren) Klassenmitte der obersten Klasse auskommen muss. Durch die Erweiterung der Schätzverfahren mit dem Multinomialen Logit Modell und OLS-Schätzer soll die Validität der Ergebnisse verbessert werden. So erhöht sich die Robustheit der Ergebnisse durch die gewonnen Referenzgrößen, wenn sie - außer dem bevorzugten Ordered Probit Modell - auch von den beiden anderen Schätzmodellen getragen werden. Die untere Einkommensklasse dient hierbei dem MNL-Modell als Referenzgrö- ße. Für alle Schätzverfahren werden die jeweiligen geschätzten Koeffizienten (C) und ihr Probability-Value (P) angegeben. 5.4.5 Multivariate Ergebnisse Auf Grundlage der vorhergehend vorgestellten multivariaten Schätzverfahren werden folgen die Ergebnisse zum freiberuflichen Einkommenserfolg vorgestellt. Eine Übersicht zu den Ergebnissen gibt die Tabelle 66 in zwei Teilen. Bei den personenbezogenen Ansätzen zeigen sich deutliche Unterschiede zwischen den beiden Geschlechtern. Hinsichtlich der Wahrscheinlichkeit einer höheren Einkommensklasse anzugehören, zeigt sich bei den Frauen gegenüber den Männern ein starker negativer Einfluss. T ab el le 6 6: E rs te r T ei l: D et er m in an te n de r E in ko m m en F re ie r Be ru fe – E rg eb ni ss e de s O rd er ed Pr ob it M od el ls, d es M ul tin om ia le n Lo gi t M od el ls un d de s O LS S ch ät ze rs Th eo rie an s ät ze O rd er ed P ro bi t O LS M ul tin om ia le s Lo gi t Sc hä tz m o de lle M od el l Sc hä tz er M od el l En do ge n e V ar ia bl e: * m itt le re E in ko m m e n hö he re E in ko m m e n K oe ffi z. P- Va lu e K oe ffi z. P- Va lu e K oe ffi z. P- Va lu e K oe ffi z. P- Va lu e K on st a n te . 51 75 . 68 41 10 .8 33 . 00 01 1. 58 0 . 61 34 2. 17 4 . 64 37 Pe rs on en be zo ge ne A n s ät ze G e s c hl e c ht (R e f: M än n lic h) W e ib lic h - . 86 19 ** * . 00 15 - . 39 66 ** * . 00 25 - . 2, 49 8* * . 01 25 - 3, 24 8* ** . 00 49 Al lg em ei ne s Hu m a n ka pi ta l Sc hu lja hr e - . 13 01 .2 07 6 -.6 81 3 . 19 34 - . 31 78 . 22 38 - . 65 95 . 10 15 H oc hs ch ul e (R ef . ke in H oc hs ch ul a b. ) H oc hs ch ul ab sc hl us s . 36 05 . 20 29 . 15 62 . 26 03 - . 24 22 . 72 30 2, 44 1* * .0 32 0 Sp ez ifi sc he s H u m a n ka pi ta l B er u fs e rfa hr u n g . 12 90 ** * .0 07 9 .5 69 9* ** .0 09 3 . 24 77 ** . 02 83 . 39 55 ** . 01 31 B er u fs e rfa hr u n g qu ad rie rt - . 40 97 ** . 01 24 - . 17 72 ** . 01 20 - . 75 62 ** . 03 36 - . 13 02 ** . 01 60 v o rh e rig e Br an ch e n e rfa hr u n g . 26 79 .2 44 6 . 98 13 .3 90 6 - . 55 06 . 39 30 . 06 07 . 37 15 v o rh e rig e Se lb st än di gk e its e rfa hr un g . 16 23 .6 84 1 . 85 76 .6 61 8 - . 66 26 . 58 26 1, 15 6 . 36 00 B et rie bs be zo ge n e An s ät ze B er u fs gr up pe (R e f: Te c h. /N a tu rw is s e n .) Fr e ie H ei lb er u fe . 77 59 ** .0 28 0 . 36 08 ** . 02 84 1, 85 9* * . 02 68 1, 77 3 .1 66 9 Fr e ie R ec ht s. / W irt s. . 33 68 . 44 24 . 10 00 . 62 65 - . 42 34 . 69 95 . 98 96 . 47 58 Fr e ie K ün st l./ Pä d. / P ub l. - . 34 69 . 52 63 - . 12 42 . 62 18 1, 67 5 . 24 38 - . 30 36 . 87 13 Qu ell e: Ei ge ne T ab el le u n d Be re ch nu n ge n. F FB -O nl in ee rh eb u n g Fr ei e B er u fe 2 00 3. * ni ed rg . E in k. b is 37 .4 99 €, m itt l. Ei nk . a b 37 .5 00 bis 74.999€, höher. Eink. ab 75.000€ 328 Onlineerhebung zu den Freien Berufen T ab el le 6 6: Z w ei te r Te il: D et er m in an te n de r Ei nk o m m en F re ie r Be ru fe – E rg eb ni ss e de s O rd er ed P ro bi t M od el ls, d es M ul tin om ia le n Lo gi t M od el ls un d de s O LS S ch ät ze rs Th eo rie an s ät ze O rd er ed P ro bi t O LS M ul tin om ia le s L og it Sc hä tz m o de lle M od el l Sc hä tz er M od el l En do ge n e V ar ia bl e: * m itt le re E in ko m m e n hö he re E in ko m m e n K oe ffi z. P- Va lu e K oe ffi z. P- Va lu e K oe ffi z. P- Va lu e K oe ffi z. P- Va lu e K on st a n te . 51 75 . 68 41 10 .8 33 . 00 01 1. 58 0 . 61 34 2. 17 4 . 64 37 B et rie bs be zo ge n e An s ät ze G rü n du ng sf o rm (R ef : o rig in är ) D er iva tiv . 25 92 . 36 83 . 12 89 . 35 03 1, 53 3* * .0 37 6 . 80 77 .3 91 9 So zi al ve rs . M ita rb ei te r a kt ue ll . 15 90 .7 50 3 . 18 65 . 46 69 . 53 21 ** .0 15 6 . 28 61 .1 53 6 So zi a lv e rs . M ita rb ei te r be i G rü nd un g . 78 90 . 14 28 . 27 92 . 29 12 - . 35 18 .1 07 6 - . 32 14 .8 53 8 K am m e rn (R e f: ke in K am m e rb er uf ) Ka m m e rb e ru f . 86 04 ** .0 11 5 . 38 32 ** . 02 55 . 11 40 .9 03 7 2, 53 2* * .0 13 5 Um fe ld be zo ge ne A n s ät ze R eg io n (R ef : W es td eu ts ch la n d) O st de ut sc hl an d - . 58 29 .2 15 9 -.2 37 4 . 29 32 - . 24 08 .8 26 1 - 2, 92 8* . 09 48 Lo g Li ke lih o o d - 99 .7 32 --- - - - - - - - - 79 .0 51 Ch i-S qu ar e d 60 .5 52 ** * - - - - - - - - - - 10 1. 91 4* * * R -S qu ar ed - - - - - - - - - - . 30 89 6* * * - - - - - - - - - - Ad jus t. R -S qu ar ed - - - - - - - - - - . 39 39 2* * * - - - - - - - - - n 12 3 12 3 12 3 Qu ell e: Ei ge ne T ab el le u nd B er ec hn un ge n. F FB -O nl in ee rh eb u n g Fr ei e Be ru fe 2 00 3. * ni ed rg . E in k. b is 37 .4 99 €, m itt l. Ei nk . a b 37 .5 00 bis 74.999€, höher. Eink. ab 75.000 € . Onlineerhebung zu den Freien Berufen 329 330 Onlineerhebung zu den Freien Berufen Die Ergebnisse sind im Ordered Probit Modell hoch signifikant. Gestützt werden die Ergebnisse auch von den beiden anderen Schätzmodellen. Insbesondere das MNL-Modell weist bei den Frauen für die höchste Einkommensklasse einen hochsignifikanten negativen Einfluss auf. Der negative Einfluss hält sich auch für die mittlere Einkommensklasse noch signifikant. Bestätigung findet somit die erste Hypothese zum Gründungserfolg des Einkommens nachdem Frauen gegenüber den Männern eine geringere Wahrscheinlichkeit auf ein höheres Einkommen haben. Wie aus den Ergebnissen zum Allgemeinen Humankapital der befragten Freiberufler hervorgeht, hat die Anzahl der Schuljahre keinen signifikanten Einfluss auf die Wahrscheinlichkeit in eine höhere Einkommensklasse bei einer freiberuflichen Tätigkeit zu gelangen. Damit wird die zweite Hypothese, dass eine längere Ausbildungsdauer einen positiven Einfluss auf die Wahrscheinlichkeit eines höheren Einkommens, nicht gestützt. Ebenfalls keinen signifikanten Einfluss auf die Einkommenshöhe hat ein Hochschulabschluss im Ordered Probit Modell. Wird dieses Ergebnis im OLS- Schätzer bestätigt, so zeigt sich im MNL-Modell ein positiver Einfluss für die Zugehörigkeit in der höheren Einkommensklasse. Das Ergebnis ist signifikant auf 5 Prozent Niveau. Da der MNL-Schätzer vor dem Hintergrund der Ordnungsstruktur weniger effizient arbeitet als der Schätzer des Ordered Probit Modells wird die dritte Hypothese zum Hochschulabschluss nicht bestätigt. Angenommen wurde ein positiver Einfluss durch einen Hochschulabschluss auf die Wahrscheinlichkeit eines höheren Einkommens. Die Tabellen 66a und 66b geben eine Übersicht zu den Ergebnissen des freiberuflichen Einkommenserfolges anhand des Ordered Probit Modell, des Multinomialen Logit Modell und des OLS Schätzers. Beim spezifischen Humankapital zeigt sich die jetzige Berufserfahrung – gestützt durch alle drei Modelle – als signifikante Einflussgröße. Dabei sind die Ergebnisse im Ordered Probit Modell hoch signifikant. Mit abnehmender Bedeutung (nichtlinearer Ansatz) führt erwartungsgemäß eine längere Berufserfahrung in der aktuellen Tätigkeit zu einem höheren Einkommen. Damit wird die fünfte Hypothese bestätigt. Angenommen wurde eine höhere Wahrscheinlichkeit eines höheren Einkommens bei einer langanhaltenden Berufserfahrung. Keine Bestätigung fand dagegen die vierte und sechste Hypothese zum spezifischen Humankapital der Freiberufler. Eine auf diese Weise verfeinerte Humankapitalbetrachtung führt weder bei der vorhergehenden Branchenerfahrung noch bei der vorhergehenden Selbständigkeitserfahrung zu einem signifikanten Einfluss für ein höheres freiberufliches Einkommen. Zu diesem Ergebnis kommen alle drei Schätzmodelle. Bei den Berufsgruppen aus den betriebsbezogenen Ansätzen weisen die Freien Heilberufe signifikante Werte auf. Gegenüber der Referenz der Freien technischen und naturwissenschaftlichen Berufe zeigt sich bei den Freien Heilberufen Onlineerhebung zu den Freien Berufen 331 ein positiver Einfluss auf ein höheres Einkommen. Der signifikant positive Einfluss wird sowohl vom Ordered Probit Modell als auch von den beiden anderen Schätzverfahren bestätigt. Dagegen zeigen die Freien künstlerischen, pädagogischen und publizistischen Berufe sowie die Freien Rechts- und wirtschaftsberatenden Berufe keinen signifikanten Einfluss auf. Angenommen wurde in der siebten Hypothese ein negativer Einfluss der Freien künstlerischen, pädagogischen und publizistischen Berufsgruppe auf die Wahrscheinlichkeit eines höheren freiberuflichen Einkommens. Die Ergebnisse können diese Hypothese nicht stützen. Die achte Hypothese zur Gründungsform geht bei einer derivativen freiberuflichen Gründung von einem positiven Effekt auf die freiberufliche Einkommenshöhe aus. Jedoch liefern weder das Ordered Probit Modell noch der OLS- Schätzer signifikante Ergebnisse. Somit findet die achte Hypothese zur derivativen Gründungsform keine Bestätigung. Allerdings weist das MNL-Modell eine positive Wahrscheinlichkeit bei einer derivativen Gründungsform zur mittleren Einkommensklasse auf. Die Ergebnisse dort sind auf einem fünf Prozentniveau signifikant. Keine signifikanten Werte weisen die Ergebnisse zu den sozialversicherten Beschäftigten zum Gründungszeitpunkt aus. Damit wird die zehnte Hypothese zur Beschäftigtensituation zum Gründungszeitpunkt nicht bestätigt. Dies trifft auch für die aktuell sozialversicherten Beschäftigten der Freiberufler mit Ausnahme des MNL-Modells zu. Hier zeigt sich ein positiver Einfluss auf die Wahrscheinlichkeit zur mittleren Einkommensklasse zu zählen, sofern der Freiberufler sozialversicherte Mitarbeiter beschäftigt. Die Werte sind signifikant, können aber die neunte Hypothese zur Beschäftigung nicht stützen. Sowohl die neunte und zehnte Hypothese gingen von einem positiven Effekt der Beschäftigtenzahl auf die Einkommenshöhe aus. Positive Einflussgrößen auf die Wahrscheinlichkeit einer höheren Einkommensklasse weist die institutionelle Größe der Kammerberufe aus. Ist ein Freiberufler in einem Kammerberuf tätig, erhöht sich die Wahrscheinlichkeit für ein höheres Einkommen. Die Werte werden von allen drei Schätzverfahren bestätigt und sind hochsignifikant. Die Ergebnisse stützen die elfte Hypothese zu den Kammerberufen. Dabei wurde ein positiver Einfluss auf die Wahrscheinlichkeit eines höheren Einkommens bei den Kammerberufen angenommen. Abschließend wurde aus den umfeldbezogenen Ansätzen die geografische Aufteilung der freiberuflichen Wirkungsstätten nach West- und Ostdeutschland auf die Einkommenshöhe getestet. Gegenüber der Referenz westdeutscher Freiberufler zeigt sich bei den ostdeutschen Kollegen im Ordered Probit Modell kein signifikanter Einfluss auf die Einkommenshöhe. Lediglich das MNL-Modell weist darauf hin, das eine Zugehörigkeit zur höchsten Einkommensklasse für Freiberufler aus den neuen Bundesländern signifikant negativ ist. Die Annahme 332 Onlineerhebung zu den Freien Berufen eines negativen Einflusses auf die freiberufliche Einkommenshöhe (zwölfte Hypothese) konnte aber nicht bestätigt werden. In der Gesamtschau der mikroökonometrischen Ergebnisse wurden die Annahmen über einen positiven Einfluss des Schulabschlusses, der vorherigen Branchen- und Selbständigkeitserfahrung sowie der Mitarbeiter zum Gründungszeitpunkt nicht bestätigt. Dies erscheint nicht unplausibel, da der Großteil der Freiberufler zum Befragungszeitpunkt bereits über eine lang anhaltende berufliche Erfahrung verfügt und der Anteil der jungen Freiberufler relativ gering ist. Daher treten vorherige berufliche Erfahrungen und strukturelle Gründungsbegebenheiten als Einflussgrößen auf das freiberufliche Einkommen eher in den Hintergrund. Als signifikante positive Einfußgrößen für das freiberufliche Einkommen konnten eine lang anhaltende jetzige Berufserfahrung und die Tätigkeit in einem Kammerberuf identifiziert werden. Sowohl die Ergebnisse aus dem Ordered Probit Modell als auch dem OLS-Schätzer und dem MNL-Modell stützen die hypothetischen Annahmen über die Einflussrichtung der Berufserfahrung und den Kammerberufen. Die Tabelle 67 gibt einen Überblick zu den negativen und positiven signifikanten Einflussgrößen auf das freiberufliche Einkommen. Tabelle 67: Überblick der positiven und negativen Einflussgrößen auf den freiberuflichen Einkommenserfolg. Signifikante Werte des Ordered Probit Modells, ML-Modell und des OLS-Schätzers. FFB-Onlineumfrage 2003 Einflussrichtung Signifikante Einflussgrößen auf die freiberufliche Einkommenshöhe Positiv Hochschulabschluss Berufserfahrung Freie Heilberufe Derivative Gründung Mitarbeiter aktuell Kammerberuf Negativ Frauen Ostdeutschland Quelle: Eigene Tabelle. Signifikant zeigt sich zudem aus den Ergebnissen des MNL-Modells ein positiver Einfluss eines Hochschulabschlusses auf ein höheres Einkommen. Als signifikante positive Einflussgrößen eines mittleren Einkommens erwiesen sich die Berufserfahrung, die aktuelle Mitarbeiteranzahl sowie eine derivative Gründungsform. Onlineerhebung zu den Freien Berufen 333 5.4.6 Zwischenfazit Für die Untersuchung der Einkommen aus freiberuflicher Tätigkeit stand mit der FFB-Onlineumfrage 2003 eine primär auf die Situation der Freien Berufe ausgerichtete Datenbasis zur Verfügung. Neben neuen deskriptiven Ergebnissen aus den offenen und geschlossen Fragestellungen wurde mit einem Ordered-Probit Ansatz- und vergleichend mit einem OLS-Schätzer und einem MNL-Ansatz die Wahrscheinlichkeit von Determinanten eines höheren Einkommens aus freiberuflicher Tätigkeit quantifiziert. Mit diesen Ergebnissen konnten letztlich die aus den theoretischen Ansätzen entwickelten Hypothesen über die Determinanten höherer freiberuflicher Einkommen überprüft werden. Die Ergebnisse der mikroökonometrischen multivariaten Analysen zeigen die Signifikanz der konkurrierenden Einflussgrößen und Hypothesen auf. Zu den signifikant positiven Einflussgrößen konnten die hypothetisch abgeleiteten Annahmen zum Geschlecht, zu den spezifischen beruflichen Erfahrungen sowie zu den freiberuflich-institutionelle Gegebenheiten bestätigt werden. Ohne Bestätigung, teils mit gegensätzlichen Ergebnissen, blieben die hypothetischen Annahmen zur Schulausbildung, der Berufsgruppen, der vorhergehenden Branchen und Selbständigkeitserfahrung und der Mitarbeiter zum Gründungszeitpunkt. Keine Bestätigung durch das Ordered Probit Modell, aber tendenzielle Hinweise zu den hypothetischen Annahmen, gab das MNL-Modell zum Hochschulabschluss, der Gründungsform und der Mitarbeiterzahl. Aus den Ergebnissen des von seiner Ordnungsstruktur maßgebenden Ordered Probit Modells stechen insbesondere vier Einflussgrößen hervor, welche die Wahrscheinlichkeit eines höheren Einkommens aus freiberuflicher Tätigkeit signifikant oder hoch signifikant beeinflussen. Dies sind im Einzelnen die Berufserfahrung, das Geschlecht, die Berufsgruppe und die Kammerberufe. Bei der geschlechtsspezifischen Betrachtung konnte insbesondere bei den Frauen ein hoch signifikant negativer Einfluss auf die Wahrscheinlichkeit eines höheren Einkommens festgestellt werden. Dies bestätigt die Annahmen aus der ersten Hypothese. So hatte Heil (1999) in seiner Studie ein geringeres Wachstum bei Gründungen von Frauen festgestellt, welches auch zu einem geringeren Einkommen führte. Insofern sagt es nicht zwangsweise etwas über eine Diskriminierung aus, wenn Frauen signifikant weniger verdienen. Vor dem Hintergrund der freiberuflichen Situation muss auch die Berufsgruppenzugehörigkeit beachtet werden. So gibt es verschiedene unterschiedlich entlohnte Berufe (z.B. Heilberufe: Ärzte und Physiotherapeuten). So sind für das Ergebnis zwei Ursachen möglich. Im Gegensatz zu den Männern legen Frauen nach der Gründung weniger Wert auf ein stärkeres Wachstum. Hinzu kommt offensichtlich die bevorzugte Berufswahl von Frauen in weniger gut dotierten freiberuflichen Tätigkeiten (z.B.: Hebammen). Wie sich schon in den deskriptiven Ergebnissen deutlich abzeichnete, hat eine langanhaltende Berufserfahrung einen deutlichen positiven Effekt auf die freibe-