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Pendelbereitschaft von Arbeitnehmern in Deutschland

Authors:

Abstract

Eine Analyse des Pendlerverhaltens ist angesichts der in vielen deutschen Regionen angespannten Arbeitsmarktlage von hoher Aktualität. Dennoch liegen für Gesamtdeutschland keine neueren Untersuchungen zu dieser Thematik vor. Mit Hilfe von Daten der Bundesagentur für Arbeit für alle sozialversicherungspflichtig Beschäftigten werden Gravitationsmodelle geschätzt. Die Berechnungen weisen die Pendelneigung der Beschäftigten insgesamt sowie soziodemographischer Untergruppen aus. Festzustellen ist, dass Männer bei zunehmender Distanz eher zum Pendeln bereit sind als Frauen, Deutsche eine höhere Pendelneigung besitzen als Ausländer und Arbeiter eine höhere als Angestellte. Eine lokale Analyse zeigt, dass bei ostdeutschen Regionen ein überdurchschnittlicher Pendelwiderstand zu verzeichnen ist, der mit tendenziell unattraktiveren Arbeitsplätzen erklärt werden kann. Bei wirtschaftlich prosperierenden Metropolen in Westdeutschland sind Arbeitnehmer auch bereit, längere Fahrtzeiten in Kauf zu nehmen. An analysis of the commuter behaviour is an important question because of the high unemployment rate in many German regions. However, there are no actual investigations for the whole country. We use data of the Federal Employment Office (Bundesagentur für Arbeit), which include all national insurance contributors, to estimate gravity models. These calculations show the willingness to travel from home to work for all employed persons as well as for sociodemographic subgroups. It can be stated that men are more prepared to commute than women if the distance is increasing, that Germans are more willing to commute than foreigners and that workers have a greater commuting resistance than other employees. A local analysis shows that the influence of distance on commuting is higher in East German regions than in West Germany. One reason for that result may be the lower wages in East Germany. Employees accept longer driving times to work in economically prosperous regions in West Germany.
Hans- Friedrich Eckey, Reinhold Kosfeld
und
Matthias Turck
Pendelbereitschaft von Arbeitnehmern in
Deutschland
Willingness to
commute
of
employees in
Germany
Zusammenfassung
Eine Analyse des Pendlerverhaltens ist angesichts der in vielen deutschen Regionen ange-
spannten
Arbeitsmarktlage von
hoher
Aktualitat. Dennoch liegen fur Gesamtdeutschland
keine neueren Untersuchungen zu dieser Thematik vor. Mit Hilfe von Daten der Bundes-
agentur ftir Arbeit fiir aile sozialversicherungspflichtig Beschaftigten werden Gravitations-
modelle geschatzt. Die Berechnungen weisen die Pendelneigung der Beschaftigten insge-
samt sowie soziodemographischer Untergruppen aus. Festzustellen ist, dass
Manner
bei
zunehmender
Distanz eher
zum
Pendeln bereit sind als Frauen, Deutsche eine hohere
Pendelneigung besitzen als Auslander
und
Arbeiter eine
hohere
als Angestellte. Eine lokale
Analyse zeigt, dass bei ostdeutschen Regionen ein iiberdurchschnittlicher Pendelwider-
stand zu verzeichnen ist, der mit tendenziell unattraktiveren Arbeitsplatzen erklart werden
kann. Bei wirtschaftlich prosperierenden Metropolen in Westdeutschland sind Arbeitneh-
mer auch bereit, langere Fahrtzeiten in Kauf zu nehmen.
Abstract
An analysis
of
the commuter behaviour is an important question because
of
the high unem-
ployment rate in
many
German regions.
However,
there are no actual investigations for the
whole country. We use data
of
the Federal Employment Office (Bundesagentur fUr Arbeit),
which include all national insurance contributors, to estimate gravity models. These calcula-
tions show the willingness to travel from home to work for all employed persons as well as
for sociodemographic subgroups.
It
can be stated that men are more prepared to commute
than women
if
the distance is increasing,
that
Germans are more willing to commute than
foreigners
and
that
workers have a greater commuting resistance than other employees. A
local analysis shows that the influence
of
distance on
commuting
is higher in East German
regions than in West Germany. One reason for
that
result
may
be the lower wages in East
Germany. Employees accept longer driving times to work in economically prosperous regions
in West Germany.
1
Problemstellung
Neuere okonometrische Analysen
zum
Pendlerver-
halten zwischen Wohn-
und
Arbeitsort liegen ftir viele
europaische Lander vor, beispielsweise fur Danernark
(De Vries/Nijkamp/Rietveld 2004), die Niederlan-
de (Corvers/Hensen 2003), GroBbritannien (Dargay/
Ommeren 2005)
und
die baltischen Staaten (Hazans
2004), mit Ausnahme der Analyse fur norddeutsche
Regionen von Herrmann
und
Schulz (2005) aber nicht
RuR 112007
fur Deutschland. Fiir das allgemeine Mobilitatsverhal-
ten hierzulande - erhoben tiber Umfragedaten - stel-
len Lipps
und
Kunert (2005)fest, dass die Mobilitat zu-,
aber die Bedeutung soziodemographischer Variablen
als Bestimmungsgrofsen
abgenommen
hat. Angesichts
dieses Hinweises auf eine Veranderung bei der Pkw-
Nutzung sind weitere aktuelle Analysen dringend er-
forderlich.
5
Hans-Friedrich
Eckey,
Reinhold
Kosfeld
und Matthias Turck: Pendelbereitschaft von Arbeitnehrnern in Deutschland
2 Gravitationsansatz
In Pendleranalysen wird haufig
das
Gravitationsmodell
angewendet. Erste Grundziige dieses Ansatzes
gehen
auf
Carey (1858)
und
Ravenstein (1885)
zuruck;
die Pa-
rallelen im Wanderungsverhalten zu
den
von Newton
entdeckten
physikalischen Eigenschaften von Massen
feststellten. Nach
dem
Newton'schen
Gravitationsge-
setz ist die Anziehungskraft a
ij
zwischen zwei Korpern
i
und
j proportional zu
dem
Produkt beider Massen M,
und
M
j
sowie umgekehrt
proportional
zum
Quadrat
der
Distanz zwischen
beiden
Korpern
d
j j
:
Mi·M
j
(1) a..=
y.
----.:.-..:...-
I)
d~
I)
Der Koeffizient y stellt dabei
eine
Naturkonstante dar.
Der Ansatz
der
"Social Physics"
besteht
darin, dass
solche physikalischen Gesetze
auf
Tatbestande
der
Sozialwissenschaften
ubertragen
werden. Carey
und
Ravenstein
beobachteten
zum
Beispiel, dass
Personen
haufiger zwischen groBen
Stadten
umziehen
und
die
Wanderungsbereitschaft
mit
zunehmender
Entfernung
des Ursprungs-
und
Zielortes
abnimmt.
Entsprechend
hat
Ravenstein folgendes Modell formuliert:
S.· Sj
(2) T
ij
= t
-.:.....,1
,.......:-_
d~
Die Migration T
ij
zwischen zwei Orten i
und
j wird
also tiber
das
Produkt ihrer Einwohnerzahl (s
steht
fur
"size") sowie invers durch die Distanz erklart, Der
Ex-
ponent
muss
dabei
im
Nenner
nicht
2 betragen wie im
Newton'schen Gravitationsgesetz,
und
ystellt keine Na-
turkonstante
dar
(s. Isard 1998, S. 253 ff.
und
Sen/Smith
1995, S. 49 ff.). Beide Koeffizienten y
und
~
sind
empi-
risch zu schatzen
(Fotheringham/Brunsdon/Charlton
2000, S. 215 f.). Ftir
~
sind Werte zwischen 0
und
3,5
errnittelt
worden
(Haggett/Cliff/Frey 1977, S.30 f.).
Entsprechend
kann
das Modell fur die Pendelbereit-
schaft formuliert werden (Maier 2005). Ausgangspunkt
ist die 377 x 377-Pendlerrnatrix, wobei die Pendler
von
i
nach
j als v
ij
bezeichnet werden. So weist V
12
beispiels-
weise die Anzahl
der
Pendler
von
Kreisregion 1 in die
Kreisregion 2 aus. Die Hauptdiagonalelemente v
ij
be-
inhalten
aIle Personen, die in
der
gleichen Kreisregion
wohnen,
in
der
sie
auch
arbeiten. Die Pendlermatrix
hat
folgendes Aussehen:
Insbesondere
das
Pendlerverhalten zwischen Wohn-
und
Arbeitsort besitzt eine
hohe
politische, verkehrs-
wissenschaftliche
und
regionalOkonomische Relevanz.
Auf der politischen Ebene sei hier
nur
an die Diskus-
sion urn die Entfernungspauschale in
Deutschland
er-
innert, die
auch
nach
dem
endgiiltigen Anderungsbe-
schluss von
Parlament
und
Regierung im Iuli/ August
2006 anhalt,
insbesondere
vonseiten
der
CSU
und
des
Bundes
der
Steuerzahler. Nach diesem Beschluss tiber
die Beschrankung
der
Entfernungspauschale
konnen
ab 2007
nur
noch
Strecken ab 20 km
zum
Arbeitsplatz
steuerlich abgesetzt werden.
Aus verkehrswissenschaftlicher Sieht besitzt
das
Pend-
lerverhalten
eine
hohe
Bedeutung, weil Pendlerstrorne
vorzugsweise zu
bestimmten
Tageszeiten auftreten
und
zu
einem
Engpass insbesondere in Ballungsrau-
men
fiihren (vgI. De Vries/Nijkamp/Rietveld 2004,
S. 1). Aus regionalokonomischer Sicht ist dagegen eine
hohe
Pendelbereitschaft zu begriiBen, weil sie Struktur-
probleme in
einer
Region abmildern kann. Ziel dieses
Beitrags ist
eine
Schatzung
der
Pendelbereitschaft
deutscher
Arbeitnehmer
sowie eine
Untersuchung
der
soziodemographischen Unterschiede
beim
Pendlerver-
halten. Zusatzlich sollen raumliche Abweichungen bei
der
Pendelbereitschaft analysiert werden.
Dazu werden Pendlerdaten fur aIle sozialversiche-
rungspflichtig Beschaftigten in
Deutschland
I verwen-
det, die von
der
Bundesagentur
fur Arbeit
zum
Stichtag
30.6.2004
erhoben
wurden.' Die
Daten
liegen fur die
deutschen
Kreise aggregiert fur aIle Beschaftigten so-
wie die
Untergruppen
mannlich
und
weiblich,
deutsch
und
auslandisch sowie in Ausbildung
und
regular be-
schaftigt vor.
Damit
konnen Gravitationsmodelle fur
die Pendelbereitschaft geschatzt werden. Vorliegend
werden allerdings
nicht
die Kreise
zugrunde
gelegt,
sondern
- wie
auch
bei
der
Bundesverkehrswege-
planung
(vgl. BVUIifoIITP/PLANCO 2001, S. 6 f.) -
377 Kreisregionen. Kreisfreie Stadte, die
nur
von
einem
Landkreis
umschlossen
sind, werden
dabei
mit
diesem
zu einer Kreisregion zusammengefasst", aIle iibrigen
bilden eigenstandige Kreisregionen.
1m Folgenden
werden
zunachst
die Grundlagen des
Gravitationsansatzes
zur
Schatzung
von
Pendlermo-
dellen erlautert. Gegenstand des anschlieBenden drit-
ten
Kapitels ist die okonometrische
Schatzung
zweier
grundlegender Gravitationsmodelle fiir verschiedene
Pendlergruppen.
Den
Abschluss des Beitrags bilden
ein Restimee
und
ein
Ausblick
auf
offene Forschungs-
fragen.
6
(3)
V
2•377
RuR 112007
Hans-Friedrich
Eckey,
Reinhold Kosfeld
und
Matthias Turck: Pendelbereitschaft von Arbeitnehmern in Deutschland
Beide Modelle lassen sich
unter
Annahme
fehlender
Autokorrelation
und
Heteroskedastizitat
mit
der
ge-
wohnlichen
Kleinst-Quadrate-Methode schatzen, Eine
bzw.
(3)
In
~ij.
EJ
=
~o
-
~i
d
ij
+ u
ij
filr den. Exponen-
~
1
iJ
tial-Ansatz,
Die Gleichung
6 in Verbindung
mit
den
Formeln
7
und
8 lasst sich
durch
eine
Logarithmierung
linearisieren.
Damit
wird die
Schatzung
erheblich
vereinfacht.
Man
erhalt
dabei
die
Beziehungen
(0)
In
~ij.
E
J
J
.
=
Inb,
- b, .
Intd)
fiir
den
Power-
~
iJ
Ansatz
= l
nb,
- b) . d
ij
fur
den
Exponential-
Ansatz.'
und
(1)
3 Empirische Schiitzung
Nach
der
theoretischen
Erlauterung
der
Modelle soll
nun
auf
die
empirische
Schatzung
eingegangen wer-
den.
In
der
Regel wird
man
die Pendelbereitschaft
nicht
vollstandig
durch
ein Gravitationsmodell erklaren kon-
nen.
Deshalb
werden
die
beiden
grundlegenden
Gravi-
tationsmodelle
(vgl.
Gleichungen
10
und
11) urn
einen
stochastischen
Storterm erweitert. Die Regressionsko-
effizienten
des
empirischen
Modells
werden
mit
grie-
chischen
Buchstaben
bezeichnet:
(2)
In
~ij.
EJ
=
~o
-
~)
. l
ntd.)
+ u
ij
fiir
den
Power-
~
I
iJ
Ansatz
ner
Verdoppelung
der
Distanz
zwischen
zwei Orten
die
Anzahl
der
Pendler
urn
den
Faktor 4 verringern.
Der
Koeffizient b. ist bei
der
Power-Spezifikation als Elas-
tizitat zu interpretieren. Er zeigt die
prozentuale
Ver-
ringerung
der
Pendleranzahl
zwischen
den
Regionen i
und
jan,
wenn
sich die Distanz zwischen
beiden
Re-
gionen
urn
ein
Prozent erhoht,
Daneben
wird
aber
auch
haufig die negative
Exponen-
tialfunktion (Stetzer 1982, S. 572) ("exponential specifi-
cation") herangezogen:
(8) f (d ..) =
ebAj
.
1J
Deren
Vorteil
besteht
darin,
dass
die Halbwertsdistanz
berechnet
werden
kann.
Hierbei
handelt
es sich
urn
die Distanz, ab
der
die
Pendleranzahl
urn die Halfte
abnimmt.
Sie wird tiber die Beziehung
(9) HD =
On2)/b)
ermittelt.
Man
spricht
in
diesem
Zusammenhang
auch
von
Push-Pull-
oder
Angebots-Nachfrage-Modellen. Bei
einer
schlechten
Arbeitsmarktlage in
einer
Region
werden
die
Einwohner
"gepusht", in
einer
anderen
Re-
gion zu
arbeiten.
Es
besteht
also
eine
Nachfrage
nach
Arbeitsplatzen, die
durch
andere
Regionen befriedigt
wird. Dieser
Push-
oder
Nachfrageeffekt wird tiber die
Anzahl
der
Auspendler
Aigemessen.
Entsprechend
gibt
es
einen
Pull-
oder
Angebotseffekt
E,
der
abhangig
von
der
Anzahl
und
Attraktivitat
der
Arbeitsplatze in
der
Zielregion ist.
Bei
solchen
Verkehrsmodellen wird also
nicht
mit
Be-
volkerungsmassen
argumentiert,
sondern
mit
Pend-
lerstrornen als
Indikator
fur
das
Gewicht
einer
Re-
gion.
Man
erwartet
viele
Pendler
von Kreisregion i
nach
Kreisregion j,
wenn
die Arbeitsplatznachfrage. in
der
Quellregion i,
gemessen
tiber die
Summe
der
Auspend-
ler Ai'
und
das
Arbeitsplatzangebot in
der
Zielregion j,
operationalisiert
tiber
die
Einpendlersumme
E
j,
jeweils
hoch
sind. Somit
erhalt
man
folgende Pendlerfunktion,
die
naturlich
auch
abhangig
von
der
Distanz
zwischen
den
beiden
Regionen d
ij
ist:
Ai·E
j
(6) v..= b .
-----'-
1J 0 f (d ..)
1J
377
(5) E
j
=
~
Vij'
i=1
Die
Summe
dieser
Matrix
der
i-ten
Zeile
tiber
alle Spal-
ten
ergibt die Anzahl
der
Beschaftigten
mit
Wohnort
in
Region
i, die also
entweder
aus
Region i
auspendeln
oder
in Region i
arbeiten
und
wohnen:
377
(4) Ai=
~
Vii'
j =1
Als
Summe
der
j-ten
Spalte tiber aile Zeilen
erhalt
man
die
Einpendler
in die
j-te
Region einschlielslich derje-
nigen, die in Region j
ihren
Arbeits-
und
Wohnort
ha-
ben':
Die Distanz
kann
durch
unterschiedliche
funktionale
Beziehungen in
das
Modell einfliefsen.
Gebrauchlich
sind
aber
vor
all
em
zwei Spezifikationen. In Analo-
gie
zum
Newton'schen
Gravitationsmodell lasst sich
die Distanz beispielsweise
mit
einem
variablen
Expo-
nenten
("power specification")
modellieren
(vgl. Rich-
ter
1995, S. 245
und
Eckey/Stock 2000, S. 184):
(7) f (d
ij
)
=
d~i
.
Der
Parameter
b. stellt
dabei
einen
Widerstandskoef-
fizienten dar. Ie groBer sein Wert,
umso
starker
geht
die Anzahl
der
Pendler
mit
zunehmender
Entfernung
zuruck. Bei
einem
Parameter
von
2,
der
in
Anlehnung
an
das
Gravitationsmodell von
Newton
bei
der
empi-
rischen
Schatzung
auftreten
konnte, wiirde sich bei ei-
RuR
1/2007
7
Hans-Friedrich
Eckey,
Reinhold
Kosfeld
und
Matthias
TUrck:
Pendelbereitschaft von Arbeitnehmern in Deutschland
Uberprufung
auf
raumliche
Autokorrelation
kann
fur
diese Fragestellung
nicht
mit
dem
von Anselin
(988)
entwickelten
Instrumenten
zur
raumlichen
Okono-
metrie
vorgenommen
werden, weil die statistischen
Einheiten (=FaIle)
hier
nicht
Regionen,
sondern
Pend-
lerstrome zwischen Regionen sind. In
den
von
Anselin
entwickelten Modellen -
mit
Ausnahme
der
Raum-
Zeit-Modelle - besitzt narnlich die
Nachbarschaftsma-
trix, die die
raumliche
Nahe
der
Regionen
zueinander
enthalt, die gleiche Zeilenanzahl wie
der
Vektor
der
ab-
hanglgen Variablen y sowie die Matrix X
mit
den
Wer-
ten
der
unabhangigen
Variablen.
Speziell tiber die Auswirkungen von regionaler Auto-
korrelation
auf
die Kleinst-Quadrate-Schatzung im
Gravitationsmodell
wurde
in
den
1980er
Iahren
kon-
trovers diskutiert. So
konnten
Cliff,
Martin
und
Ord
0974,
1976)
mit
Hilfe von Monte-Carlo-Studien
nach-
weisen, dass
eine
regionale Autokorrelation zu keiner
Verzerrung des fur die Modellinterpretation wichtigen
Parameters
~l
fiihrt. Zwar
wurde
diese Studie partiell
von Curry, Griffith
und
Sheppard
(1975) angegriffen,
dennoch
stellte
Fotheringham
(1982, S.553) fest, dass
diese Diskussion
an
Relevanz verloren
hat.
Wir schat-
zen im vorliegenden Ansatz die Gravitationsmodelle
deswegen
mit
der
Kleinst-Quadrate-Methode.
Der Datensatz
enthalt
insgesamt 142 129 Pendlerbe-
ziehungen
zwischen
deutschen
Kreisregionen. Er
um-
fasst
auch
die Beschaftigten, die in
der
gleichen Region
wohnen
und
arbeiten.
In Tabelle 1
sind
diese Daten,
aufgeschliisselt
nach
Pendlergruppen, deskriptiv dar-
gestellt. Durchschnittlich
pendeln
zwischen zwei
un-
terschiedlichen Regionen
oder
innerhalb
einer
Re-
gion 184 Arbeitskrafte, Hierbei gibt es
aber
erhebliche
Abweichungen, wie die
hohe
Standardabweichung
von
4142
Personen
zum
Ausdruck bringt. Dafur gibt
es zwei Griinde:
Zum
einen
wohnen
und
arbeiten
die
meisten
Beschaftigten in
der
gleichen Kreisregion
und
nimmt
die Anzahl
der
Pendler
mit
zunehmender
Ent-
fernung
zwischen
den
Regionen stark
abo
Zum
anderen
gibt es
aber
auch
bedeutende
raumliche
Unterschiede,
was die Anzahl
der
Ein-
und
Auspendler angeht. In Ab-
bildung
1 ist beispielsweise
der
Auspendleranteil zwi-
schen
Quell-
und
Zielregion dargestellt. Dieser wird
auch
als Anbindungskoeffizient bezeichnet. Er wird
als
Quotient
zwischen
den
Pendlern
zweier Regionen
bezogen
auf
die Anzahl
der
Auspendler
der
Quell-
region - einschlieBlich
der
Personen
mit
gleichen Ar-
beits-
und
Wohnort - ermittelt:
/
377
(4)
a
ij
=v
i j
L vii"
j=1
Zur
besseren
Ubersicht sind allerdings Linien erst ab
einem
Koeffizienten groBer als 0,05 grafisch ausgewie-
sen. In einigen Regionen,
insbesondere
Metropolen
wie
Hamburg,
Berlin, Miinchen, Frankfurt,
Nurnberg
und
Stuttgart, gibt es eine starke Beziehung zwischen
Kernstadt
und
Umland,
wahrend
in
dunn
besiedelten
landlichen
Gebieten
nur
geringe
Pendlerbeziehungen
vorhanden
sind. Die
minimale
Pendlerzahl
betragt
null
Personen,
der
maximale Wert liegt bei 846 786.
Neben
den
Beschaftigten
insgesamt
gibt Tabelle 1
aber
auch
einen
Uberblick tiber
das
Pendlerverhalten
nach
soziodemographischen
Untergruppen
der
Arbeitneh-
mer. Da es
mehr
mannliche
als weibliche Beschaftigte
gibt, ist die
hohere
durchschnittliche
Anzahl an
mann-
lichen
Pendlern
nicht
verwunderlich
003
gegentiber
87 Personen).
Entsprechendes
gilt fur die tibrigen so-
ziodemographischen
Untergruppen.
Aus
der
Tabelle
geht
aber
auch
hervor, dass die Anzahl
der
Pendler in
den
einzelnen
Untergruppen
teilweise deutlich weni-
ger
streut
als bei
den
Pendlern
insgesamt.
Die Distanz zwischen
den
Kreisregionen lasst sich in
verschiedenen
Einheiten
angeben,
z. B. als Luftlinie-
nentfernung,
Zeitentfernung sowie Kosten ftir
das
Pendeln zwischen
beiden
Orten. Vorliegend wird die
Zeitdistanz
zugrunde
gelegt,
und
zwar
aus
folgenden
Griinden:
Pendlergruppe
Arithmetisches
Standard-
Minimum
Maximum
Mittel
abweichung
lnsgesamt
183,639
4.141,763
0 846.786
Mannlich 103,213
2.123,712
0
402.893
Weiblich
86,576
2.101,319
0 443.893
Deutsch
171,489
3.762,596
0 784.140
Auslander 12,150
438,758
0
96.943
Angestellte 107,204
2.640,795
0
562.886
Arbeiter
76,435
1.550,885
0 283.900
Beschaftigte 172,755
3.917,410
0 801.048
Auszubildende
10,883
227,918
0 45.738
TabeUe 1
Anzahl der Pendler In den
unterschled.llchen Gruppen
8
RuR 112007
Hans-Friedrich
Eckey,
Reinhold
Kosfeld
und Matthias Turck: Pendelbereitschaft von Arbeitnehmern in Deutschland
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o 10 20 30 40 50 60 70 80 90 100 110 120
Pendelzelt In Mlnuten
AbbUdung2
Pendler
mit
einer
Pendelzeit zwischen Kreisregionen
unter
120
Minuten
AbbUdung 1
Graftsche DarsteUung des AuspendleranteUs
ein geringeres SteigungsmaB (Raumwiderstandsmafs)
als Frauen, somit ist der Pendlereffekt bei Mannern
groBer. Unterstellt
man
eine gleiche Distanz
und
eine
gleiche Ein-
und
Auspendleranzahl zwischen zwei
Regionen, erwartet
man
bei groBen Distanzen relativ
mehr
mannliche Pendler. Empirische Studien zeigen,
dass
Manner
bei gleicher Arbeitszeit
und
Qualifikation
deutlich
mehr
verdienen als Frauen. 1m Gender-Da-
Verwendet wird so die Zeitdistanz, die mit
dem
Ver-
kehrsprognoseprogramm
VISUM
zwischen
den
wirt-
schaftlichen Zentren der Kreisregionen
berechnet
wird.
Das wirtschaftliche Zentrum einer Kreisregion ist uber
die Stadt mit der grofsten Einwohnerzahl operationali-
siert. Aus Abbildung 2 geht die Verteilung der Pendel-
zeiten - beschrankt
auf
das Intervall zwischen 0
und
120 Minuten - hervor. Bei den meisten Beschaftigten
stimmen Wohn-
und
Arbeitsort Oberein. Zu beachten
ist allerdings, dass auch diese Arbeitnehmer eine Stre-
eke zum Arbeitsplatz zurucklegen mussen. Die Pendel-
zeit ftir diese Strecke
haben
wir in Abhangigkeit von der
geographischen Ausdehnung der Kreisregion aufWerte
zwischen 5
und
39 Minuten bei einem arithmetischen
Mittel von 20,59 Minuten gesetzt.
Die Schatzungen
der
Koeffizienten fiir die Beschaf-
tigten insgesamt sowie einiger soziodemographischer
Merkmale fur das Modell (12) - Power-Spezifikation -
sind Tabelle 2 zu
entnehmen.
AIle Modelle sind hoch-
signifikant, wie durch
den
F-Test nachgewiesen wird.
Der Determinationskoeffizient zeigt an, dass zwischen
60
%
und
70 %
der
Varianz der abhangigen Variablen
erklart wird. Somit ist die GOte der Modelle als positiv
zu interpretieren. Die Power-Spezifikation erfasst das
Pendlerverhalten zwischen deutschen Kreisregionen
also relativ umfassend.
Die Pendelkosten steigen im einfachsten Fall pro-
portional zu
der
Zeitentfernung," Die Berucksichtigung
eines multiplikativen Faktors fur die durchschnittlichen
Kosten wiirde zu keiner wesentlichen Veranderung der
Ergebnisse fuhren, Zudem mussen die Fahrtkosten
nach subjektiven Kriterien festgelegt werden.
Unterstellt wird, dass fur das
untersuchte
Pendeln
zwischen Wohn-
und
Arbeitsort die Zeitdistanz eine
wesentlich grofsere Bedeutung besitzt als die Luftlini-
endistanz.
Nun zur Interpretation der Ergebnisse fur die Unter-
gruppen der Pendler: Hier wurde der Wald F-Test
auf
Gleichheit der SteigungsmaBe
PI
in
den
Untergruppen
angewendet (s. Vogelvang 2005, S. 105 ff.
und
Greene
2003, S. 175 ff.). Wie aus Tabelle 3 hervorgeht, sind aIle
Differenzen statistisch signifikant.
Manner
besitzen
Das SteigungsmaB liegt ftir aIle Untergruppen der
Pendler in
der
Nahe von 2. Der Koeffizient ist aber
auch als Elastizitat interpretierbar, wobei hier zu be-
achten ist, dass im Modell (12) ein negatives Vorzei-
chen
vorhanden ist. Erhoht sich also die Distanz zwi-
schen zwei Kreisregionen urn ein Prozent
und
bleiben
die Push-
und
Pull-Effekte (gemessen
uber
die Anzahl
der Ein- bzw. Auspendler insgesamt) beider Regionen
gleich,
dann
sinkt die Anzahl der Pendler insgesamt
durchschnittlich urn 2,128
%.
HuH
1/2007
9
Hans-Friedrich
Eckey,
Reinhold
Kosfeld
und Matthias Turck: Pendelbereitschaft von Arbeitnehmern in Deutschland
tenreport des Bundesministeriums
fur Familie, Senio-
ren, Frauen
und
Jugend (BmFSFJ 2005. S. 159 ff.) wird
z.
B. ein urn 20 %
hoheres
Einkommen
von
Mannern
ermittelt (vgl.
auch
Hinz/Gartner
2005),7 Empirische
Studien weisen
aber
auch
nacho dass die Pendelbe-
reitschaft bei
einem
hoheren
Einkommen
zunimmt
(s.
Manning 2003
und
Dargay/Ommeren 2005).8 Damit
sind die geschlechtsspezifischen Unterschiede
beim
Pendelverhalten erklarbar, Sermons
und
Koppelman
(2001) sowie
Hanson
und
Pratt (1995) stellen
dafur
als
weiteren Grund die unterschiedlichen sozialen Rollen
in
der
Familie bzw. im Haushalt heraus. Die Hausarbeit
und
Kinderbetreuung
erlaubt
Frauen
demnach
haufig
keine langen Pendelzeiten.
Deutsche
pendeln
ebenfalls
mehr
als Auslander. wo-
bei die absolute Differenz hier geringer ist als die ge-
schlechtsspezifischen Unterschiede. Ein
Grund
mag
in der tendenziell hoheren Qualifikation
deutscher
Beschaftigter liegen (BmFSFJ 2005. S. 159 ff.). Hinzu
kommt, dass Auslander moglicherweise
am
Wohnort
nicht so verwurzelt
sind
wie Deutsche. Wenn Auslan-
dern
eine Arbeitsstelle in grofserer
Entfernung
zum
Wohnort
angeboten
wird, sind sie
eher
zum
Umzug
bereit.
Die hohere Pendelbereitschaftvon Arbeitern
gegenuber
Angestellten lasst rnoglicherweise
auf
einen
Struktur-
effekt zuruckfuhren. 1m Rahmen des Strukturwandels
und
der
Auslagerung von Produktionsstatten ins Aus-
land
haben
sich die Arbeitsplatze ftir Arbeiter relativ
starker verringert als
fiir
Angestellte.
Damit
ist gleich-
zeitig
der
Druck (Push-Effekt)
zum
Pendeln
angestie-
gen. Zwischen Beschaftigten
und
Auszubildenden sind
die Unterschiede
beim
Pendelverhalten gering ausge-
pragt. Aufgrund
der
partiell schlechten Ausbildungs-
lage
mussen
Auszubildende
heute
auch
grofsere Ent-
fernungen
zum
Arbeitsplatz zurucklegen.
Tabelle
4 sind die Ergebnisse bei Verwendung der
e-Funktion (vgl. Formel 13) zu
entnehmen.
Wie sich
auch
bei
anderen
Untersuchungen
zeigt (vgl. De Vries/
Nijkamp/Rietveld 2004), ist die Anpassung dieses Mo-
dells deutlich
schlechter
als bei Verwendung
der
Power-
Spezifikation. Der Determinationskoeffizient besitzt
zwar in allen Fallen
eine
hohe
statistische Signifikanz,
dennoch
betragt die erklarte Varianz
nur
zwischen
28
%
und
44 %. So
mit
kann
das exponentielle Modell
das Pendlerverhalten wesentlich schlechter erfassen
als die Power-Funktion.
10
Der Vergleich
der
Tabellen 2
und
3 zeigt aber. dass die
Ergebnisse vom Power-Modell bestatigt werden: Aile
Regressionskoeffizienten
sind
hoch
signifikant, die
geschlechtsspezifischen Differenzen allerdings
nicht
signifikant (vgl. Tab. 5).
Deutsche
besitzen
aber
eine
signifikant geringfiigig hohere Pendelbereitschaft als
Auslander, Arbeiter als Angestellte sowie Auszubilden-
de als Beschaftigte, Die Unterschiede bei
den
einzelnen
Untergruppen
treten jedoch weniger deutlich hervor
als bei
dem
Power-Ansatz.
Zusatzlich
konnen
die Halbwertsdistanzen HD ermit-
telt werden, die ebenfalls
aus
Tabelle 4 hervorgehen.
Bei
den
Pendlern insgesamt ftihrt beispielsweise
eine
Erhohung
der
Distanz urn 84,64 Minuten zwischen
zwei Kreisregionen bei gleichem Ein-
und
Auspendler-
anteil durchschnittlich zu
einer
Halbierung
der
Pend-
leranzahl. Dieser Wert
hort
sich
zunachst
relativ
hoch
an. zu
beachten
ist allerdings,
dass
Pendler, die in
der
gleichen Kreisregion
arbeiten
und
wohnen,
auch
einen
Anfahrtsweg
zum
Arbeitsplatz zurucklegen miissen,
Die im Vergleich
hochste
Halbwertsdistanz besitzen
Arbeiter. gefolgt von Deutschen. Bei Arbeitern ftihrt
erst
eine
Erhchung
der
Distanz urn 90,310
Minuten
bei
gleicher
Attraktivitat
der
Regionen zu einer Halbierung
der
Pendleranzahl. Die geringste Halbwertsdistanz
ist bei weiblichen Beschaftigten
mit
einem
Wert von
77,826
Minuten
vorhanden.
In
der
Literatur gibt es Hinweise
auf
eine raumliche
Variation des Widerstandskoeffizienten im Gravitati-
onsmodell (s. Fotheringham/Pitts 1995, S. 715 f.). Des-
halb folgt
noch
eine lokale Analyse fur die Pendler ins-
gesamt, wozu die Power-Spezifikation verwendet wird,
die
eine
bessere Anpassung besitzt. Fur jede Kreisre-
gion
werden
ftir die Einpendler
separate
Regressions-
modelle geschatzt. Damit liegen 377 Einzelgleichungen
vor:
5
v
..
~
(15)
In
All.
E. =
~Oj
-
~Ij
d
ij
+ u
ij
'
j = 1,2, .... 377.
I J
Die Widerstandskoeffizienten
~lj
sind
in Abbildung 3
grafisch dargestellt. Generell
kann
festgestellt werden,
dass sie in
den
neuen
Landern
hoher
sind als in West-
deutschland. In
den
meisten
ostdeutschen
Regionen
fuhrt
eine
Erhohung
der
Distanz urn 1 % zu
einer
Ver-
ringerung
der
Pendleranzahl zwischen 2,5
und
5 %,
wahrend
in
den
meisten
westdeutschen
Regionen
der
entsprechende
Effekt die 2,5 % unterschreitet.
RuR 112007
Hans-Friedrich Eckey, Reinhold Kosfeld
und
Matthias Turck: Pendelbereitschaft von Arbeitnehmern in Deutschland
Pendlergruppe
~o
~I
R'
Insgesamt
-7,647**
2,128** 0,682**
Mannliche
-6,424** 2,213** 0,700**
Weibliche
-6,424** 2,277**
0,689**
Deutsche
-7,637** 2,120** 0,680**
Auslandische
-3,945** 2,172**
0,650**
Angestellte
-6,491** 2,253** 0,704**
Arbeiter
-7,405**
2,027** 0,605**
Beschaftigte
-7,555** 2,136** 0,684**
Auszubildende
-3,945** 2,172**
0,672**
Tabelle 2
Schiitzung
der
Power-Spezlfikatlon
(12)
Anmerkungen:
R'
Determinationskoeffizient
**
signifikant
auf
einem
Niveau von 0,01
Testgruppen
Absolute
Standardfehler
Empirischer
Differenz
der
des
Wald-Tests
F-Wert
SteigungsmaBe
Mannliche-Weibliche 0,064
0,014
21,137**
Deutsche-Auslandische 0,052 0,018 8,346**
Angestellte-Arbeiter 0,227 0,013
293,690**
Beschaftigte-Auszubildende 0,036 0,018 4,086*
Pendlergruppe
~o ~o
HD
R'
Insgesarnt
-16,798** 0,0082**
84,635
0,424**
Mannlich
-15,825**
0,0088** 79,128 0,437**
Weiblich
-16,120**
0,0089**
77,826
0,423**
Deutsch
-16,760** 0,0081**
85,227 0,420**
Auslander
-13,182**
0,0088** 78,620 0,277**
Angestellte
-16,161** 0,0088**
79,172
0,440**
Arbeiter
-16,149** 0,0077**
90,310 0,364**
Beschaftigte -16,739** 0,0082**
84,530
0,425**
Auszubildende
-13,182**
0,0088** 76,767 0,381**
Testgruppen
Absolute
Standardfehler
Empirischer
Differenz
der
des
Wald-Tests F-Wert
SteigungsmaBe
Mannliche-Weibliche 0,000146 9,44 Exp(-05) 2,405
Deutsche-Auslandische 0,000683 0,000102 44,784**
Angestellte-Arbeiter
0,001080 8,44 Exp(-05)
163,814**
Beschaftigte-Auszubildende 0,000596 0,000102 33,999**
RuR 112007
Tabelle3
Wald- Test
auf
Unterschlede
belm
StelgungsmaS
der
Power-Spezlflkatlon
(12)
Anmerkungen:
signifikant
auf
einem
Niveau
von
0,05
**
signifikant
auf
einem
Niveau
von
0,01
Tabelle4
Schiitzung
der
Exponentlal-Spezlftkatlon
(13)
Anmerkungen:
HD
Halbwertsdistanz
R'
Determinationskoeffizient
**
signifikant
auf
einem
Niveau von 0,01
Tabelle
5
Wald-Test
auf
Unterschlede
belm
StelgungsmaS
der
Exponentlal-Spezlfikatlon
(13)
Anmerkungen:
Exp Eulersche Zahl
signifikant
auf
einem
Niveau von 0,01
signifikant
auf
einem
Niveau von 0,05
(*) signifikant
auf
einem
Niveau von 0,10
11
Hans-Friedrich
Eckey,
Reinhold
Kosfeld
und
Matthias Turck: Pendelbereitschaft von Arbeitnehmern in Deutschland
AbbUdung3
LokaleWlderstandskoefftzienten (Power-Spezifikation)
Bei Arbeitnehmern in ostdeutschen Regionen sinkt die
Bereitschaft
zum
Pendeln mit
zunehmender
Distanz
also wesentlich schneller als in Westdeutschland. Dabei
sollte
man
aufgrund
der
immer
noch schlechteren Ar-
beitsmarkt-
und
Wirtschaftslage in Ostdeutschland (s.
Smolny 2003a, b)
genau
das Gegenteil erwarten. Viel-
leicht hangt dies
mit
tendenziell schlechter bezahlten
Arbeitsplatzen
oder
der
Abwanderung von
hoch
quali-
fizierten Beschaftigten in
den
Westen
zusammen.
Eine
Untersuchung von Rouwendal
und
Nijkamp (2004)
zeigt aber auch, dass lokale Charakteristiken
einen
gro-
Beren Einfluss
auf
das Pendeln besitzen als die
damit
verbundenen
Kosten. Hier ist
zum
Beispiel
der
lokale
Wohnungsmarkt zu
nennen.
Durch die Abwanderung
vieler Ostdeutscher in die alten Lander, insbesondere
auch
aus
den
Stadten (vgl. Franz 2003
und
Schlorner
2004), stehen viele Wohnungen in Ostdeutschland leer,
so dass ein Umzug leichter moglich ist.
Daneben
weist
Zenou (2002) nach, dass Personen, die weit pendeln,
nicht so produktiv sind. Moglicherweise sorgt das gro-
Bere Angebot an Arbeitskraften in Ostdeutschland da-
fur, dass Arbeitgeber bei
entsprechender
Auswahl von
Arbeitskraften Personen bevorzugen, die nicht so weit
pendeln rnussen (vgl. hierzu
auch
RouwendallNijkamp
2004, S. 298).
12
Ein weiteres Ergebnis
der
lokalen Analyse ist, dass die
Pendelbereitschaft in prosperierende Regionen
und
de-
ren
Umland
wie Hamburg, Rhein-Main-Gebiet, Stutt-
gart
und
Miinchen relativ
hoch
ist. In diesen Metro-
polen
und
deren Umland, wo sich
auch
viele Unter-
nehmen
ansiedeln, gibt es namlich attraktive Arbeits-
platze.
4 Resiimee
Mit Hilfe von Daten
der
Bundesagentur fur Arbeit, die
Informationen tiber das Pendlerverhalten aller sozial-
versicherungspflichtig Beschaftigten beinhalten, wurde
eine umfassende Untersuchung
der
Pendelbereitschaft
durchgefilhrt. Bei
der
breiten Datenbasis konnen Me-
thodenartefakte in Form von Erhebungs-
oder
Stich-
probenfehlern nahezu ausgeschlossen werden.
Speziell
wurden
zwei grundlegende Gravitationsmodel-
le filr aIle Pendler sowie einige soziodemographische
Untergruppen geschatzt, Die stark an das Newton'sche
Gravitationsgesetz angepasste Power-Spezifikation er-
moglicht die beste Anpassung.
Festgehalten werden kann, dass
Manner
einen gerin-
geren Pendelwiderstand besitzen als Frauen. Ebenfalls
sind
Deutsche
eher
bereit zu
pendeln
als Auslander so-
wie Arbeiter als Angestellte. Diese Unterschiede lassen
sich
mit
Ausnahme
der
Abweichungen zwischen Arbei-
tern
und
Angestellten
mit
Einkommensdifferenzen er-
klaren. Bei
den
geschlechtsspezifischen Unterschieden
rnogen zusatzlich die sozialen Rollen in Familien von
Bedeutung sein. Die hohere Pendelbereitschaft von Ar-
beitern gegeniiber Angestellten
kann
auf
strukturelle
Veranderungen
auf
dem
Arbeitsmarkt zuruckgefuhrt
werden.
Die lokale Analyse
der
Pendlerbereitschaft zeigt, dass
in
ostdeutschen
Regionen ein deutlich hoherer Pen-
delwiderstand festzustellen ist. Dieser lasst sich mog-
licherweise mit tendenziell schlechter bezahlten Ar-
beitsplatzen
dort
erklaren. Weitere Grtinde
mogen
in
lokalen Spezifika wie z. B.
einem
groBen Wohnungsan-
gebot liegen.
Die Autoren danken den anonymen Gutachtern filr wertvolle
Hinweise filr die Oberarbeitung.
RuR 112007
Hans-Friedrich Eckey, Reinhold Kosfeld
und
Matthias Turck: Pendelbereitschaft von Arbeitnehmern in Deutschland
Anmerkungen
0)
Hierbei
handelt
es sich
aber
nur
urn die sozialversicherungs-
pflichtig Beschaftigten. Diese umfassen
nach
Angaben des Sta-
tistischen Jahrbuchs 2005 (Statlstisches
Bundesamt
2005, S. 68)
26 524 von insgesamt 42 707 Tausend Erwerbstatigen. Genauere
Pendlerzahlen Iiegen allerdings fur Deutschland
nicht
vor. Hier
konnte
nur
die
nachste
Volkszahlung Abhilfe schaffen, die ftlr
2010/11 geplant ist (s. Szenzenstein 2005
und
Eppmann/Schafer
2006).
(2)
Wir danken an dieser Stelle Frau Dr. Katja Wolf vom Institut fiir
Arbeitsmarkt-
und
Berufsforschung filr die gute
Zusammen-
arbeit.
(3)
Fiir die Gravitationsmodelle wird die Zeitdistanz zwischen den
geographischen Zentren von Regionen benetigt. Kreisfreie Stad-
te besitzen
aber
das gleiche geographische
Zentrum
wie die sie
umschlieBenden Landkreise. Die Beriicksichtigung dieser redun-
dan
ten Informationen im Variablenvektor X
konnte
zu Schatz-
problemen fuhren,
(4)
In der Regel werden bei Verkehrsanalysen zu
den
Ein- und Aus-
pendlern auch die Pendler innerhalb einer Region gezahlt. Eben-
so verfahren wir im Folgenden.
(5)
Daneben
gibt es
noch
andere
Gravitationsmodelle, die hier auf-
grund der groBeren
mathematischen
Kornplexitat nicht erlautert
werden sollen. Der interessierte Leser findet hierzu umfassende
Informationen in Sen
und
Smith
(995).
(6)
Die Pendelkosten setzen sich dabei aus Kosten fiir die entgangene
Zeit sowie fixe
und
variable Kosten fur die Autofahrt
zusammen
(s, Rouwendal 2004, S. 404 ff.).
(7)
Ein wesentlicher
Grund
fur das unterschiedliche Einkommen
sind Erwerbsunterbrechungen wie Elternzeit, die Frauen haufiger
in Anspruch
nehmen
(vgl. Beblo/Wolf2003). Weitere Griinde sind
bei Hiibler (2003) zu finden.
(8)
Die Abhangigkeit des Pendelverhaltens von der Lohnhohe wird in
zahlreichen makrookonomischen Modellen unterstellt (vgl. bei-
spielsweise Rouwendal1998 und Van Ommeren/Rietveld 2005).
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Economics 58 (2005), S. 437-454
Vogelvang, B.: Econometrics.
Theory
and
Applications
with
E-Views. - Essex 2005
Zenou, Y.: How Do Firms Redline Workers? Iourn, of
Urban
Economics 52 (2002), S. 391-408
Prof. Dr. Hans-Friedrich Eckey
Universitiit Kassel
Nora-Platiel-Stralie 4
34109 Kassel
E-Mail: eckey@wirtschaft.uni-kassel.de
Prof. Dr. Reinhold Kosfeld
Universitiit Kassel
Nora-Platiel-StraBe 5
34109 Kassel
E-Mail: rkosfeld@wirtschaft.uni-kassel.de
M.A. Matthias Tiirck
Universitiit Kassel
Nora-Platiel-Strafse 4
34109 Kassel
E-Mail: tuerck@wirtschaft.uni-kassel.de
RuH 112007
... Kalter [9] noted that most long-haul commuters come from small municipalities. Eckey et al. [13] as well as Haas and Hamann [14] found that workers in west Germany are more willing to commute than those from east Germany. Andersson et al. [15] showed rural-to-urban longdistance commuting is rapidly increasing in Sweden, and rural residents working in large cities are better paid, better educated and younger than workers in rural municipalities. ...
... Ding and Bagchi-Sen [10] found that workers in different industry categories have varying distances they are willing to commute. Eckey et al. [13] found that in general, bluecollar workers are more willing to commute than white-collar ones. However, Haas and Hamann [14] noted that the most highly qualified employees tend to commute. ...
... Other factors related to commuting decisions that have been studied include age [9] educational background [9], nationality [13], housing costs [22], household com-position (with one or two workers) [23] and levels of well-being [24]. For example, Kalter [9] found that workers who are younger or with high school diplomas are more willing to commute. ...
Article
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Understanding commuters’ behavior and influencing factors becomes more and more important every day. With the steady increase of the number of commuters, commuter traffic becomes a major bottleneck for many cities. Commuter behavior consequently plays an increasingly important role in city and transport planning and policy making. Although prior studies investigated a variety of potential factors influencing commuting decisions, most of them are constrained by the data scale in terms of limited time duration, space and number of commuters under investigation, largely owing to their dependence on questionnaires or survey panel data; as such only small sets of features can be explored and no predictions of commuter numbers have been made, to the best of our knowledge. To fill this gap, we collected inter-city commuting data in Germany between 1994 and 2018, and, along with other data sources, analyzed the influence of GDP, housing and the labor market on the decision to commute. Our analysis suggests that the access to employment opportunities, housing price, income and the distribution of the location’s industry sectors are important factors in commuting decisions. In addition, different age, gender and income groups have different commuting patterns. We employed several machine learning algorithms to predict the commuter number using the identified related features with reasonably good accuracy.
... However, due to the globalized job market and the cosmopolitan attitude of employees nowadays (Friedman 2007;Ulrich et al. 2007), one would expect that location is becoming a minor criterion in the organization choice. Especially for young job seekers, there is a high willingness to apply for jobs that require relocation to another city or even country (Eby and Russell 2000;Ng et al. 2007), and commute to work has become a daily routine for most people in Germany (Eckey et al. 2007). Other studies, however, argue that the attractiveness of a job location is still very important for young professionals (Backhaus and Tikoo 2004;Maxwell and Knox 2009). ...
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This research investigates applicants’ preferences in employer choice to identify relevant components of employer image that are best to be communicated in employer branding. Based on the instrumental–symbolic attribute framework assumptions about the relative importance of the organizational characteristics salary, location, flexibility of working hours, task attractiveness, prestige, innovativeness, and corporate social responsibility (CSR), and their interrelations were tested in an empirical setting. Additionally, interindividual differences in career ambition were investigated as a moderating variable. A read-only version is available here: https://rdcu.be/cpHoz
... Neben der Zersiedlung und den Verkehrsproblemen in Folge der Suburbanisierung des Wohnens sind es die Umweltbelastungen und der Klimaschutz. Für den einzelnen Pendler werden vor allem die gesundheitlichen Folgen sowie die Auswirkungen auf die allgemeine Lebenszufriedenheit behandelt (Eckey et al. 2007;Kemen, 2016;Pfaff, 2012Pfaff, , 2014. Der Arbeitsweg wird beispielsweise als der Teil des Tages mit dem geringsten persönlichen Nutzen und der größten psychischen und physischen Belastung identifiziert (Rau, 2011;Kahneman et al., 2004). ...
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The importance of commuting especially between large urban centers has become a major topic as a growing number of people cover increasing distances to reach their workplaces. Based on this approach, the article looks into commuting between the cities of Cologne and Bonn. Social ties to these centers were identified as a main cause for commuting. 20 interviews were analyzed to set up five social types of commuters who have very different perceptions of their daily commute: For the “stressed out” commuting means psychological distress, for the “unsatisfied” it is a disruptive factor while the “pragmatics” accept it as means to an end. The “opportunists” try to use the time of commuting in the most efficient way and for the “profiteers” it’s even a valuable time-out in their daily routine. Besides aspects as duration and transportation mode, especially personal attitudes and qualities proved to be important.
Article
This article focuses on a better understanding of the influence of partnership and job mobility on the quality of partnerships. Different types of job-related mobility (short-time commuter, long-time commuter, non-mobiles) and three types for partnership-related mobility (overnighters, short-distance relationships, and long-distance relationships) are included for analyzing the impacts on partnership quality, using data from the first wave of the German Family Panel. Among men faced with more demanding job-related mobility we found a positive effect on partnership quality and a negative of living in a long distance relationship. Among women, both effects are negative, but not significant. Furthermore, we analyzed variables that have been emphasized in previous research as important mediating factors (such as sexual satisfaction, conflicts, relatedness, autonomy, and commitment). Looking at these mediating variables the results show that among individuals with partnership-related mobility, sexual satisfaction, conflicts, relatedness, and autonomy have positive indirect effects for men and women on partnership quality. With regard to job-related mobility, we find a positive indirect effect of reduced conflicts for long-distance commuting men, and a positive indirect effect among long-time commuting women with regard to relatedness and autonomy. The results support the interpretation that living apart together matters more than living together apart.
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Der Strukturwandel zu wissensbasierten Dienstleistungen und der High Tech Branche bedingt eine steigende Nachfrage nach hochqualifizierten Arbeitnehmern. Für eine erfolgreiche Regionalentwicklung ist daher ein ausreichender Bestand an Hochqualifizierten unabdingbar. Vor dem Hintergrund des sich abzeichnenden demographischen Wandels droht jedoch ein zukünftiger Mangel an Fachkräften auf nationaler Ebene. Diese Entwicklung wird sich regional sehr heterogen vollziehen und für Regionalplaner und Unternehmen wird es in Zukunft zunehmend schwerer werden, die „klugen Köpfe“ anzulocken, beziehungsweise sie nach dem Studium oder der Ausbildung in der Region zu halten. Dieses Papier untersucht für die Europäische Metropolregion Rhein‐Neckar und ihrem Pendlereinzugsgebiet, welche Faktoren den Anteil von Hochqualifizierten an den sozialversicherungspflichtig Beschäftigten sowohl am Arbeits‐ als auch am Wohnort auf Kreisebene beeinflussen. Die Ergebnisse legen den Schluss nahe, dass neben den Beschäftigungsbedingungen und Chancen des Wirtschaftsraumes auch die Attraktivität der Region als Wohnstandort eine wichtige Rolle spielt und dass Wettbewerbsvorteile zunehmend regional verwirklicht werden.
This paper describes the concept of the next population and housing census in Germany (scheduled for 2011) and the main results of large-scale surveys carried out for testing the model of a register-based census in December 2001. The most important element of the new census method is the use of a combination of the two data collection methods: (i) The geographic and demographic characteristics of persons can be drawn from the population registers and the economic characteristics can be obtained from employee registers (which do not cover self-emloyed persons); (ii) As there are no nation-wide registers for buildings and dwellings, the characteristics on dwellings and buildings have to be collected through a postal survey contact of the owners of the buildings/dwellings. Other census characteristics not available from registers (e.g. educational or ecomomic characteristics for self-emloyed persons) have to be collected through a supplementary sample survey. The housing census also provides information on dwellings (name of one or two occupants and the number of occupants) which can be used to link the individual persons stored in the population registers to their dwelling in order to create information on private (dwelling) households. The new census approach will not only reduce census costs significantly - the costs for a traditional census would be about 1 billion euros, while the costs for a widely register-based census are estimated at about 340 million euros - but it will also involve a much smaller response burden on the population than would be imposed by a complete enumeration.