Zusammenfassung
Solange Ehe und Familie normative Verbindlichkeit besaßen, war es selbstverständlich, zuerst zu heiraten und dann Kinder zu bekommen. Alles andere war ein Malheur. Mit der normativen Verbindlichkeit der Institutionen ist aber auch die normative Verbindlichkeit der Schrittfolge geschwunden. Ehe und Elternschaft sind nicht geboten, sondern sie müssen ins Leben passen. Man heiratet, wenn es erforderlich ist — aus irgendwelchen Gründen, nur nicht weil die Partnerschaft die Form der Ehe verlangt. Dann aber kann das Kind so gut ein Grund für die Heirat sein, wie die Heirat eine Vorbedingung für das Kind. Wenn man die normative Ordnung der Schrittfolge um der Beschreibung willen akzeptiert, dann beeinflussen nicht nur die früheren Schritte die späteren, sondern auch die späteren Schritte die früheren. Die Schritte des privaten Lebenslaufs müssen in beiden Einflußrichtungen analysiert werden.
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Literatur
Die folgenden Ergebnisse sind übernommen aus Ziegler/Schladt (1987 und 1993), wo auch weitere Literatur zur Lösung zum Elternhaus angegeben ist. Ich danke den Autoren für die Erlaubnis, ihre Ergebnisse zu zitieren.
Tatsächlich hängt auf die Haustandsgründung nicht bei den Frauen, sondern bei den Männern stärker von der Muttererwerbstätigkeit ab.
Die geringe Stichprobengröße ergibt sich, weil alle Internatsschüler aus der Analyse ausgeschlossen werden mußten, um dem “Auszug” eine einheitliche Bedeutung zu geben.
Anders als bisher tauchen in dieser und den folgenden Cox-Regressionen zeitabhängige unabhängige Variable auf, deren Standardabweichungen sich nicht über einen konstanten Datensatz berechnen lassen. Das Rechenprogramm BMDP gibt deshalb für zeitabhängige unabhängige Variable keine Standardabweichung an, wohl aber das Rechenprogramm SAS. Deshalb können nur für Cox-Regressionen, die mit SAS errechnet wurden, standardisierte Regressionskoeffizienten angegeben werden. Die Ergebnisse in Tabelle 8.1 wurden mit BMDP errechnet. Als “standardisierte” Koeffizienten für zeitabhängige Einflußvariablen sind daher in Tabelle 8.1 unstandardisierte Effekte aus dem multiplikativen Modell angegeben, während für die übrigen Variablen wie zuvor der standardisierte Effekt des multiplikativen Modells dargestellt ist. Alle folgenden Cox-Regressionen mit zeitabhängigen unabhängigen Variablen aber wurden mit SAS berechnet, so daß auch für die zeitabhängigen unabhängigen Variablen korrekt berechnete standardisierte Koeffizienten angeben werden konnten.
Die Aktivitäten außerhalb des Elternhauses wurden auf drei Stufen verkodet: nicht aktiv, etwas aktiv, sehr aktiv. Dargestellt sind die Effekte von “etwas aktiv” und “sehr aktiv”, die sich im Vergleich zu “nicht aktiv” definieren. Die Effekte in der Tabelle zeigen, daß Aktivität die Lösung vom Elternhaus beschleunigt, d.h. daß — wie vorausgesagt — Nichtaktivität die Neigung zu Auszug und Hausstandsgründung mindert.
Das gilt für Deutschland, nicht für alle europäischen Länder. Eine Synopse der rechtlichen Behandlung von Ehe und Lebensgemeinschaft gibt Schulze (1993. Siehe zur Gesetzgebung Limbach (1989) und zu den Kirchen Keil (1989).
Simm (1991: 325–329) berichtet, daß die persönliche Bedeutung von Lebensgemeinschaft, Ehe ohne Kinder und Ehe mit Kinder von Männern weitgehend gleich aufgefaßt wird, während für Frauen die entscheidende Grenze zwischen Lebensgemeinschaft und Ehe ohne Kinder auf der einen Seite und Ehe mit Kindern auf der anderen Seite gesehen wird.
Die Typologie beschränkt sich auf den ersten Partner. Sie berücksichtigt alle 1989 Wiederbefragten. Von ihnen gehen bis zum 30. Lebensjahr n=25 (1,26%) eine homosexuelle Partnerschaft ein, von denen wiederum n=3 zusammenziehen. Befragte mit homosexueller Partnerschaft wurden aus zwei Gründen nicht aus der Analyse ausgeschlossen. Erstens offenbart sich die Homosexualität der Partnerschaft erst ex post, mit dem Beginn einer Partnerschaft oder Lebensgemeinschaft. Alle Befragten unterliegen dem Risiko des Zusammenziehens; und auch dem Risiko des Heiratens unterliegen alle Befragten zumindest in dem Sinn, daß die Möglichkeit zu heiraten zur Erkenntnis und vielleicht auch zur Offenlegung der homosexuellen Anlage drängt. Zweitens aber liegt der Anteil derer, die ihre homosexuelle Neigung in unserer Wiederbefragung tatsächlich offenlegen, im Vergleich zu Schätzungen aus dem amerikanischen Kinsey-Report von 1948 von 4% (zitiert nach Gindorf 1986:163) recht niedrig, obwohl in der Liste vorgegebener Partnerschaftsformen die homosexuelle Partnerschaft nicht so, sondern als “andere” Partnerschaft bezeichnet wurde. Mit den homosexuellen Partnerschaften würde man also nur eine besondere — ohnehin sehr kleine — Gruppe von Personen ausschließen, die sich zu ihrer Homosexualität bekennen. Die viel größere Gruppe der nicht in einer Befragung offengelegten homosexuellen Partnerschaften ist für uns und für jede ähnliche Untersuchung nicht mehr identifizierbar. Einige wenige werden falsche Angaben gemacht haben; die meisten werden sich jedoch in der Gruppe derer verbergen, die nie zusammengezogen sind und nie geheiratet haben.
Daß die Lebensgemeinschaft in der Vorstellung der Bevölkerung häufiger eine Vorstufe als eine Alternative zur Ehe ist und daß die Ehe ohne vorherige Lebensgemeinschaft immer noch häufiger ist als die Ehe mit vorheriger Lebensgemeinschaft, bestätigen auch Querschnitts-Untersuchungen. Simm (1991: 322) berichtet, daß nur 6,4% der Frauen die Lebensgemeinschaft als Äquivalent zur Ehe auffassen und daß nur 32% der Frauen vor der Eheschließung mit ihrem Partner zusammengelebt haben; auch EMNID (1985: 33) berichtet 8% grundsätzliche Ehegegner. Schlemmer (1991: 48) fand in einer repräsentativen Befragung im Jahre 1990, daß 12% von den 18–32jährigen in nichtehelicher Lebensgemeinschaft und 39% in einer Ehe lebten.
Dieser Prozentsatz stimmt mit den Prozentsätzen der in der letzten Fußnote zitierten anderen Untersuchungen überein, aber er liegt weit unter dem von 80%, den Schneewind/Vascovics (1992: 65, 105) in einer retrospektiven Befragung junger Ehepaare 1988 ermittelten. Da der Zeitraum für eine mögliche Lebensgemeinschaft in dieser Untersuchung nur geringfügig später liegt als in unserer, die soziale Privilegierung unserer Stichprobe aber einen höheren Prozentsatz erwarten ließe, bleibt als einzige Erklärung für den hohen Prozentsatz von 80% die Stichprobenziehung — es wurden ja nur Ehepaare gefragt — und die zeitliche Abgrenzung der Lebensgemeinschaft gegen die Ehe, die bei Schneewind/Vascovics nicht genau dargestellt ist, während in unserer Untersuchung beide Ereignisse unabhängig voneinander erfragt und Lebensgemeinschaften drei Monate vor der Ehe oder später als Ehen gewertet wurden.
Mit Einstellungen ist hier — wie in der Sozialpsychologie (Irle 1975) — die positive oder negative Tendenz zu einem Verhalten gemeint. Natürlich kann sich eine Einstellung im Lauf des Lebens wandeln. Aber das entkräftet nicht die Überlegung, daß sie zu jedem Zeitpunkt in der gleichen Form auf Entscheidungen des privaten Lebenslaufs einwirkt. Da das Bildungsniveau jeder Person, das hier für Einstellungen stehen soll, für den Zeitpunkt der jeweils anstehenden Entscheidung erhoben wurde, sind mögliche Veränderungen der Einstellungen der Person vor oder nach diesem Zeitpunkt unerheblich für die Prüfung der Wirkung von Bildung, die über Einstellungen vermittelt sein könnte.
Die Höhen der Risikofunktionen für das Zusammenziehen und das Heiraten dürfen nicht miteinander verglichen werden, weil beide Ereignisse sich zum Teil überlappen: In der Hälfte der Fälle ist das Zusammenziehen mit einer Ehe verbunden, und in der anderen Hälfte geht dem Heiraten ein Zusammenleben voraus (siehe Tabelle 8.3). Deshalb sind die beiden Risiken in Abbildung 8.4 getrennt dargestellt. Sie sind keine konkurrierenden Risiken. In keinem Fall darf der frühe Höhepunkt des Zusammenziehens und der Anstieg des Heiratens so interpretiert werden, daß in der ersten Hälfte der zwanziger Jahre zusammengezogen, in der zweiten geheiratet wird. Eine solche Aussage ließe sich nur aus der Analyse konkurrierender Risiken entnehmen, die Gegenstand des folgenden Abschnitts ist und zum gegenteiligen Schluß führen wird.
Ebenso wird auf eine Darstellung der geschlechts- und bildungsspezifischen Risikofunktionen verzichtet: Auch sie gleichen im wesentlichen den in Abbildung 8.6 dargestellten — sowohl für das Zusammenziehen wie für das Heiraten.
Das erklärt im übrigen, warum Analysen der Heirats- und Elternschaftsneigung, die in beiden Fällen die Lebenszeit analysieren, so überaus ähnliche Einflüsse der unabhängigen Variablen erbringen (siehe z.B. Blossfeld/Huinink 1989, Blossfeld/Jaenichen 1990).
Ein Ausweg aus dem Dilemma könnte sein, Personen mit einem Kind vor dem Beginn der Partnerschaft nicht aus der Analyse der Partnerschaftszeit auszuschließen, sondern mit dem kürzesten Wert der Partnerschaftszeit, d.h. mit Null einzubeziehen. Denn diese Personen haben zwischen Partnerschaft und Elternschaft überhaupt nicht gewartet. Aber auch gegen dieses Vorgehen ergeben sich Einwände. Diese Gruppe würde mit denen, die Partnerschaft und Elternschaft zusammenfallen lassen, zusammengefaßt und die Besonderheit beider Gruppe ignoriert.
Der Median von 32 Jahren in einer Untersuchung des Lebenslaufs zwischen dem 16. und 30. Lebensjahr mag den aufmerksamen Leser irritieren. Tatsächlich aber sind die Altersgrenzen für unsere Gruppe nur durchschnittliche Werte. Auf der einen Seite wurden Gymnasiasten der Geburtsjahrgänge zwischen 1950 und 1956, mit dem Schwerpunkt 1953, untersucht; auf der anderen Seite dehnte sich die Wiederbefragung bis 1986 aus. Der Untersuchungszeitraum kann also am Anfang wie am Ende erweitert sein. Die Ereignisanalyse nun nutzt alle zeitbezogenen Informationen, so daß jenseits des 29. Lebensjahrs, wo die ersten zensierten Fälle auftreten, die Beobachtung bis ins 34. Lebensjahr ausgedehnt werden kann. Auch für die Zeiten jenseits der Zensierung durch die Wiederbefragung werden also Überlebensfunktionen geschätzt. Aus dem gleichen Grund auch stimmen die Zahlen für die Kinderlosen in der Wiederbefragung als Querschnitt (52% von 1978 Befragten) nicht mit den Zahlen für die Kinderlosen im letzten Zeitpunkt einer Überlebensfunktion überein (24% für Männer und 34% für Frauen). Die Diskrepanz ergibt sich dadurch, daß Geburten überproportional häufig nach dem Zeitpunkt der ersten Zensierung auftreten; sie gehen nicht in die Querschnittsschätzung, aber in die Schätzung der Überlebensfunktion ein. Um das zu illustrieren: Im 28. Lebensjahr — dem letzten Jahr ohne Zensierung — werden 6,9% der Männer Väter, im 31. Lebensjahr — dem ersten Jahr nach unserer formellen Altersgrenzen können immerhin noch 301 Männer beobachtet werden, die weder zuvor Väter geworden noch zensiert worden sind; von ihnen werden bis zum Ende des 31. Lebensjahres 15% Väter (Keller 1993: 86–87).
Daß dies an den Durchschnittsjahren für das obere Drittel der Männer (24,8 und 25,1 Jahre) nicht sichtbar wird, liegt daran, daß nur zu Anfang Abiturienten eher Väter werden als Nichtabiturienten; betrachten wir den späteren Prozeß und als Maßzahl den Median, so werden die Nichtabiturienten mit 27,5 Jahren später Väter als die Abiturienten mit 26,8 Jahren.
Der Prozentsatz der zensierten Fälle steigt bei den Männern von 58% auf 62% in der Zeit seit Beginn der Lebensgemeinschaft und auf 65% seit Beginn der Ehe, bei den Frauen von 45% auf 51 % bzw. 55%.
Die Überlebensfunktionen in der Ehe treten nach dem für beide Geschlechter fast gleichen Median auseinander, so daß mehr Frauen als Männer vom Zeitpunkt der Eheschließung bis zum 30. Lebensjahr kinderlos bleiben. So gesehen, kehrt sich die Beziehung sogar um: Männer beginnen, nach drei-jähriger Ehe schneller Eltern zu werden als Frauen; zu Beginn des 9. Jahres nach der Eheschließung beträgt die Schätzung der kinderlos Verbleibenden daher bei den Männern 7%, bei den Frauen 17%. Aber Frauen können aufgrund der früheren Eheschließung länger beobachtet werden, und haben mit 54% deutlich weniger zensierte Fälle als Männer mit 65%. Unterschiede zwischen den Geschlechtern gegen Ende des Prozesses können daher nicht mehr interpretiert werden.
Die Unterschiede in der Zeit ab der Eheschließung bei den Frauen verlieren gegen Ende sogar ihre Signifikanz: Während der Wilcoxon-Test, der sich auf die Differenz des Anfangs beider Uberlebensfunktionen bezieht, mit p = .028 signifikant bleibt, erreicht der Log-Rank-Test, der sich auf das Ende der Überlebensfunktionen bezieht, nicht mehr das 10%-Niveau.
Daß das Geschlecht für die Elternschaft, wenn sie in der Partnerschaftszeit analysiert wird, ohne Bedeutung ist, kann auch aus Tabelle 8.22 entnommen werden. Die Geschlechtsunterschiede sind geringfügig und schwanken in der Richtung je nach dem Bildungsniveau. In der größten Gruppe, dem Studium mit Abschluß, sind sie minimal.
Da religiöse Bindungen als Indikator für spezifische und explizite Lebensregeln genommen werden, ist es nicht sinnvoll, Hypothesen über ihren Einfluß auf die Lösung vom Elternhaus zu entwickeln. Auf die Lösung vom Elternhaus sollten daher nur Lebenschancen und Modelle, auf die Gründung einer eigenen Familie zusätzlich auch Prägungen einwirken. Tatsächlich hat weder die Konfession noch die Kirchgangshäufigkeit einen Effekt auf die Lösung vom Elternhaus (Ziegler/Schladt 1987).
Konfessionszugehörigkeit und Kirchgang wurden erst in der Wiederbefragung erhoben. In der Wiederbefragung wurde auch der Zeitpunkt des Kirchenaustritts erfragt, so daß die Konfessionszugehörigkeit zum Zeitpunkt der verschiedenen Schritte der Familiengründung ermittelt werden konnte. Nicht ermittelt werden konnte natürlich die Kirchgangshäufigkeit für die früheren Zeitpunkte. Für die Personen ohne Kirchenaustritt (aber evtl. mit einem Konfessionswechsel) muß daher — sicher nicht ganz realistisch — die Konstanz der Kirchgangshäufigkeit angenommen werden. Für die Personen mit Kirchenaustritt wurde als frühere Kirchgangshäufigkeit die niedrigste Häufigkeit (nie) angenommen; das erscheint angesichts des späteren Kirchenaustritts realistisch. Unter diesen Vorbehalten kann die religiöse Bindung auch als Variable mit früheren Bezugszeiten verstanden werden.
Durch die Bildung zweier Dichotomien für die beiden Konfessionen und die Berücksichtigung der Konfessionslosen bei der Kirchenbindung wird Kolinearität zwischen den drei Variablen der religiösen Bindung geschaffen. Da nur 13% unserer Stichprobe konfessionslos sind, korrelieren die Zugehörigkeit zur katholischen und zu den evangelischen Kirchen relativ hoch negativ (r=-.76). Ebenso korreliert die Kirchenbindung positiv mit der Zugehörigkeit zur katholischen Kirche (r=.37) und negativ mit Konfes-sionslosigkeit (r=-.55), aber nicht mit Zugehörigkeit zu den evangelischen Kirchen (r=.00).
Die Referenzkategorie entspricht den beiden Kategorien ZWANG und PRIVAT, die bei der Betrachtung des Übergangs vom Studium in den Beruf in Tabelle 5.1 vorgestellt wurden. Allerdings sind die Häufigkeiten hier größer, weil die gesamte Stichprobe betrachtet wird, und kleiner, weil der Lebenslauf in einem weiter fortgeschrittenen Stadium betrachtet wird.
Frauen, die Anfang Zwanzig planen, berufstätig zu sein, sind Mitte Dreißig sehr viel eher berufstätig, als Frauen die planen, in der Familie zu bleiben. Die spätere Berufstätigkeit der ersten Gruppe hängt vor allem positiv von der zwischenzeitlichen Berufserfahrung, die spätere Berufstätigkeit der zweiten Gruppe vor allem positiv vom Ledigenstatus und negativ von Kindern unter 6 Jahren ab (Rexroat/Shehan 1984). Für Frauen, die berufstätig sein wollen, entwickelt die Berufstätigkeit eine Eigendynamik; die ungewollte Berufstätigkeit aber hängt von der Not der Umstände ab. Diese Ergebnisse belegen die Wirkung der Geschlechtstypik der Lebenspläne, insbesondere der Asymmetrie der Entscheidungsräume.
Etwas ganz anderes als die Partnersuche ist die Berufssuche: Höhere Schichten können durchaus Männer im Beruf mehr unterstützen, weil sie die Kontinuität des Familieneigentums in der männlichen Linie sichern wollen (siehe Abschnitt 5.3.2).
Dazu ist kein allzu tiefer historischer Rückblick notwendig: Zwischen den Geburtskohorten 1930, 1940 und 1950 geht der Anteil der Frauen, die Erwerbstätigkeit wegen einer Eheschließung unterbrechen von 37% auf 14% zurück (Lauterbach 1991: 47).
Es steht auch in Kontrast zu Ergebnissen, die die unterschiedliche Determination der Lebenswege von Männern und Frauen schon in der Ausbildung und nicht erst im Beruf ansetzen. In Querschnittsuntersuchungen zeigte sich ein Interaktionseffekt von Bildung und Geschlecht auf die Heiratsneigung: höhere Bildung senkt die Heiratsneigung von Frauen stärker als von Männern. Wurden die Querschnitte aber nach Kohorten aufgegliedert, so wurde der Interaktionseffekt um so kleiner, je jünger die Kohorte war; in der jüngsten Kohorte (Geburtsjahr 156–66) verschwand er ganz (Diekmann 1990). Die Interaktion ergibt sich also vor allem in den alten Kohorten: das berechtigt uns auch empirisch, in unserer relativ jungen, 1953 geborenen und nach Bildung positiv selegierten Kohorte keinen Interaktionseffekt des Geschlechts mit der Bildung mehr anzunehmen. Hier sollten sich die Lebenswege von Männern und Frauen im Bildungswesen angeglichen haben und erst im Berufsleben differenzieren.
Zwischen Variablen, die — wie die Zeit der Bekanntschaft und des Zusammenlebens — Untermengen der Lebenszeit zwischen dem 16. und 30. Lebensjahre darstellen, ist eine Tendenz zur negativen Korrelation angelegt. Weil aber fast alle Befragten Zeiten für das Kennenlernen angegeben haben, aber nicht alle zusammengezogen sind, korrelieren die Zeiten der Bekanntschaft und des Zusammenlebens mit r=-.23 nur mäßig hoch negativ miteinander. In der Form, in der beide Phasen in der Regression eingesetzt werden, als dichotome Variablen, korrelieren eine kurze Bekanntschaft mit einer kurzen Lebensgemeinschaft r=.18 und eine lange Bekanntschaft mit einer langen Lebensgemeinschaft r=-.14. Diese Prädiktorvariablen produzieren also keine Multikolinearität.
! Da das Heiratsrisiko zeitlich einer Glockenform folgt, sind speziellere Funktionen zu seiner Modellierung verfügbar als die unspezifizierte Basis-Funktion der Cox-Regression — insbesondere die log-logistische Funktion, die Höhe und Maximum der Funktion mit unterschiedlichen Parametern darstellt (Diekmann 1987, Diekmann 1990, Brüderl/Klein 1991) oder die Exponentialfunktion mit zusätzlichen Parametern für die Glockenkurve (Blossfeld/Huinink 1989, Blossfeld/Jaenichen 1990, Klein 1992). Vergleiche zwischen Cox-Regressionen und parametrischen Regressionen ergaben keine Unterschiede der Effekte; das Cox-Modell hat jedoch den Vorteil der größeren Flexibilität (Blossfeld/Huinink/Rohwer 1991) und bietet eine einfache Möglichkeit, zeitabhängige Variablen einzusetzen. Das Quid pro Quo ist im wesentlichen: Parametrisierung der Funktion oder zeitabhängige Kovariate. Da es hier wichtiger war, den Einfluß der Kovariaten als die Parameter der Zeitabhängigkeit zu bestimmen, haben wir uns für die Cox-Regression entschieden.
Die Cox-Regression setzt proportionale Risiken auf jedem Niveau aller unabhängigen Variablen voraus. Diese Annahme ist für das vierstufige Bildungsniveau nicht erfüllt, wie in Abbildung 8.6 gezeigt wurde. Ist die Annahme proportionaler Risiken verletzt, so kann man eine geschichtete Regression rechnen, in der für jedes Niveau der Schichtungsvariable andere Verläufe des Risikos angenommen und die Einflüsse aller übrigen Variablen geschätzt werden. Dennoch wurde, um die Einflüsse in ihrer Gesamtheit darzustellen, in Tabelle 8.17 auch das Bildungsniveau als Prädiktor aufgenommen. Die übrigen Einflußvariablen werden dadurch nicht verzerrt, wie eine nach Bildung geschichtete Regression zeigt, die in Tabelle 8.17.A im Anhang dargestellt ist.
Der signifikante Einfluß des Auszugs wirft auch Licht auf einen schon besprochenen nicht signifikanten Einfluß: Das Prestige des Vaterberufs beeinflußt, wie vermutet, Lebensgemeinschaft und Ehe negativ, während es auf den Auszug aus dem Elternhaus einen signifikant positiven Einfluß hatte (siehe Tabelle 8.1). Daß das Prestige die Lösung vom Elternhaus und den Aufbau der Partnerschaft entgegengesetzt beeinflußt, bedeutet ebenfalls eine Ausdehnung der Zwischenzeit mit dem Status der Familie; das Moratorium zwischen Herkunfts- und Zielfamilie ist tendenziell ein Privileg höherer Schichten. Wenn hinter einem frühen Auszug mehr oder minder ausdrücklich der Plan steht, das Moratorium auszudehnen, so dehnt sich mit den Lebenschancen der Herkunftsfamilie das Moratorium mehr oder minder unbemerkt aus.
Während mehrere Untersuchungen ebenfalls einen signifikanten Effekt des Bildungsniveaus auf die Neigung zur Ehe fanden, von denen die meisten (Diekmann 1987: 143, 159; Diekmann 1990: 271; Brüderl/Klein 1991;) keinen Institutioneneffekt und nur eine (Klein 1992) gleichzeitig einen Institutioneneffekt geprüft haben, konnten mehrere Untersuchungen, die gleichzeitig Niveau- und Institutioneneffekt der Bildung geprüft haben (Blossfeld/Huinink 1989, Blossfeld/Jaenichen 1990, Blossfeld/Huinink/Rohwer 1991), überhaupt keinen Niveaueffekt finden. Ob ein negativer Niveaueffekt besteht, ist im Bevölkerungsquerschnitt folgenreich: Wenn er besteht, so würde ein Anstieg des Bildungsniveaus, wie er etwa in der jüngsten Bildungsexpansion stattgefunden hat, die Neigung zur Ehe nicht nur aufschieben, sondern für das ganze Leben senken; wenn er nicht besteht, aber ein Institutioneneffekt auftaucht, so würde ein Anstieg des Bildungsniveaus die Neigung zur Ehe nur aufschieben, aber nicht für das ganze Leben senken.
Man kann nicht einwenden, daß der negative Effekt der Länge des Zusammenlebens ein Artefakt sei, weil durch die Obergrenze von rund 30 Jahren die Ausdehnung von Zwischenphasen den Untersuchungszeitraum für das Zielereignis einschränkt. Erstens berücksichtigt die Ereignisanalyse ja auch die nicht eingetretenen Ereignisse mit der Zeit bis zum Ende der Beobachtung als zensierte Fälle. Zweitens müßte ein in dieser Art begründetes Artefakt zu einer durchgängig negativen Beziehung fuhren, nicht zu einer kurvenförmigen, erst positiven und dann negativen. Auch ein kurzes Zusammenleben müßte also einen negativen, wenn auch kleineren Effekt haben; denn auch ein kurzes Zusammenleben verbraucht Zeit, die für die Eheschließung genutzt werden kann. Drittens ergibt sich für die Zeit des Kennenlernens, für die das gleiche Argument angeführt werden kann, ein ganz anderes Muster der Effekte.
Diese wie alle übrigen Prozentangaben in diesem Absatz ergeben sich aus den Umrechnungen der Koeffizienten der Tabelle 8.17.B auf standardisierte Koeffizienten.
Das gilt unabhängig vom schon besprochenen Problem der Kolinearität zwischen Kirchenmitgliedschaft und Kirchenbindung. Wird die gleiche Regression ohne die beiden Konfessionsvariablen gerechnet, so hat die Kirchenbindung in der gleichen Weise einen signifikant negativen Effekt auf die Ehe auf Probe und einen signifikant positiven (wenn auch etwas schwächeren) Effekt auf die Ehe als Wagnis. Die gegenläufigen Effekte von Mitgliedschaft und Bindung auf die Ehe auf Probe sind also nicht (oder allenfalls zu einem Teil) durch die Korrelationen zwischen beiden Prädiktoren bedingt.
Es könnte sein, daß die Multikolinearität der drei Indikatoren der religiösen Prägung den Effekt der Kirchenbindung hoch und zur Kompensation die Effekte der Konfessionszugehörigkeit herunter getrieben hat. Um diese Möglichkeit auszuschließen, wurde ein reduziertes Modell ohne die Konfessionszugehörigkeit und ohne die übrigen nicht bedeutsamen Prädiktoren gerechnet. In diesem Modell verinngert verringert sich der Einfluß der Kirchenbindung geringfügig (.197, p unter .001), aber das Muster der Ergebnisse bleibt unverändert. Die nicht signifikanten negativen Effekte der Konfessionszugehörigkeit entwerten also nicht den Effekt der Kirchenbindung.
Cox-Regressionen, in denen zusätzlich zu den übrigen Variablen des privaten Lebenslaufs die Dauer der Bekanntschaft eingesetzt wurde, zeigen keinerlei Einfluß auf die Elternschaft.
Blossfeld/Huinink (1989) fanden bei Frauen einen positiven Effekt der Geschwisterzahl auf die Elternschaft; sie untersuchten keine Männer. Auch in anderen Untersuchungen sind Einflüsse der Geschwisterzahl auf die Elternschaft schwach (siehe zusammenfassend Höpflinger u.a. 1991: 195).
Bei beiden Geschlechtern also hat der berufliche Erfolg einen negativen Effekt, die berufliche Mitgliedschaft einen positiven Effekt; aber beide Effekte sind bei den Männer stärker ausgeprägt. Die gegenteiligen Effekte könnten sich — wie Diekmann (1990: Fn 6) vermutet — aus den Interkorrelationen zwischen Niveau und Mitgliedschaft im Bildungswesen ergeben; die Differenzen der Effekte zwischen Männern und Frauen aus größeren Interkorrelation der beiden Bildungsvariablen bei den Männern. Tatsächlich aber sind die Korrelationen in der Gesamtgruppe nicht hoch und bei den Männern nicht höher. Beide Arten von Bildungseffekten sind also verläßlich interpretierbar.
Die Verkleinerung der Stichprobe auf die Sequenz Beruf-vor-Kind verändert aber auch die soziale Zusammensetzung der Stichprobe. Bei den Männern ist die ausgeschlossene Gruppe Kind-vor-Beruf mit 26% größer als bei den Frauen mit 17%. Das erstaunt zunächst, ist aber einfach zu erklären. Die Männer wählen ambitioniertere Studiengänge, studieren länger und treten daher bis zum 30. Lebensjahr seltener als Frauen in den Beruf ein. Entsprechend ist auch bei Männern das durchschnittliche Bildungsniveau in der Gruppe Beruf-vor-Kind höher als in der Gruppe Kind-vor-Beruf, während sich bei Frauen beide Gruppen nicht im Bildungsniveau unterscheiden.
Da das Bildungsniveau mit dem Berufsprestige hoch korreliert (r=.43 bei den Männern und r=.52 bei den Frauen), muß bei Kontrolle des Bildungsniveaus der Effekt des Berufsprestiges kleiner werden. Das Bildungsniveau korreliert weiterhin mit der Berufserfahrung hoch negativ (r=-.44 bei den Männern und r=-.46 bei den Frauen); denn wer sich länger ausbildet, hat bis zum 30. Lebensjahr weniger Zeit für das Berufsleben. Deshalb muß bei Kontrolle des Bildungsniveaus auch der Effekt der Berufsdauer kleiner werden. Schließlich korreliert das Bildungsniveau und das Berufsprestige mit dem Einkommen (r=.34 und r=.33 bei den Männern, r= .53 und r=.44 bei den Frauen), so daß ein Teil des Effekts des Einkommens von den beiden anderen Statusdimensionen übernommen wird.
Die beiden Variablen des beruflichen Erfolgs korrelieren mäßig negativ untereinander (r=.-25); je länger die Berufserfahrung, desto niedriger das Berufsprestige. Das muß in einer Längsschnittuntersuchung mit festem Endpunkt so sein: Mit niedriger Bildung kommt man früher in einen weniger prestigeträchtigen Beruf. Aber das ist kein Einwand gegen die eigenständige Wirkung jeder Dimension. Regressionen mit jeweils nur einer der beiden Berufsvariablen zeigen die gleichen Effektunterschiede zwischen den Geschlechtern.
Ein zusätzliches Indiz dafür, daß die geschlechtsspezifischen Gelegenheitskosten der Elternschaft nur in der Gruppe mit einer beruflichen Perspektive entstehen, liefern die Chi-Quadrat-Werte: Sie sind in beiden Modellen bei den Frauen deutlich größer als bei den Männern, während die Stichproben beider Geschlechter etwa gleich groß sind. In der Gruppe Beruf-vor-Kind läßt sich also die Elternschaft bei den Frauen weit besser voraussagen. In der Gesamtgruppe hingegen konnte die Elternschaft bei den Männern besser vorausgesagt werden.
Neben dem Beruf kann auch das Alter als Ressource zwischen Mann und Frau verglichen werden. In einer Alterskohorte jedoch variiert die Altersdifferenz der Partner nicht unabhängig: Bei dreißigjährigen Männern ist eine ältere Partnerin der nicht gewöhnliche, bei dreißigjährigen Frauen ein älterer Partner der gewöhnliche Fall. Entsprechend hat die Altersdifferenz in einer Cox-Regression wie in Tabelle 8.23 bei Männern einen positiven, bei Frauen einen negativen Effekt (Keller 1993: 119). Der positive Effekt bei den Männern spiegelt aber keine Ressourcendifferenz, sondern die Fruchtbarkeitsgrenze der Frau, die mit dem höheren Alter der Partnerinnen an Bedeutung gewinnt.
Die beruflichen Ressourcen des Befragten wurden mit monatlichem Zeitbezug erfragt und konnten für den Zeitpunkt der Entscheidung für das Kind genau bestimmt werden. Die beruflichen Ressourcen der letzten — so die Formulierung im Fragebogen — “festen Partnerbeziehung”, deren Status zwischen bloßer Bekanntschaft und Scheidung variiert, wurden nicht mit einem genauen Zeitbezug erfragt; erfragt wurden die aktuelle Bildung sowie das Prestige und das Einkommen der aktuellen oder einer früheren Berufstätigkeit. In 72% der Fälle aber handelt es sich um die aktuelle Beziehung, die wiederum in 70% der Fälle aktuell und in 20% der Fälle früher berufstätig war, so daß also die Angaben zum Beruf sich etwa zur Hälfte auf frühere und auf aktuelle Verhältnisse beziehen. In den Fällen, wo die Angaben nur für die aktuelle Berufstätigkeit vorliegen, können sie sich zwar zwischen der Elternschaft und dem Befragungszeitpunkt verändert haben; aber da der Zeitraum in der Regel nur wenige Jahre beträgt, wird die Veränderung nicht sehr groß sein. Diese Fehlermöglichkeit in Kauf nehmend, haben wir das Verhältnis der beruflichen Ressourcen beider Partner aus den korrekten, auf den Zeitpunkt der Elternschaft bezogenen Angaben für den Befragten und den verfügbaren, möglicherweise nach der Elternschaft noch veränderten Angaben für den Partner gebildet.
In der Gruppe doppelt berufstätiger Paare reduziert sich die Untersuchungsgruppe — unabhängig von fehlenden Angaben — zweimal in systematischer Weise. Erstens konnten nur die befragt werden, die früher oder aktuell einen festen Partner hatten. Soweit wird die Gruppe allein durch Entscheidungen des Befragten reduziert. Er hat einen Partner gewählt oder nicht; und er informiert über vorgegebene Eigenschaften des Partners, wie das Bildungsniveau, mehr oder minder korrekt. Der Partner hat ein bestimmtes Bildungsniveau in aller Regel nicht in Abhängigkeit von der Partnerschaft erworben, sondern bringt es mit. Zweitens aber liegen Angaben über Berufsprestige und Einkommen des Partners nur dann vor, wenn der Partner berufstätig ist, und können nur dann mit der Angabe für den Befragten verglichen werden, wenn beide Partner berufstätig sind. Hier wird die Gruppe durch Entscheidungen des Befragten und des Partners reduziert: Der Befragte hat einen Partner gewählt, und der Partner ist in aller Regel in Abhängigkeit von der Berufstätigkeit des Befragten selber berufstätig oder nicht. In beiden Schritten zusammen verringert sich die Stichprobe auf 45% bei den Männern und 48% bei den Frauen. In dieser reduzierten Stichprobe ist die Bildungsdifferenz in der Männer-Stichprobe mit 2,37 Jahren deutlich größer als in der Frauen-Stichprobe mit -0,06 Jahren, bei etwa gleicher Standardabweichung von 4,4 Jahren. Bei den Männern gibt es nach Bildung weniger Homogamie und mehr Abwärts-Heterogamie als bei den Frauen. Die Prestige-Differenz ist mit 12,1 MPS-Werten (Wegener 1985) in der Männer-Stichprobe größer als in der Frauen-Stichprobe mit -4,7 MPS-Punkten, bei einer etwa gleichen Standardabweichung von rund 35 MPS-Werten. Wie bei der Bildung findet sich also beim Berufsprestige in der Männer-Stichprobe eine Überlegenheit der Männer, in der Frauen-Stichprobe eine Gleichrangigkeit der Geschlechter. Das Mittel des Anteils des Mannes am gemeinsamen Einkommen von Mann und Frau beträgt in der Männer-Stichprobe 53,9%, in der Frauen-Stichprobe 61,9%, bei einer etwa gleichen Standardabweichung von 13%. Beim Einkommen findet sich also in beiden Stichproben eine Überlegenheit der Männer; sie ist allerdings in der Frauen-Stichprobe deutlicher als in der Männer-Stichprobe. Insgesamt also wählen die berufstätigen Männer berufstätige Partnerinnen mit weniger Bildung, weniger Berufsprestige und geringfügig kleineren Einkommen; die berufstätigen Frauen wählen berufstätige Partner mit gleicher Bildung, gleichem Berufsprestige und deutlich größerem Einkommen. Jede Wahl ist in sich stimmig; aber beide Wahlen unterscheiden sich voneinander.
In der Männerstichprobe allein hat auch noch die Bildungsdifferenz einen positiven Effekt. Dieser Effekt ist mit den negativen Effekten der beiden Kodiervariablen der Bildungsdifferenz der symmetrischen Hypothese inhaltlich schwer vereinbar; er ergibt sich daraus, daß die in Jahren gemessenen Bildungsdifferenzen sich bei Bildungsüberlegenheit der Männer anders verteilen als bei Bildungsüberlegenheit der Frauen.
Man könnte vermuten, daß Männer, die älter sind als ihre Partnerin, mehr verdienen, so daß der Effekt des Einkommensanteils bei den dreißigjährigen Frauen (siehe Fußnote 46) durch die Altersdifferenz bedingt ist. Aber die Altersdifferenz hat bei den Frauen keinen Effekt; sie kann daher andere Effekte nicht erklären.
Maßnahmen dazu werden diskutiert in Kaufmann (1990) und Schneewind/Vascovics (1992).
Die Vorschriften des Mutterschutzes beurlauben die Frau vier Wochen vor und sechs Wochen nach der Geburt; aber sie beenden nicht die Berufstätigkeit, so daß die rechtliche Kontinuität der Berufstätigkeit vor und nach der Berufstätigkeit für Mann und Frau gleich sind. Die Regelungen des Erziehungsgeldes und des Erziehungsurlaubes — bis zu sechs Monate (später länger) nach der Geburt kann Erziehungsgeld gewährt oder von Mütter wie von Vätern Erziehungsurlaub ohne Verlust von Rentenansprüchen und mit einer Arbeitsplatzgarantie genommen werden — traten erst 1986 in Kraft und waren für unsere Gruppe keine Grundlage der Entscheidung (siehe die Broschüren “Mutterschutzgesetz” und “Erziehungsgeld -Erziehungsurlaub” des Bundesministeriums für Frauen und Jugend, 53170 Bonn, Januar 1993).
Operational heißt das: Es wurden alle Personen betrachtet, die bis zwei Monate vor der letzten Beobachtungszeit Eltern geworden waren; damit ist die reguläre Zeit von sechs Wochen für einen Wiedereintritt nach einer Berufsunterbrechung wegen Schwangerschaft berücksichtigt. In der Untersuchung der Elternschaft (Abschnitt 8.2.2 und 8.3.3) wurden als “Eltern” 959 Personen betrachtet, die vor dem Befragungszeitpunkt ein Kind bekommen hatten oder zum Befragungszeitpunkt ein Kind erwarteten. Jetzt werden die 65 Personen ausgeschlossen, die zum Befragungszeitpunkt ein Kind erwarteten, und die 22 Personen, die in den letzten zwei Monaten vor dem Befragungszeitpunkt ein Kind bekommen hatten.
Krombholz (1991: 206) berichtet, daß in einem repräsentativen Querschnitt von 10 000 Männern und Frauen des Jahres 1990 27,7% der Männer und 70,7% der Frauen ihre Berufstätigkeit mehr als drei Monate nicht ausbildungsbedingt unterbrechen; als Grund nennen nur 0,8% der Männer ein Kind, aber 61% der Frauen.
Nach zwei Jahren beträgt die Differenz zwischen dem Berufseintritt früher Berufstätiger und früher nicht Berufstätiger bei Vätern 43%, bei Müttern 32%; aber die Stichprobe der Väter hat sich auf 89, die Stichprobe der Mütter auf 194 Personen reduziert.
Auch auf jedem der vier Bildungsniveaus ist die Neigung zum Berufseintritt von Vätern und Müttern sofort nach der Geburt des Kindes am höchsten. Auch hier haben alle Risikofunktionen die L-Form. Die Form der Risikofunktion der dominanten Gruppe der früher Berufstätigen setzt sich also bei beiden Geschlechtern auf allen Bildungsstufen durch. Aber nach der ersten Periode unterscheiden sich die Formen der bildungsspezifischen Risikofunktionen nicht.
Natürlich gibt es auch unter Absolventen noch die Alternative des Weiterlernens in einem Zweitstudium oder einer das Studium ergänzenden Berufsausbildung (siehe Abschnitt 5.1). Da aber beide Ausbildungen zusätzlich sind, haben sie eine geringere Wahrscheinlichkeit als die Fortsetzung des ersten schon begonnenen Ausbildungsweges und können in dieser post-hoc-Erklärung ignoriert warden.
Daß Frauen mit höherer Bildung schneller in den Beruf wiedereintreten ist eine neue Entwicklung; noch in der Geburtskohorte 1930 blieben Frauen mit mindestens mittlerer Reife länger nach einer beruflichen Unterbrechung zu Hause als Frauen mit Volksschulabschluß, während die Beziehung sich in den Geburtskohorten von 1940 und 1950 umkehrt (Lauterbach 1991: 47–52). Unsere Untersuchung, die sich auf Gymnasiastinnen des Jahrgangs 1953 beschränkt und allein das Kind als Ursache des Nichteintritts betrachtet, bestätigt also Ergebnisse von Bevölkerungsquerschnitten.
Da die Angaben über Lebensphasen retrospektiv erfragt wurden, mag man bezweifeln, ob der Bericht über das Ende einer Ausbildung oder Erwerbstätigkeit und den Beginn einer Mutterschaftsphase vor der Geburt eines Kindes als Planung interpretiert werden kann. Natürlich läßt sich dieser Zweifel nicht mehr ausräumen. Aber wenn man ihn ernst nimmt, muß man vermuten, daß die Erfahrung, nach dem Kind am Berufseintritt gehindert worden zu sein, zu einer Datierung des Beginns der Lebensphase Mutterschaft vor die Geburt geführt hat. Diese alternative Interpretation ist viel weniger plausibel. In aller Regel werden Lebensgeschichten von ihrer Genese her entwickelt und nicht vom Ergebnis her rückwirkend verfälscht; zumindest gilt das, wenn nicht frühere Motive, sondern tatsächliche Abläufe berichtet werden.
Der Prozentsatz des geplanten Rückzuges der Mutter aus dem Beruf entspricht den prospektiven Angaben von Ehemännern (34%) und Ehefrauen (36%) vor der Elternschaft aus einem sozialen Querschnitt (Schneewind/Vascovics 1992: 116).
Hoffmann-Nowotny (1988: 230) berichtet, daß der Rückzug aus dem Beruf oft schon ein Jahr vor der Geburt, und nicht erst wegen der Geburt geplant wird. Die Ergebnisse hier zeigen, daß den Planungen tatsächlich in hohem Maß gefolgt wird.
Der geplante Rückzug korreliert mit dem Nichterreichen des Abiturs vor dem Kind r=.16 und mit dem Studienabschluß vor dem Kind r=.-24.
Auch Schupp (1991: 227–229) findet in einer Analyse des Sozio-Ökonomischen Panels, daß die Unterstützung der Frau bei der Kindererziehung durch Dritte den Berufseintritt der Frau positiv beeinflußt. Aber er kann die Unterstützung durch Dritte nicht mit der Unterstützung durch den Mann vergleichen.
Von den Lebensgemeinschaften mit fester Heiratsabsicht möchten 35% heiraten, wenn sie Kinder haben wollen und weitere 14%, “wenn ein Kind kommt” (EMNID 1985: 37).
Auf der Ebene von Einstellungen könnten drei Kriterien gut zwischen diesen beiden Formen der Lebensgemeinschaft unterscheiden. Erstens haben nur 31% der in einer Lebensgemeinschaft Lebenden eine feste Heiratsabsicht, aber 8% lehnen eine Ehe ab (EMNID 1985: 35). Zweitens wünschen 39% der in einer Lebensgemeinschaft lebenden Männer und 43% der Frauen ein Kind; und Kinderwunsch und Heiratsabsicht korrelieren hoch (EMNID 1985: 73). Drittens erwartet nur jeder zweite Partner in einer aktuellen Lebensgemeinschaft, auch im Alter in einer Lebensgemeinschaft zu leben (EMNID 1985: 49).
In unserer Untersuchung wurde auch die kirchliche Trauung erfragt, deren Hintergründe eine eigene Analyse verlangen würden. 73% der Ehen wurden kirchlich geschlossen und 53% der Zusammenlebenden planten nicht nur eine Ehe, sondern auch eine kirchliche Eheschließung.
Frauen ziehen nicht früher als Männer aus dem Elternhaus aus, aber sie gründen früher einen eigenen Hausstand (siehe Tabelle 8.1). Von den beiden Schritten der Lösung aus dem Elternhaus ist der Auszug weniger für die Verselbständigung bedeutsam, weil stärker durch den praktischen Anlaß des Wohnortswechsel bedingt; zudem ist der Auszug weniger gut erklärbar. Deshalb bezieht sich die Zusammenfassung auf die Hausstandsgründung.
Ein weiteres Beispiel wäre die Logik des schließenden Denkens, etwa: Wenn A gleich B und B gleich C, dann ist auch A gleich C. Auch in den Beispielen im Text begründen die sachbezogenen Regeln eine “Logik”: die Logik der Wahrheitssuche, die Logik des Tausches usw. Aber diese “Logiken” beziehen sich auf spezifische Handlungsprobleme; der Begriff “der” Logik sollte aber auf Denkprozesse beschränkt bleiben.
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Meulemann, H. (1995). Vom Elternhaus zur eigenen Familie. In: Die Geschichte einer Jugend. VS Verlag für Sozialwissenschaften. https://doi.org/10.1007/978-3-322-93505-2_8
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