Zusammenfassung
Neuere empirische Studien über die Muster der Lebensverläufe und ihre Unterschiede liefern anhand unterschiedlicher Indikatoren (z.B. Haushaltsgründung, Berufsbeginn, Berufsausbildung, erste Heirat, erstes Kind) „weder eine Unterstützung für die These einer zunehmenden Standardisierung des Lebensverlaufs bis in die 70er Jahre (...), noch hinreichende Evidenzen für eine globale De-Institutionalisierung in den Jahrzehnten danach.“ (Mayer 1998: 447; vgl. auch Mayer 1995c, 1996). So kommt Mayer (1998: 450) zu dem Ergebnis, daß „trotz tiefgreifender Veränderungen deutsche, vor allem aber westdeutsche Lebensverläufe noch immer in einem hohen Maße regelhaft, institutionalisiert und standardisiert (sind). Die für diese Ordnung von Lebensverläufen entscheidenden Institutionenkomplexe von 1) relativ hoch integrierten Übergangswegen zwischen Schulbildung, Berufsausbildung und beruflich segregiertem Beschäftigungssystem, 2) einem hochregulierten Arbeitsmarkt, 3) engmaschiger sozialer Sicherung, und 4) geringer institutioneller Unterstützung für Familien sind in ihrer Wirksamkeit ungebrochen.“
This is a preview of subscription content, log in via an institution to check access.
Access this chapter
Tax calculation will be finalised at checkout
Purchases are for personal use only
Preview
Unable to display preview. Download preview PDF.
Literatur
Diese Art der graphischen Präsentation wird bspw. auch von Blossfeld (1989: 102ff) verwendet. Die betreffende Studie untersucht die Lebensverläufe der älteren Kohorten und betrachtet Berufsgruppen, nicht jedoch die Klassenstruktur.
Aufgrund der geringen Fallzahlen wurden bei den jungen Frauen entsprechende Zeiten, wie etwa ein freiwilliges soziales Jahr nicht separat berücksichtigt, sondern in der Kategorie,sonstiges` mitgefaßt.
Die Verteilung innerhalb des Zustandsraumes wird erst ab dem Alter von 15 Jahren abgetragen. Für eine Beschreibung der Bildungsverlaufe in den beiden älteren Kohorten siehe Blossfeld (1989: 101ff.).
Der maximale Anteil der Studenten lag zwischen dem 23. und 25. Lebensjahr bei etwa 7.5 Prozent.
So belief sich der Anteil der Kohorte in der unteren Dienstklasse (Klasse 11) auf 2.5 Prozent, in den nicht-manuellen Verwaltungs- und Routinetätigkeiten auf 5 Prozent.
In der älteren Kohorte befanden sich im 30. Lebensjahr ca. 15 Prozent in einer unteren Dienstklassenposition, in der jüngeren hingegen betrug der Anteil 24 Prozent.
Bei den 30-Jährigen lag die Quote der Klasse der qualifizierten Arbeiter bei 21 Prozent, diejenige der un- und angelernten Arbeiter bei etwa 9 Prozent.
Die berufsvorbereitenden und arbeitsmarktpolitischen Instrumente wurden zusammen mit den nicht abgeschlossenen Berufsausbildungen (auch im dualen System) in der Kategorie
Fur eine Detailanalyse der Lebensverläufe von Frauen der Geburtskohorten 1929–31, 1939–41 sowie 1949–51 siehe Tölke (1989). Für einen geschlechterspezifischen Vergleich dieser drei Geburtskohorten hinsichtlich der Bildungs- und Berufsverlaufe siehe Blossfeld (1989).
Tölke argumentiert, daß sich in der Phase des wirtschaftlichen Aufschwunges zu Beginn der 60er Jahre restaurative Kräfte traditioneller Weiblichkeitsideologien in der Gesellschaft durchsetzten und politisch gefordert wurden. In dieser wirtschaftlich vorteilhaften Situation war für die Mehrheit der Bürger die materielle Konstellation fir eine Familiengründung sehr günstig (vgl. Tölke 1989: 104 ).
Für vergleichende Arbeiten siehe bspw. König und Müller (1986), Allmendinger (1989a), Schupp (1994), Mach et al. (1994) sowie jüngere Veröffentlichungen von Allmendinger/Hinz (1997), DiPrete et al. (1997) und DiPrete und McManus (1996).
Unterschiedliche Arbeitsmarktstrukturen, die u.a. für Variationen in Karrieremobilitatsprozessen verantwortlich sind (vgl. Blossfeld/Mayer 1988; Becker 1993; Eyraud et al. 1990; König/Müller 1986), Organisationsstrukturen der Unternehmen sowie branchen- und sek-torspezifische Strukturen stehen somit nicht im Mittelpunkt der Betrachtung (vgl. Brüderl 1991, 1992; Preisendörfer/Burgess 1988; Brüderl et al. 1989; Baron/Bielby 1980), sondern werden als Kontrollvariablen für spezifische Randbedingungen berücksichtigt.
Auf die Vorteile dynamischer Modelle für intragenerationale Mobilitätsprozesse wurde vielfach verwiesen (vgl. Mayer 1990, Brüderl 1992, Blossfeld 1989, Blossfeld/Rohwer 1995; Benz 1996 ). Die Analyse der kumulativen Verteilungen hat darüber hinaus gezeigt, wie selektiv die Betrachtung der Karriere sein kann, wenn diese auf den Vergleich zweier Zeitpunkte reduziert wird.
Die Modelle wurden auch nach Kohorten getrennt geschätzt, sie werden hier jedoch nicht dargestellt. Die Geburtskohorten 1954–56 und 1959–61 repräsentieren gewissermaßen die Gruppen, die von der Bildungsexpansion vergleichsweise deutlich profitiert haben. Veränderungen im Kohortenverlauf sind durch entsprechende Interaktionseffekte dokumentiert. Die gemeinsame Betrachtung der vier Kohorten hat den Vorteil, ein vergleichsweise sparsames Modell zu schätzen. Durch die Berücksichtigung spezifischer Interaktionseffekte gehen gegenüber den Einzelmodellen keine Informationen verloren. Zugleich resultiert aus der Zusammenfassung der Kohorten eine ausreichend große Stichprobe.
Für Details der Operationalisierungen siehe Steinmann 1999.
In Einzelmodellen sowie in detaillierten Betrachtungen der Hazardrate für die Bildungsgruppe hat sich die Übergangsrate als stabil erwiesen - trotz Abnahme der Größe dieser Gruppe in der Kohortenfolge. So variiert die Rate nur geringfügig zwischen den Werten 0.032 und 0.037 für Hauptschüler ohne Berufsausbildung. Demgegenüber reduziert sich für Hauptschüler mit einer gewerblichen Lehre die Übergangsrate der beruflichen Aufstiege vom Wert 0.046 über 0.037 hin zu einem Wert von 0.035. Der absolute Rückgang der Hauptschüler ohne abgeschlossene Ausbildung über die Kohorten stellt somit kein Problem bei der statistischen Modellierung dar. Dieser Befund gilt ebenso für die Frauen.
Die Effekte werden nach folgender Formel berechnet: r(t)=(exp(B;)-1)’100% (vgl. Bloss-feld/Rohwer 1995).
Für die Befunde bei den Frauen muß jedoch die Einschränkung gemacht werden, daß der Fokus dieser Studie ausschließlich auf der Bedeutung von Bildung im Mobilitätsprozeß liegt. Der Aspekt der Haus- und Familienarbeit sowie der Familienbildungs- und —gründungsprozesse wird vernachlässigt bzw. lediglich als Indikator der Erwerbsunterbrechung in den Modellen kontrolliert, nicht jedoch in seiner ganzen Bandbreite analysiert. Diese spezifische Betrachtung hätte jedoch eine andere Zugangsweise erfordert, was im Rahmen dieser Studie nicht geleistet werden kann.
Das Verhältnis von Jobs zu Klassenlagen wurde insbesondere von Mayer und Carroll (1987) theoretisch diskutiert und für die drei älteren männlichen Geburtskohorten der Berliner Lebensverlaufsstudie (Erhebung 1981/82) empirisch nachgewiesen. Kein Zweifel besteht dahingehend, daß Klassenkonzepte ein Trägheitsmoment in sich tragen, dieses aber gerade zur Konstitution einer Klassenlage ein notwendiges Element darstellt.
Der Begriff der Gebundenheit von Erwerbsverläufen wird bspw. von Allmendinger/Hinz (1997: 251) verwendet. Die Autoren definieren die Anzahl der Klassenwechsel als Maß für die Gebundenheit von Erwerbsverläufen Allmendinger und Hinz verweisen in ihren Analysen auf deutlich höhere Stabilitätsquoten. Ihren Analysen liegt für Deutschland ebenfalls die Berliner Lebensverlaufsstudie zugrunde. Sie beziehen sich allerdings auf die beiden Geburtskohorten 1929–31 und 1949–51. Desweiteren kommt eine andere Codierung des Klassenschemas mit einem wesentlich höheren Aggregationsniveau zur Anwendung.
Vgl. auch Mayer, Featherman, Selbee und Colbjemsen (1989) für eine Analyse der älteren Geburtskohorten der Lebensverlaufsstudie. Im Unterschied zu dieser Studie sowie den Analysen von Mayer (1991a), Mayer/Carroll (1987), Carroll/Mayer (1986) sowie Allmendinger/Hinz (1997) liegt dem Klassenschema in der vorliegenden Arbeit die Kodierung zugrunde, die auch im ALLBUS angewandt wird (vgl. Trometer 1993 ).
Datentechnisch werden die Jobepisoden zu Klassenepisoden hoch aggregiert. D.h. Jobwechsel werden solange,ignoriert`, wie sie sich innerhalb derselben Klassenlage vollziehen.
In diesen kumulativen Mobilitätstabellen fallen die Stabilitätsquoten deutlich niedriger aus als beim Vergleich der ersten und aktuellen Klassenposition (vgl. hierzu die Tabellen in Steinmann 1999).
Die Definition horizontaler Wechsel, insbesondere zwischen der oberen Dienstklasse und dem Kleinbürgertum, ist sicherlich nicht unumstritten. In den Fällen, in denen eine Richtung unklar ist, wurde der Zuordnung zu Wechsel auf der horizontalen Ebene Priorität eingeräumt, um für Auf- und Abstiege eine klare Zuweisung zu erhalten.
Beispielsweise haben die Mitglieder der oberen Dienstklasse bereits die vorteilhaftesten Klassenpositionen inne, ein weiterer Aufstieg ist damit nicht mehr möglich. Daher wurde technisch für die Dummy-Variable ein,zero-constraint` in das Modell eingeführt.
Wie im Fall der Analysen zur Statusmobilität wurden Einzelmodelle geschätzt, die hier jedoch nicht präsentiert werden. Die zentralen Befunde im Hinblick auf die Veränderungen im Kohortenverlauf sind im Gesamtmodell durch Interaktionseffekte berücksichtigt.
Die Muster entsprechen insgesamt den Befunden aus der deskriptiven Betrachtung der kumulativen Mobilitätstabellen und werden hier nicht weiter diskutiert.
Der Interaktionsparameter liegt knapp unter dem 10%-Signifikanzniveau. Daher ist dieser Effekt im Gesamtmodell nicht dargestellt.
Im Kohortenverlauf hat sich die Aufstiegsmobilität bei den Universitätsabsolventinnen sowie den Abiturientinnen mit einer abgeschlossenen kaufmännischen Ausbildung leicht überdurchschnittlich entwickelt. Da jedoch die Interaktionsparameter (die hier nicht präsentiert werden) unter dem 10%-Signifikanzniveau liegen, kann nur von einer Tendenz gesprochen werden.
Die Effekte der Ausgangsklassenlage sowie der Veränderung der Bildungsressourcen wurden bereits bei den Männern diskutiert. Die Muster der Frauen sind identisch und werden nicht mehr im Detail diskutiert.
Ebenso wäre eine Analyse, die Klassenübergänge nach der Länge der Distanzen differenziert, wünschenswert, allerdings ist dies unter Berücksichtigung der vollständigen Bildungsklassifikation nicht möglich. Hier stoßen die Lebensverlaufsdaten mit Klassenepisoden im Hinblick auf die Fallzahlen an ihre Grenzen.
Insgesamt liefern die empirischen Analysen unabhängig davon, ob der Indikator für berufliche Veränderungen auf Berufsprestige oder dem Klassenkonzept basiert, konsistente Ergebnisse hinsichtlich des Einflusses von Bildungs- und Berufsqualifikationen. Die Zusammenfassung behandelt somit beide Aspekte gemeinsam.
Eine detaillierte Analyse dieser Aspekte — einerseits der Erwerbsunterbrechungen bei Frauen aufgrund familiärer Ereignisse und andererseits der Bestimmungsfaktoren von Arbeitslosigkeit im Lebenslauf— konnte hier nicht geleistet werden. Diese Fragestellungen bedürfen einer detaillierteren Betrachtung, die über den Rahmen der vorliegenden Studie weit hinaus reicht.
Author information
Authors and Affiliations
Rights and permissions
Copyright information
© 2000 Springer Fachmedien Wiesbaden
About this chapter
Cite this chapter
Steinmann, S. (2000). Bildung und Berufschancen im Lebensverlauf. In: Bildung, Ausbildung und Arbeitsmarktchancen in Deutschland. Forschung Soziologie , vol 110. VS Verlag für Sozialwissenschaften, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-663-09418-0_9
Download citation
DOI: https://doi.org/10.1007/978-3-663-09418-0_9
Publisher Name: VS Verlag für Sozialwissenschaften, Wiesbaden
Print ISBN: 978-3-8100-2965-2
Online ISBN: 978-3-663-09418-0
eBook Packages: Springer Book Archive