Zusammenfassung
Im folgenden werden für deutsche und amerikanische Mütter Ergebnisse zu Erwerbsunterbrechungen und späteren Wiedereintritten im Anschluß an die Geburt eines Kindes vorgestellt. Datenbasis ist das Sozio-ökonomische Panel (SOEP) mit den Wellen A bis H (1984 bis 1991) und die Panel Study of Income Dynamics (PSID) aus den Jahren 1984 bis 1987. In die Analysen einbezogen werden alle Frauen, die in den Jahren 1984 bis 1990 (Bundesrepublik) bzw. 1984 bis 1986 (USA) ein Kind geboren haben und vor der Geburt (Voll oder Teilzeit) erwerbstätig waren.
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Literatur
Vgl. zur Konzeption des Sozio-ökonomischen Panels ausführlich Hanefeld (1985, 1987).
Seit dem Jahr 1990 wird die Erhebung auch in Ostdeutschland durchgeführt.
Im nachhinein erscheint mir die Beschränkung nicht zwingend. Denn Ausländerinnen besitzen zwar — per definitionem — keine deutsche Staatsbürgerschaft, aber die meisten Ausländerinnen, die seit Mitte der 80er Jahre Kinder bekommen haben, haben (mindestens) einen Großteil ihres Lebens in der Bundesrepublik verbracht und sind durch die Kultur in diesem Land mitgeprägt worden. Sie sind — von ihrem faktischen Lebenslauf — Bürgerinnen der bundesrepublikanischen Gesellschaft (wenn auch ohne Bürgerrechte). Insofern wäre ihre Berücksichtigung sinnvoll gewesen.
Vgl. zur Konzeption der Panel Study of Income Dynamics ausführlich Hill (1992).
Auf spezifische Fragen des Untersuchungsdesigns für die Analysen zu Wiedereintritten nach einer Erwerbsunterbrechung wird unter 5.1 eingegangen.
Das Zeitintervall, das in den deutschen Daten analysiert wird, wurde gewählt, weil die Fallzahlen bei Zugrundelegen eines kürzeren Zeitintervalls zu niedrig sind.
Die Altersspanne im Jahr der Geburt schwankt in der amerikanischen Stichprobe zwischen 17 und 40 Jahren (Durchschnittsalter 27 Jahre) und in der deutschen Stichprobe zwischen 19 und 41 Jahren (Durchschnittsalter 28,2 Jahre).
Im deutschen Sample variiert das Alter — für die mittleren 80% der Verteilung — zwischen 23 und 34 Jahren, im amerikanischen Sample zwischen 21 und 32 Jahren.
So konnte beispielsweise Lauterbach (1992: 159) in multiplen Hazardratenmodellen zum Unterbrechungsverhalten von Frauen nach Kontrolle einer Reihe von sozio-ökonomischen Faktoren und Variablen zur Arbeitslosenquote keine statistisch signifikanten Kohorteneffekte mehr feststellen.
In der deutschen Stichprobe waren 33%, in der amerikanischen Stichprobe 38% im 2. Schwangerschaftsmonat nicht erwerbstätig. Dabei handelte es sich nicht allein um Hausfrauen, sondern auch um Personen, die sich beispielsweise in Ausbildung oder Studium befanden oder arbeitslos waren.
Desai und Waite (1991) berichten einen Modalwert von 6 Wochen. Vgl. auch Kapitel 4, Teil 1.5 der vorliegenden Arbeit.
Bei den Befragten, die sich in Mutterschafts-oder Erziehungsurlaub befanden, kamen sowohl Angaben vor, daß sie erwerbstätig seien, wie auch Angaben, daß sie Hausfrau seien.
Möglicherweise hängt dies damit zusammen, daß die Etikettierung „Mutterschaftsgeld“ seit 1986 nicht mehr adäquat ist, im Fragebogen aber weiterhin verwendet wird.
Mit dem Rentenreformgesetz von 1992 wurde die Anrechnung von Kindererziehungszeiten pro Kind von einem auf drei Jahre erhöht (vgl. Landenberger 1991: 150)
Oppenheimer (1982) zeigte für die Vereinigten Staaten, daß nach dem Zweiten Weltkrieg die Nachfrage nach Frauen auf dem Arbeitsmarkt anstieg. Mit Zunahme der Anzahl der Frauen, die trotz Heirat erwerbstätig waren, wuchs einerseits die Akzeptanz der Erwerbstätigkeit verheirateter Frauen (und deren sozialer Status), und andererseits sank das relative Einkommensniveau von Familien, in denen nur der Mann erwerbstätig war. Beide Effekte wirkten in der Folge verstärkend auf die Erwerbsorientierung verheirateter Frauen.
Ein besserer Indikator wäre zweifelsohne die Berufserfahrung, denn relevant im Sinne der Akkumulation von 1-lumankapital ist weniger, wie lange eine Person alles in allem erwerbstätig war, sondern wie lange sie schon die aktuelle berufliche Tätigkeit ausübt. Die Verwendung des Indikators „Erwerbserfahrung“ erfolgte aufgrund der dadurch vereinfachten Datenaufbereitung.
Zwar weichen Frauen mit zwei und mehr weiteren Kindern in der Bundesrepublik von diesem Muster ab, aber die Fallzahl ist zu klein, als daß dieses Ergebnis aussagekräftig sein könnte.
Weitere Analysen zeigten, daß es im öffentlichen Dienst vor allem die Frauen in den Erziehungsberufen sind, die die Unterbrechungsquote senken. Werden sie ausgenommen, steigt die Unterbrechungsquote immerhin auf 52,4%. Sie liegt damit aber trotzdem noch unter derjenigen in der Privatwirtschaft.
Detailliertere Analysen zeigten, daß es im wesentlichen die Lehrerinnen und weniger die Erzieherinnen sind, die nur selten ihre Erwerbsarbeit unterbrechen. Es ist allerdings aufgrund der sehr niedrigen Fallzahl (n=20) der Erziehungsberufe nicht ganz unproblematisch, allgemeine Aussagen zu machen.
Die Ergebnisse für die manuellen Berufe sind allerdings mit besonderer Vorsicht zu betrachten, da die Fallzahl im deutschen Sample ausgesprochen niedrig ist (n=1 D.
D.h., die offen abgefragte berufliche Tätigkeit konnte im Rahmen der Internationalen Standardklassifikation (ISCO) keiner Berufsgruppe zugeordnet werden.
Für das Einkommen der Frau ändern sich die grundlegenden Aussagen nicht, wenn statt dessen das arithmetische Mittel verwendet wird. Für den Beitrag zum Haushaltseinkommen macht es in der deutschen Stichprobe keinen großen Unterschied, welche Maßzahl benutzt wird, wohl aber zum Teil in der amerikanischen Stichprobe. Dies ist darauf zurückzuführen, daß der Anteil der Frauen, die ohne Partner leben und deren Beitrag zum Haushaltseinkommen vereinfachend mit 100 Prozent angenommen wurde, in der amerikanischen Stichprobe vergleichsweise hoch ist. Da die Beiträge von 100 Prozent die durchschnittlichen Anteile „nach oben ziehen“, erscheint es für die vorliegende Betrachtung sinnvoller, den Median zu verwenden.
Die Differenzen zwischen den Unterbrechungsquoten sind zum Teil statistisch signifikant von Null verschieden. Hierzu wurden die einzelnen Hierarchieebenen bei den Angestellten-und Arbeiterpositionen jeweils zusammengefaßt. Sowohl die Differenz der Unterbrechungsquoten für Arbeiter-vs. Selbständigenhaushalte wie auch jene für Arbeiter-vs. Angestelltenhaushalte ist signifikant bei a 5 0,05 bzw. a 5 0,10. Nicht signifikant ist die Differenz für Angestellten-vs. Selbständigenhaushalte.
Bei dieser Variable wurde unterschieden, ob der Partner Arbeiter, Angestellter/Beamter, selbständig oder nicht erwerbstätig ist. Neben der beruflichen Stellung wurde also auch der Erwerbsstatus berücksichtigt. Frauen ohne Partner (4 Fälle) wurden der Kategorie „Partner nicht erwerbstätig“ zugeordnet.
Für diesen Vergleich ist lediglich der Haupteffekt der Arbeitszeitregelung heranzuziehen, da der Koeffizient für die Interaktion Arbeitszeitregelung*Kinder den Effekt angibt, wenn keine weiteren Kinder vorhanden sind. Voll-und Teilzeitarbeit wurden in der gleichen Weise wie beim Unterbrechungsverhalten operationalisiert (vgl. Kapitel 7, Teil 1. 5 ).
Bei den Analysen zum Unterbrechungsverhalten zeigte sich zwar in den bivariaten Tabellen, daß Frauen, die innerhalb von 2 bzw. 3 Jahren ein weiteres Kind bekamen, ihre Erwerbsarbeit etwas häufiger unterbrachen, der Effekt erreichte aber in multiplen Modellen kein statistisch signifikantes Niveau und wurde daher nicht weiter berücksichtigt.
Es wurden allerdings geringfügige Änderungen in den genannten Variablen vorgenommen: I. wurde bei der beruflichen Stellung des Partners die Unterscheidung zwischen Angestellten/Beamten und Arbeitern aufgegeben, da sie sich sowohl für das Unterbrechungswie für das Wiedereintrittsverhalten als irrelevant erwies; 2. wurde, um das Modell zu vereinfachen (da die insgesamt zur Verfügung stehende Fallzahl mit 240 in der deutschen Stichprobe niedrig ist), auf die getrennte Ausweisung von Missing Values beim Einkommen der Frau verzichtet; sämtliche Missing-Werte sind in der Missing-Kategorie bei der Variable „Beitrag zum Haushaltseinkommen“ enthalten.
Die Vorzeichen der Koeffizienten sind im Exponentialmodell umgekehrt wie in der logistischen Regression, da die abhängige Variable nicht mehr im Hinblick auf,,Erwerbsunterbrechung“, sondern auf „Wiedereintritt” kodiert wurde.
Im Vergleich zur Spezifikation bei der logistischen Regression wurde zur Vereinfachung des Modells auf die getrennte Ausweisung der Missing-Werte bei Bildung und ethnischer Zugehörigkeit verzichtet. Es ergaben sich dadurch keine relevanten Veränderungen in der Schätzung und den Standardfehlern der Variablen.
Der -2Log-Likelihood-Funktionswert erhöht sich durch die Änderungen von 1749, 77 (Modell A) auf 1756,99 (Modell B). Die Differenz von 7,22 ist bei 11 Freiheitsgraden nicht signifikant. Auch keiner der Einzelbeiträge der Variablen erreichte ein statistisch signifikantes Niveau.
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Kurz, K. (1998). Empirische Analysen. In: Das Erwerbsverhalten von Frauen in der intensiven Familienphase. VS Verlag für Sozialwissenschaften, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-663-09539-2_7
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