Zeitschrift für Erziehungswissenschaft

, Volume 15, Issue 3, pp 597–614

Brauchen Jungen männliche Vorbilder, um in der Schule erfolgreich zu sein?

Wahrscheinlichkeit des Gymnasialübergangs von Mädchen und Jungen aus vollständigen Familien, aus Familien mit alleinerziehender Mutter oder alleinerziehendem Vater
Allgemeiner Teil

DOI: 10.1007/s11618-012-0283-y

Cite this article as:
Helbig, M. Z Erziehungswiss (2012) 15: 597. doi:10.1007/s11618-012-0283-y

Zusammenfassung

Nicht nur in Deutschland, auch in anderen Ländern der westlichen Welt, ist es in den letzten Jahrzehnten zu einem Wandel geschlechtsspezifischen Bildungserfolgs in der Schule gekommen. Hatten Jungen in den 1960er-Jahren noch die höheren Bildungsabschlüsse, so sind es heute die Mädchen, die höhere Bildungszertifikate erwerben. Ein Grund, der für diesen Wandel in der Literatur häufig angeführt wird, ist, dass Jungen männliche Vorbilder in ihrem sozialen Umfeld (Familie und Schule) abhanden gekommen sind und sie deshalb geringere Schulleistungen erbringen. In diesem Beitrag wird auf Grundlage des Mikrozensus 2008 für den Gymnasialübergang untersucht, ob es für Jungen und Mädchen einen Unterschied macht, ob sie in Kernfamilien, bei alleinerziehenden Müttern oder mit alleinerziehenden Vätern aufwachsen. Ergebnis der Analysen ist, dass es keine Anhaltspunkte dafür gibt, dass das Fehlen des Vaters in der Familie zu einer Erklärung des Bildungsmisserfolges von Jungen beitragen kann.

Schlagwörter

Gleichgeschlechtliche Vorbilder Gymnasialübergang Geschlecht 

Do boys need male role models to be successful in school?

Likelihood of the transition to academic track secondary school of girls and boys from nuclear families, single-mother or single-father families

Abstract

Not just in Germany, but also in other countries of the western world, gender-specific educational success has changed within the last decades: Whereas boys showed higher educational achievements in the 1960s, today it is the girls who obtain higher educational certificates. A number of scholars have pointed to the absence of male role models in boys’ social environment (family and school) as a reason for their worsening school performance. In this article, we use data from the German Micro-census 2008 to analyze the following question: Does it make a difference for boys’ and girls’ transition to academic track secondary school (Gymnasium) whether they grow up in a nuclear family or with single-mothers or single-fathers? The results of the analyses yield no evidence for the claim that the absence of fathers in the family has a negative impact on boys’ performance at school.

Keywords

Gender Same-sex role models Transition to secondary school level 

1 Einleitung

Mädchen sind nicht nur in Deutschland heute erfolgreicher im Bildungssystem als Jungen. Die Abiturquote1 der Mädchen an allgemeinbildenden Schulen lag 2009 bei 32,3 %, die der Jungen lediglich bei 23,2 %. Im Gegensatz dazu waren die Abiturquoten für Jungen in den 1960er-Jahren noch fast doppelt so hoch wie die der Mädchen (Statistisches Bundesamt2011a sowie Statistisches Bundesamt1960–2011: eigene Berechnungen). Es hat also einen grundlegenden Wandel des geschlechtstypischen Bildungserfolgs gegeben. Die Entwicklung stellt einen der seltenen Fälle dar, bei dem sich ein existierendes Stratifikationsmuster umgekehrt hat (Quenzel und Hurrelmann2010). Dieser Wandel ist in allen Ländern der westlichen Welt festzustellen (Eurostat2010; OECD2010).

Warum es zu diesem Wandel kam, ist in der bisherigen Forschung umstritten. Ein Argument, welches häufig angeführt wird, ist, dass Jungen männliche Vorbilder in sämtlichen Phasen des Erziehungsprozesses verlieren (Bacher et al.2008; Budde2006; Driessen2007; Holmund und Sund2008). Der Mangel an männlichen Vor- und Leitbildern soll sich dabei negativ auf den Schulerfolg von Jungen auswirken. Die Abwesenheit männlicher Vorbilder wird dabei auf zwei Ebenen festgestellt: Zum einen ist der Anteil männlicher Lehrkräfte in den letzten Jahrzehnten stetig zurückgegangen (Helbig2010a). Dies ist in fast allen Ländern der westlichen Welt zu beobachten (Neugebauer et al.2011). Zum Zweiten kam es – nicht zuletzt durch den Anstieg der Scheidungsquoten – zur zunehmenden Abwesenheit von Vätern in den Familien. Allein zwischen 1996 und 2009 ist der Anteil von Kindern unter 18 Jahren in Haushalten von alleinerziehenden Müttern und Vätern von 11,9 auf 16,4 % angestiegen (Statistisches Bundesamt2011b: eigene Berechnungen). Dabei leben in den neuen Bundesländern sogar 24,6 % der Kinder in Haushalten von Alleinerziehenden. Im Bezug auf die Abiturquote ist festzustellen, dass der sogenannte „Gender-Gap“ zugunsten der Mädchen in den neuen Bundesländern stärker ausgeprägt ist als in den alten Bundesländern (Helbig, im Erscheinen).

Der oft proklamierte Zusammenhang zwischen dem Fehlen männlicher Vorbilder und dem geringeren Bildungserfolg von Jungen konnte in Bezug auf das Geschlecht des Lehrers jedoch nicht nachgewiesen werden. Jungen haben bei männlichen Lehrkräften weder bessere kognitive Kompetenzen (Carrington und Skelton2003; Carrington et al.2008; Driessen2007; Helbig2010a,2010b; Neugebauer et al.2011) noch bessere Noten (Baier und Pfeiffer2011; Driessen2007; Leittgöb et al.2011; Lupatsch und Hadjar2011; Neugebauer et al.2011) und gehen auch nicht häufiger auf das Gymnasium über (Baier und Pfeiffer2011; Neugebauer2011) als bei weiblichen Lehrkräften.

Ob sich die Abwesenheit des Vaters im familialen Kontext negativ auf den Bildungserfolg der Jungen auswirkt, ist hingegen bisher kaum empirisch untersucht. In diesem Beitrag soll deshalb analysiert werden, ob sich die Abwesenheit des Vaters im Haushalt negativ auf den Bildungserfolg von Jungen auswirkt. Da, wie im Stand der Forschung noch gezeigt wird, einige Autoren zu dem Ergebnis kommen, dass sich der Bildungserfolg von Jungen und Mädchen in Kernfamilien und in Alleinerzieherhaushalten geschlechtsspezifisch unterscheidet, sollen auch diese beiden Haushaltskonstellationen miteinander verglichen werden. Vielleicht wirkt sich nämlich nicht das Fehlen der Väter negativ auf den Schulerfolg der Jungen aus, sondern die schlechtere Kapitalienausstattung (soziales, kulturelles und ökonomisches Kapital) in Alleinerzieherhaushalten.

In diesem Beitrag wird also zum einen untersucht, ob sich der Bildungserfolg (Gymnasialübergang) von Jungen und Mädchen in Alleinerzieherhaushalten und Kernfamilien voneinander unterscheidet. Zum anderen wird untersucht, ob der Bildungserfolg von Jungen in Alleinerzieherhaushalten, in denen nur die Mutter vorhanden ist, geringer ist als in Alleinerzieherhaushalten, in denen nur der Vater vorhanden ist.

Damit kann auch die Frage geprüft werden, ob im Anstieg des Anteils von Kindern, die in Alleinerzieherhaushalten bzw. in Alleinerzieherhaushalten mit weiblichen Haushaltsvorstand aufwachsen, eine Erklärung für den niedrigeren Bildungserfolg der Jungen liegt, der seit Anfang der 1990er-Jahre in Deutschland zu beobachten ist? Auch wenn der Zusammenhang zwischen Familienkonstellation und Bildungserfolg nur für einen Jahrgang geprüft wird, so ergeben sich damit Implikationen für den Wandel von Bildungserfolg, sollte sich zeigen, dass Jungen heute in Alleinerzieherhaushalten weniger erfolgreich sind als Mädchen. So kann über den Anstieg von Alleinerzieherhaushalten in den letzten Dekaden auch der Wandel von geschlechtstypischem Bildungserfolg teilweise erklärt werden.

2 Theorie und Stand der Forschung

Der heute niedrigere Bildungserfolg der Jungen wird in einigen wissenschaftlichen und populärwissenschaftlichen Beiträgen (z. B. Westphal2005) und in der Presse (z. B. Garner2009) auf die zunehmende Abwesenheit von männlichen Vorbildern für Jungen im gesamten Erziehungsprozess und dabei auch in der Familie zurückgeführt.

Dass der geringe Bildungserfolg der Jungen auf die Abwesenheit der Väter in der Familie zurückgeführt wird, hat seine Ursprünge in der entwicklungspsychologischen Theorie. Sowohl in der Lerntheorie als auch in der kognitiven Entwicklungstheorie (Überblick siehe: Kohlberg1966; Trautner1997; Hannover2008) wird davon ausgegangen, dass sich – wenn männliche Sozialisationsmodelle fehlen – dies negativ auf die Ausbildung einer Geschlechtsidentität von Jungen auswirkt (Chambers1984; Santrock und Warshak1987). Daran anschließend wird angenommen, dass Jungen ohne positive männliche Vorbilder eher Schul- und Leistungsprobleme haben und Jungen in weiblichen Alleinerzieherhaushalten weniger Zugang zu schulisch motivierenden männlichen Bezugspersonen haben (Böhnisch und Winter1993; Flaake2005; Bacher et al.2008).

Bei dieser Argumentation werden jedoch zwei theoretische Aspekte nicht beachtet bzw. es wird inkonsistent argumentiert. Zum einen können Jungen und Mädchen bei der Entwicklung ihrer Geschlechtsidentität ebenso auf nicht reale Personen zurückgreifen, etwa auf symbolische Modelle in Büchern und im Fernsehen (vgl. u. a. in Budde2008). Zum anderen, und dies ist die zentrale theoretische Inkonsistenz, wird die Verbindung zwischen geschlechtlicher Identität und Schulerfolg nur in unzureichender Weise hergestellt (Blossfeld et al.2009; Helbig2010a; Neugebauer et al.2011). Wenngleich Jungen durch den zunehmenden Anteil alleinerziehender Mütter die männlichen Bezugspersonen abhanden gekommen sind und sie deshalb Probleme bei ihre Geschlechtsidentitätsfindung haben, so fehlt an dieser Stelle die entscheidende theoretische Verbindung: In welchem Zusammenhang stehen Geschlechtsidentität und schulischer Erfolg? Auch Hannover und Kessels (2011, S. 97) kommen in ihrem Literaturüberblick zu dem Ergebnis, dass der Zusammenhang zwischen Geschlechtsidentität und Schulerfolg in bisherigen empirischen Studien nicht hinreichend geprüft wurde.

Powell und Downey (1997, S. 522) führen ein weiteres theoretisches Argument an, nach dem sich das Vorhandensein eines gleichgeschlechtlichen Elternteils positiv auf die Bildung des Kindes auswirken könnte: Sieht man die Geschlechteridentifikation bipolar, dann könnten sich Vater und Mutter eher mit dem gleichgeschlechtlichen Kind identifizieren, weil sie sich kompetenter fühlen auf Probleme einzugehen, die sie selbst auch erlebt haben. Dies könnte dazu führen, dass Väter in stärkerem Maße ihre Söhne und Mütter stärker ihre Töchter unterstützen. So gibt es auch Studien, die zeigen, dass Väter sich intensiver und öfter mit ihren Söhnen beschäftigen als mit ihren Töchtern (Beyer1999, S. 232). Fehlt der Vater im Haushalt könnte sich dies im besonderen Maße negativ auf die Unterstützungsleistung für Jungen auswirken und in der Folge auf den schulischen Erfolg der Jungen.

Auch wenn es theoretische Hinweise darauf gibt, dass der seit Jahrzehnten steigende Anteil von alleinerziehenden Frauen dazu geführt hat, dass damit ein Bildungsnachteil der Jungen einherging, steht der empirische Nachweis dafür aus: Der bisherige Stand der Forschung zur Frage, in welcher Weise sich das Fehlen des Vaters auf den Bildungserfolg von Mädchen und Jungen auswirkt, ist nicht eindeutig. Buchmann und DiPrete (2006) konnten für amerikanische College-Absolventen nachweisen, dass Jungen, die ohne Vater aufwachsen, schlechtere Chancen haben, das College erfolgreich abzuschließen. Bacher et al. (2008) konnten zwar keine schlechteren Schulleistungen von Jungen in weiblichen Alleinerzieherhaushalten nachweisen, dennoch besuchen Jungen aus Haushalten mit alleinerziehender Mutter selten höhere weiterführende Schulen, was auf niedrigere Bildungsaspirationen hinweisen könnte, denn gerade Mädchen in weiblichen Alleinerzieherhaushalten weisen höhere Bildungsaspirationen auf als Mädchen in Familien mit zwei Elternteilen (Bacher et al.2008). Helbig (im Erscheinen) findet keine schlechteren Chancen der Jungen im Vergleich zu Mädchen beim Übergang auf das Gymnasium, wenn sie bei einer alleinerziehenden Mutter leben. Allerdings steigen die Jungen seltener von Realschulen oder Gesamtschulen auf das Gymnasium auf, wenn sie bei einer alleinerziehenden Mutter leben. Das Abitur erlangen Jungen in Haushalten mit alleinerziehender Mutter zwar seltener als in Kernfamilien. Dabei ist aber kein geschlechterdifferenzierter Effekt festzustellen, weil auch Mädchen tendenziell seltener das Abitur erlangen, wenn sie alleine mit ihrer Mutter zusammenleben (Helbig, im Erscheinen). In diesen drei Studien wurde jedoch der Bildungserfolg von Jungen und Mädchen in weiblichen Alleinerzieherhaushalten mit jenem in der Kernfamilie verglichen. Alleinerzieherhaushalte und Kernfamilien unterscheiden sich jedoch nicht nur bezüglich der fehlenden männlichen Bezugsperson voneinander, sondern auch bezüglich ökonomischem und sozialem Kapital. Um zu prüfen, ob sich die fehlende männliche Bezugsperson im Haushalt negativ auf den Bildungserfolg von Jungen auswirkt, muss man eigentlich Kinder in Familien mit alleinerziehendem Vater und Kinder in Familien mit alleinerziehender Mutter miteinander vergleichen. An dieser Stelle sei jedoch auch kritisch darauf verwiesen, dass sich Alleinerzieherhaushalte mit einem Vater und einer Mutter ebenfalls voneinander unterscheiden können, denn zum einen sind Alleinerzieherhaushalte mit einem Vater viel seltener als die mit einer Mutter. Die Gründe, die dafür verantwortlich sind, dass ein Kind dennoch beim Vater aufwächst, können die Vergleichbarkeit von Kindern in Alleinerzieherhaushalten mit Vater und Mutter ebenfalls erschweren. So könnte die Mutter nicht erziehungsfähig sein (z. B. durch Drogenabhängigkeit oder Krankheit) oder die Lebensbedingungen aus anderen Gründen bei dem Vater besser sein. Anschließend daran könnte sich die Ausstattung von sozialen und ökonomischen Kapital zwischen Alleinerzieherhaushalten mit Vater oder Mutter voneinander unterscheiden. Der erste Aspekt kann empirisch nur schwer überprüft werden, da er im Allgemeinen ein unbeobachtetes Merkmal darstellt. Die Ausstattung von sozialen und ökonomischen Kapital kann jedoch auch in dieser Studie kontrolliert werden.

Die wenigen Studien, die den Bildungserfolg von Jungen und Mädchen in Haushalten mit alleinerziehender Mutter mit dem in Haushalten mit alleinerziehendem Vater verglichen, fanden keinen Zusammenhang zwischen Bildungserfolg von Jungen und Mädchen und dem Vorhandensein eines gleichgeschlechtlichen Vorbilds (Elternteils) (Downey und Powell1993; Powell und Downey1997; Lee und Kushner2008). Der Stand der Forschung zeigt interessanterweise, dass es anscheinend tendenziell negative Folgen für Jungen hat, wenn sie statt in einer Kernfamilie in einem weiblichen Alleinerzieherhaushalt leben. Gleichzeitig zeigen die bisherigen Studien entgegen der Hypothese nicht, dass sie in männlichen Alleinerzieherhaushalten erfolgreicher wären als in weiblichen Alleinerzieherhaushalten.

Diese beiden empirischen Ergebnisse weisen darauf hin, dass sich die Kernfamilien in weiteren Merkmalen von Alleinerzieherhaushalten unterscheiden, die sich anscheinend stärker positiv auf den Bildungserfolg von Jungen als von Mädchen auswirken. Hier ist erstens zusätzliches soziales Kapital zu nennen. Nach Coleman (1988,1996) ist in Kernfamilien mehr soziales Kapital vorhanden als in Alleinerzieherhaushalten, denn in Alleinerzieherhaushalten fehlt zum einen ein Elternteil, der dem Kind potenziell Zeit widmen könnte. Zum anderen fehlt hier auch ein Elternteil mit seinem jeweiligen sozialen Netzwerk, welches über Unterstützungsleistungen, aber auch über Informationen den Gymnasialübergang erleichtern könnte (Hennig und Helbig2008).

Dafür, dass sich der Mangel an ökonomischen und/oder sozialen Kapital nun besonders negativ auf den Bildungserfolg der Jungen auswirkt, gibt es kein theoretisches Argument. Nur so sind aber die empirischen Ergebnisse von DiPrete und Buchmann (2006) zu erklären.

Dieser Beitrag hat das Ziel, der Diskussion für Deutschland eine empirische Basis zu geben. In diesem Beitrag wird anschließend an die Theorie geprüft, ob Jungen in Alleinerzieherhaushalten von Vätern und Mädchen in Alleinerzieherhaushalten von Müttern einen höheren Bildungserfolg aufweisen. Zum anderen wird aufbauend auf den bisherigen empirischen Befunden untersucht, ob Mädchen in Relation zu Jungen in Alleinerziehendenhaushalten erfolgreicher sind als Mädchen in Relation zu Jungen in Kernfamilien mit beiden Elternteilen. Für beide Fragen wird der erfolgreiche Gymnasialübergang von Mädchen und Jungen untersucht.

3 Daten und Methode

Die Kinder in Haushalten von alleinerziehenden Vätern stellen eine Gruppe dar, die zahlenmäßig nur in geringer Zahl in der Bevölkerung vorkommt. An den unter 18-jährigen Kindern liegt ihr Anteil gerade einmal bei 1,5 % (Statistisches Bundesamt2011b, eigene Berechnungen). Um den Bildungserfolg einer solchen Gruppe zu untersuchen ist man auf große Datensätze angewiesen.2 Einzig der Mikrozensus bietet eine ausreichend große Fallzahl, um die aufgeworfene Fragestellung zu prüfen.

Abhängige Variable.

Seit dem Mikrozensus 2008 (Scientific-Use-File) ist es erstmals seit 1989 wieder möglich, den Übergang von der Grundschule auf die weiterführenden Schulen zu untersuchen. Die vorliegende Studie wird sich auf den Übergang zum Gymnasium konzentrieren. Durch die große Anzahl von Bundesländern, die nach der Grundschule neben dem Gymnasium nur nocheine andere weiterführende Schule anbieten, kann der Übergang auf die Hauptschulen und Realschulen nicht untersucht werden.

Der Mikrozensus 2008 bietet keine Informationen über die besuchte Klassenstufe nach der Grundschule. Diese Information wäre jedoch wichtig für die Konstruktion des Gymnasialübergangs. Für diesen Beitrag wurden für den Gymnasialübergang in allen Bundesländern mit vierjähriger Grundschule 11- und 12-jährige Schüler verwendet. In Berlin, Brandenburg und Mecklenburg-Vorpommern, jenen Bundesländern, in denen die Schüler erst nach der sechsten Klasse auf die weiterführenden Schulen aufgeteilt werden, wurden die 13- und 14-jährigen Schüler verwendet und jeweils codiert, ob sich die Schüler auf dem Gymnasium befinden oder nicht. In dem betrachteten Sample gehörten zu diesen beiden Altersgruppen nur noch 3,9 % der Schüler auf der Grundschule und 0,4 % auf schulartenunabhängigen Orientierungsstufen. Diese Schüler wurden nicht mit in die Betrachtung einbezogen.3 Die abhängige Variable misst, ob die Schüler in dem Alter, das für den Gymnasialübergang typisch ist, das Gymnasium besuchen oder nicht. Dies soll im Folgenden als Gymnasialübergang bezeichnet werden, auch wenn einige Schüler bereits die 6. bzw. die 8. Klasse (bei 6-jähriger Grundschule) besuchen.

Unabhängige Variablen.

Die zentrale unabhängige Variable dieses Beitrags ist die Familienkonstellation. Hierfür wurden den beiden Fragestellungen entsprechend zwei unabhängige Variablen kodiert. Für die erste Variable wurden alle Familien als Kernfamilie definiert, in denen sowohl eine Bezugsperson als auch ein Lebenspartner im Haushalt4 vorhanden ist. Als Alleinerzieherhaushalte sind dementsprechend jene Familien gekennzeichnet worden, in denen sichkein Lebenspartner im Haushalt befindet. Für die zweite unabhängige Variable wurde je nachdem, ob die Bezugsperson der Familie männlich oder weiblich ist, die Familie als ‚mit alleinerziehendem Vater‘ oder Familie ‚mit alleinerziehender Mutter‘ gekennzeichnet.

Da sich alleinerziehende Familien je nach Geschlecht und im Vergleich zu Kernfamilien in verschiedenen anderen bildungsrelevanten Variablen unterscheiden bzw. unterscheiden könnten, wurde eine Reihe von Kontrollvariablen verwendet.

Die Bildung des Elternteils bzw. der Eltern wurde über den höchsten Schulabschluss eines Elternteils codiert. Hierbei wird in ‚höchstens Hauptschulabschluss‘, ‚Realschulabschluss‘ und ‚Abitur‘ unterschieden. Zudem wurde die Kategorie ‚Hochschulabschluss‘ zusätzlich aufgenommen, falls ein Elternteil ein abgeschlossenes Hochschulstudium aufzuweisen hat.

Derberufliche Status des Elternteils bzw. der Eltern wurde als höchster Wegener-Prestige-Score eines Elternteils codiert. Hierfür gibt es eine Routine von Frietsch und Wirth (2001), die auf den Seiten von GESIS (Leibniz-Institut für Sozialwissenschaften) abrufbar ist. Die Wegener-Prestige-Scores wurden zudem in fünf Quantile aufgegliedert. Dies erscheint sinnvoll, da es Familien gibt, in denen kein Elternteil erwerbstätig ist und es somit auch keine Berufsinformationen gibt. Für den Fall, dass beide Elternteile bzw. der alleinerziehende Elternteil nicht erwerbstätig sind, wurde eine sechste Kategorie ‚nicht-erwerbstätig‘ codiert.5

Zur Berechnung des Familienäquivalenzeinkommens wurde das Familiennettoeinkommen herangezogen. Dieses wurde im Mikrozensus 2008 kategorial erhoben. Die Kategorien wurden zunächst in metrische Werte umgewandelt, indem der jeweilige Mittelwert der Kategorie herangezogen wurde. So wurde beispielsweise die Kategorie ‚900 bis 1100 €‘ in ‚1000 €‘ umgewandelt. Dies kann zwar zu leichten Abweichungen der realen Werte führen, ist jedoch unerlässlich zur Berechnung des Familienäquivalenzeinkommens. Um die Einkommen in verschiedenen Familiengrößen vergleichbar zu codieren, wurde gemäß der Berechnung des Haushaltsäquivalenzeinkommens eine Gewichtung der Familienmitglieder erstellt. Dabei bekommt die Familienbezugsperson einen Wert von eins zugewiesen, jede weitere Person in der Familie ab 14 Jahren einen Wert von 0,5 und jede weitere Person in der Familie unter 14 Jahren einen Wert von 0,3 (Bedarfsgewichtung der OECD). Diese Werte wurden für jede Familie addiert. Das Familienäquivalenzeinkommen wurde berechnet, indem das Familiennettoeinkommen durch die ‚Familiengewichtung‘ dividiert wurde. Auch das Einkommen wurde in fünf Quantile aufgegliedert, weil hierbei kein linearer Effekt auf den Gymnasialübergang zu erwarten ist (Schneider2004).

Da sich Alleinerzieherhaushalte in ihren Anteilen sowohl zwischen neuen und alten Bundesländern als auch nach Gemeindegröße unterscheiden, wurden auch diese beiden Variablen codiert. Für die Gemeindegröße bietet der Scientific-Use-file des Mikrozensus allerdings überschneidende Kategorien für die verschiedenen Bundesländer an, sodass die Gemeindegröße nur in drei Größenklassen sauber codiert werden kann: ,unter 20,000‘, ,20.000–500.000‘ und ,über 500.000‘ Einwohner.

Des Weiteren wurde der Migrationshintergrund als Kontrollvariable codiert. Hierfür ist im Mikrozensus 2008 ein Konstrukt vorhanden, mit dem man den Migrationshintergrund der Befragten abbilden kann (Variablenname im Mikrozensus 2008: mig).6 Für die vorliegende Studie wurde nur in ‚ohne Migrationshintergrund‘ und ‚mit Migrationshintergrund‘ unterschieden.

Im empirischen Teil dieses Beitrags wird zunächst deskriptiv darauf eingegangen, wie sich zum einen Kernfamilien von Alleinerziehendenfamilien und zum anderen Alleinerziehendenfamilien von Männern und Frauen soziostrukturell voneinander unterscheiden. Im Anschluss daran soll mit multivariaten Regressionsanalysen untersucht werden, wie sich die Chancen auf den Gymnasialübergang von Kindern aus Kernfamilien von jenen aus Alleinerziehendenfamilien unterscheiden. Daran anschließend wird analysiert, ob dabei Geschlechterunterschiede festzustellen sind. Abschließend wird untersucht, ob es für den Gymnasialübergang von Bedeutung ist, ob Jungen und Mädchen bei alleinerziehenden Vätern oder Müttern aufwachsen. Hierbei steht die Frage im Fokus, ob die Chancen auf den Gymnasialübergang bei einem gleichgeschlechtlichen Elternteil höher sind, als bei einem gegengeschlechtlichen. Dies wird ebenfalls mit multivariaten Regressionsanalysen untersucht.

4 Ergebnisse

Tabelle 1 kann entnommen werden, dass sich Kernfamilien und Alleinerziehendenfamilien voneinander unterscheiden. Bezogen auf die abhängige Variable sieht man, dass Kinder aus Kernfamilien häufiger auf das Gymnasium übergehen. Alleinerziehende sind häufiger in den neuen Bundesländern zu finden, haben eine niedrigere Bildung, einen niedrigeren beruflichen Status, sind häufiger nicht erwerbstätig und haben ein niedrigeres Einkommen. Zudem haben Kinder aus alleinerziehenden Familien seltener einen Migrationshintergrund.
Tab. 1

Deskription

 

Kernfamilie

Alleinerziehende

Alleinerziehende Mütter

Alleinerziehende Väter

Fallzahl

5941

1728

1564

164

Gymnasialübergang

41

30,7

31,0

28,7

Kein Gymnasialübergang

59

69,3

69,1

71,3

Mädchen

48,7

47,3

47,3

47,6

Jungen

51,3

52,7

52,7

52,4

Neue Bundesländer

12,1

22,9

23,0

21,9

Alte Bundesländer

87,9

77,1

77,0

78,1

Gemeindegröße

    

Unter 20,000

38,3

37,3

37,3

37,6

Zwischen 20,000 und 500,000

44,5

41,3

41,8

37,2

Über 500,000

17,3

21,4

20,9

26,2

Kein Migrationshintergrund

72,9

81,9

81,2

88,4

Migrationshintergrund

27,1

18,1

18,8

11,6

Bildung der Eltern

    

Höchstens Hauptschulabschluss

22,7

29,2

28,5

35,4

Mittlere Reife

36,6

42,5

43,5

33,5

Abitur

14,0

12,7

13,0

10,4

Hochschulabschluss

26,7

15,6

15,0

20,7

Höchster Wegener-Prestige-Score

    

Beide Eltern nicht erwerbstätig

3,6

22,2

22,9

15,9

Erstes Quantil

17,1

14,6

13,2

28,1

Zweites Quantil

17,3

15,7

16,2

10,4

Drittes Quantil

20,2

23,3

24,3

14,0

Viertes Quantil

20,2

13,5

13,6

12,2

Fünftes Quantil

21,6

10,7

9,7

19,5

Familienäquivalenzeinkommen

    

Erstes Quantil

13,6

31,8

33,1

18,9

Zweites Quantil

19,4

20,9

21,2

17,7

Drittes Quantil

21,5

15,6

15,1

20,7

Viertes Quantil

24,2

14,8

14,8

15,2

Fünftes Quantil

21,4

16,9

15,9

27,4

Angaben außer Fallzahlen in Prozent

Auch zwischen alleinerziehenden Vätern und Müttern zeigen sich deutliche Unterschiede. Hier zeigen sich zwar bei der abhängigen Variable nur marginale Unterschiede: Alleinerziehende Väter haben jedoch eine etwas höhere Bildung, einen höheren beruflichen Status und ein höheres Einkommen als alleinerziehende Mütter. Zudem sind alleinerziehende Väter seltener erwerbslos und ihre Kinder häufiger ohne Migrationshintergrund.

Im Folgenden wird zunächst darauf eingegangen, inwieweit sich die Gymnasialübergänge von Kindern in Alleinerzieherhaushalten und der Kernfamilie voneinander unterscheiden und worauf diese Unterschiede zurückzuführen sind. Dafür wurden mittels linearer Regressionen lineare Wahrscheinlichkeiten für den Gymnasialbesuch berechnet.7
Tab. 2

Chancen auf den Gymnasialübergang von Kindern in Alleinerzieherhaushalten und in Kernfamilien (lineare Regressionen)

 

M1

M2

M3

M4

M5

M6

M7

M8

Alleinerzieherhaushalt Ref. Kernfamilie

0,103**

0,102**

0,108**

0,108**

0,117**

0,052**

0,029*

0,027*

 

(0,013)

(0,013)

(0,013)

(0,013)

(0,013)

(0,012)

(0,013)

(0,013)

Mädchen Ref. Junge

 

0,048**

0,048**

0,048**

0,049**

0,046**

0,046**

0,044**

  

(0,011)

(0,011)

(0,011)

(0,011)

(0,010)

(0,010)

(0,010)

Ost Ref. West

  

0,050**

0,047**

0,032*

0,008

0,025 +

0,033*

   

(0,016)

(0,016)

(0,016)

(0,015)

(0,015)

(0,015)

Gemeindegröße Ref. unter 20,000

Zwischen 20,000 und 500,000

   

−0,004

−0,003

−0,007

−0,005

−0,004

    

(0,012)

(0,012)

(0,011)

(0,011)

(0,011)

Über 500,000

   

0,019

0,027 +

0,010

0,011

0,011

    

(0,016)

(0,016)

(0,014)

(0,014)

(0,014)

Migrationshintergrund Ref. kein Migrationshintergrund

0,115**

0,038**

−0,004

0,008

     

(0,013)

(0,012)

(0,012)

(0,013)

Bildung der Eltern Ref. Abitur

Höchstens Hauptschulabschluss

     

0,361**

0,298**

0,290**

      

(0,017)

(0,018)

(0,018)

Mittlere Reife

     

0,182**

0,158**

0,155**

      

(0,016)

(0,016)

(0,016)

Hochschulabschluss

     

0,195**

0,155**

0,142**

      

(0,017)

(0,018)

(0,018)

Wegener-Prestige-Score der Eltern in 5 Quantilen Ref. drittes Quantil 52,9 bis 63

Beide Eltern nicht erwerbstätig

      

0,114**

0,081**

       

(0,022)

(0,024)

Erstes Quantil – kleiner 41

      

0,093**

0,071**

       

(0,017)

(0,018)

Zweites Quantil – 41,1 bis 52,7

      

0,050**

0,034*

       

(0,017)

(0,017)

Viertes Quantil – 63,9 bis 85,7

      

0,074**

0,063**

       

(0,016)

(0,016)

Fünftes Quantil – über 85,7

      

0,074**

0,046*

       

(0,018)

(0,019)

Familienäquivalenzeinkommen in 5 Quantilen Ref. drittes Quantil – 1078 bis 1343 €

Erstes Quantil – unter 827 €

       

−0,019

        

(0,018)

Zweites Quantil – 827 bis 1077 €

       

−0,012

        

(0,016)

Viertes Quantil – 1344 bis 1810 €

       

0,061**

        

(0,016)

Fünftes Quantil – über 1810 €

       

0,091**

        

(0,07)

Konstante

0,410**

0,387**

0,381**

0,380**

0,410**

0,134**

0,171**

0,237**

R2

0,008

0,010

0,011

0,011

0,021

0,188

0,200

0,205

Fallzahl

7668

7668

7668

7668

7668

7668

7668

7668

+p < 0.10, *p < 0.05, **p < 0.01

Aus Tab. 2 wird ersichtlich, dass Kinder aus Alleinerzieherhaushalten seltener auf das Gymnasium übergehen als solche aus Kernfamilien (M1). Ihre Übergangswahrscheinlichkeit auf das Gymnasium liegt 10,3 Prozentpunkte niedriger als bei Kindern aus Kernfamilien. Unter Kontrolle von Bildung (M6), beruflichem Status (M7) und Einkommen der Eltern (M8) liegt ihre relative Chance für den Gymnasialübergang jedoch nur noch 2,7 Prozentpunkte unter der von Kindern aus Kernfamilien.

Man kann aus Tab. 2 ableiten, dass die schlechteren Gymnasialübergangschancen von Kindern aus Alleinerzieherhaushalten vor allem auf die niedrigere Bildung des Elternteils und den niedrigeren beruflichen Status des Elternteils zurückzuführen sind. Die Kontrolle auf das Einkommen der Eltern verbessert für Kinder aus Alleinerzieherhaushalten die Wahrscheinlichkeit für einen Gymnasialübergang nur um 0,2 %.

An dieser Stelle soll noch auf zwei weitere Ergebnisse aus Tab. 2 hingewiesen werden. Zum einen sieht man, dass auch unter Kontrolle von Bildung und beruflichem Status der Eltern das Einkommen der Eltern einen deutlichen Einfluss auf den Gymnasialübergang hat. So haben Kinder, deren Eltern zu den mittleren 40–60 % der Einkommensverteilung gehören, eine um 9 % geringere Chance auf das Gymnasium überzugehen als Kinder von Eltern aus den oberen 20 % der Einkommensverteilung (M8). Dem Einfluss des ökonomischen Kapitals auf den Bildungserfolg wird – auch aufgrund fehlender Angaben – in der empirischen Bildungsforschung wenig Bedeutung beigemessen.8 Dieser ist jedoch auch unter Kontrolle von Bildung und beruflichem Status der Eltern weiterhin feststellbar.

Zum anderen zeigt sich, dass Kinder mit Migrationshintergrund eine um 11,5 Prozentpunkte niedrigere Wahrscheinlichkeit haben, auf das Gymnasium überzugehen als Kinder ohne Migrationshintergrund (M5). Kontrolliert man jedoch auf Bildung, beruflichen Status und Einkommen der Eltern, gehen Kinder mit Migrationshintergrund ebenso häufig auf das Gymnasium über wie Kinder ohne Migrationshintergrund (M8). Hier sieht man, dass die schlechteren Chancen der Migrantenkinder, auf das Gymnasium überzugehen, kein ethnisches, sondern ein soziales Problem ist.

In Tab. 3 wurde untersucht, ob sich die Gymnasialübergänge von Jungen und Mädchen je nach Familienkonstellation unterscheiden. In Modell 2 wurde dazu ein Interaktionsterm der beiden Variablen Alleinerzieherhaushalt und Mädchen gebildet. Es zeigt sich, dass sowohl Mädchen als auch Jungen seltener auf das Gymnasium übergehen, wenn sie in einem Alleinerzieherhaushalt leben. Dabei gibt es jedoch keine Geschlechterdifferenzen. Dies ist auch unter Kontrolle der weiteren unabhängigen Variablen festzustellen (M4).9
Tab. 3

Der Zusammenhang zwischen Familienkonstellation und Gymnasialübergang (lineare Regressionen)

 

M1

M2

M3

M4

Alleinerzieherhaushalt Ref. Kernfamilie

0,102**

0,102**

0,027*

−0,023

 

(0,013)

(0,018)

(0,013)

(0,017)

Mädchen Ref. Junge

0,048**

0,049**

0,044**

0,046**

 

(0,011)

(0,013)

(0,010)

(0,011)

Interaktion Alleinerzieherhaushalt X Mädchen

 

−0,001

 

−0,007

  

(0,027)

 

(0,024)

R2

0,010

0,010

0,205

0,204

Fallzahl

7668

7668

7668

7668

M1 und M2 ohne Kontrolle anderer Variablen. M3 und M4 unter Kontrolle von Bildung der Eltern, Ost-West, beruflichem Status der Eltern, Einkommen der Eltern, Gemeindegröße und Migrationshintergrund

+p < 0.10, *p < 0.05, **p < 0.01

Aber wie unterscheidet sich die Chance von Jungen und Mädchen aus Alleinerzieherhaushalten, auf das Gymnasium überzugehen, je nachdem, ob sie mit der Mutter oder dem Vater zusammen leben? In Tab. 4 wurde zunächst getrennt nach dem Geschlecht des alleinerziehenden Elternteils berechnet, wie sich der Geschlechterunterschied zwischen Jungen und Mädchen für den Gymnasialübergang darstellt (M1 und M3). Es zeigt sich, dass Mädchen sowohl beim Vater als auch bei der Mutter häufiger auf das Gymnasium übergehen als Jungen – auch unter Kontrolle der Kovariate (M2 und M4). Die beiden Koeffizienten für das Geschlecht des Kindes unterscheiden sich in diesen Modellen nicht voneinander. Dennoch wurde in den Modellen 5 bis 7 noch einmal mittels Interaktionseffekt geprüft, ob sich die Gymnasialübergänge zwischen Jungen und Mädchen je nach Geschlecht des Elternteils unterscheiden. Man sieht, dass es die Gymnasialübergänge von Jungen und Mädchen nicht beeinflusst, ob sie bei ihrem Vater oder bei ihrer Mutter aufwachsen (M7).
Tab. 4

Gymnasialübergang von Kindern in Alleinerzieherhaushalten (lineare Regressionen)

 

M1

M2

M3

M4

M5

M6

M7

 

Allein Vater

Allein Mutter

Gesamt

Mädchen Ref, Junge

0,065

0,042

0,046*

0,040 +

0,041*

0,040*

0,040 +

 

(0,071)

(0,065)

(0,023)

(0,022)

(0,021)

(0,021)

(0,022)

Alleinerzieherhaushalt Vater Ref, Mutter

  

−0,045

−0,047

      

(0,036)

(0,049)

Interaktion Alleinerzieherhaushalt Vater x Mädchen

  

0,005

       

(0,070)

Konstante

0,256**

0,552**

0,288**

0,456**

0,455**

0,457**

0,457**

 

(0,049)

(0,156)

(0,016)

(0,044)

(0,042)

(0,042)

(0,042)

R2

−0,001

0,232

0,002

0,144

0,153

0,154

0,153

Fallzahl

164

164

1564

1564

1728

1728

1728

Modelle 1 und 3 ohne Kontrolle von Kovariaten. Modelle 2, 4, 5, 6 und 7 kontrolliert auf Gemeindegröße, Ost-West, Migration Bildung und beruflichen Status der Eltern und Familienäquivalenzeinkommen

+p < 0.10, *p < 0.05, **p < 0.01

Insgesamt lassen sich die Ergebnisse dieses Abschnitts damit zusammenfassen, dass Jungen und Mädchen in Haushalten von Alleinerziehenden eine geringere Wahrscheinlichkeit für den Gymnasialübergang haben als in Kernfamilien. Die geringere Wahrscheinlichkeit für den Gymnasialübergang wird dabei größtenteils über die niedrigere Bildung, den geringeren beruflichen Status und das niedrigere Familienäquivalenzeinkommen in Alleinerzieherhaushalten aufgeklärt. Dennoch verbleibt eine leicht niedrigere Gymnasialübergangswahrscheinlichkeit für Kinder aus Alleinerzieherhaushalten. Im Vergleich des Gymnasialübergangs von Kernfamilien und Alleinerzieherhaushalten sind jedoch keinerlei Geschlechterunterschiede nachweisbar.

Auch bei dem Vergleich des Gymnasialübergangs von Mädchen und Jungen in Haushalten mit alleinerziehenden Vater und alleinerziehender Mutter zeigen sich keine Geschlechterunterschiede. Somit kann die Hypothese nicht bestätigt werden, dass Jungen und Mädchen in Haushalten mit gleichgeschlechtlichem Elternteil eher auf das Gymnasium übergehen.

5 Zusammenfassung und Ausblick

In diesem Beitrag sollte die Frage beantwortet werden, ob im Anstieg des Anteils von Kindern, die in Alleinerzieherhaushalten aufwachsen, eine Erklärung für den vergleichsweise niedrigeren Bildungserfolg der Jungen liegt, der in Bezug auf das Abitur seit Anfang der 1990er-Jahre in Deutschland zu beobachten ist. Dafür wurde zum einen untersucht, ob es für den Gymnasialübergang bei Jungen und Mädchen von unterschiedlicher Bedeutung ist, ob sie in Alleinerzieherhaushalten oder in Kernfamilien aufwachsen. Zudem wurde untersucht, ob es für den Gymnasialübergang von Jungen und Mädchen eine Rolle spielt, ob sie in einem Alleinerzieherhaushalt mit gleichgeschlechtlichem oder gegengeschlechtlichem Elternteil aufwachsen. Fasst man die Ergebnisse zusammen, so lassen sich keine Anhaltspunkte dafür finden, dass das Fehlen des Vaters in der Familie zur Erklärung des Bildungsmisserfolges von Jungen beitragen kann.

So konnte gezeigt werden, dass Jungen und Mädchen in Alleinerzieherhaushalten Nachteile beim Übergang auf das Gymnasium im Vergleich zu Jungen und Mädchen in Kernfamilien aufweisen. Diese Nachteile sind fast vollständig auf die niedrigere Bildung des Elternteils in Alleinerzieherhaushalten, den niedrigeren beruflichen Status des Elternteils und das niedrigere Familienäquivalenzeinkommen zurückzuführen. Unter Kontrolle dieser Merkmale ist nur noch eine minimale Benachteiligung der Kinder in Alleinerzieherhaushalten zu beobachten. Die verbliebenen schlechteren Chancen dieser Kinder auf den Gymnasialübergang könnten in Anlehnung an Coleman (1988,1995,1996) auf ein niedrigeres soziales Kapital in diesen Familien zurückgeführt werden.

Bezüglich der ersten Annahme, ob es sich für Jungen und Mädchen unterschiedlich auf den Gymnasialübergang auswirkt, ob sie in einem Alleinerzieherhaushalt oder in einer Kernfamilie aufwachsen, konnten keine Belege gefunden werden. Beide, Mädchen und Jungen, gehen tendenziell seltener auf das Gymnasium über, wenn sie in einem Alleinerzieherhaushalt aufwachsen.

In einem weiteren Schritt wurde untersucht, ob Jungen und Mädchen häufiger auf das Gymnasium übergehen, wenn sie in einem Alleinerzieherhaushalt mit einem gleichgeschlechtlichen Elternteil leben. Die dahinterstehende Hypothese konnte in dieser Studie nicht bestätigt werden. Mädchen und Jungen gehen in Alleinerzieherhaushalten mit gleichgeschlechtlichem Elternteil genauso häufig auf das Gymnasium über wie in solchen mit gegengeschlechtlichem Elternteil. Es sind dabei keinerlei geschlechterdifferenzielle Effekte feststellbar. Angesichts dieser Ergebnisse kann die aufgestellte Hypothese nicht bestätigt werden. Jungen und Mädchen scheinen keine gleichgeschlechtlichen Vorbilder zu brauchen, um in der Schule erfolgreich zu sein.

Wenngleich die entwicklungspsychologische Theorie davon ausgeht, dass Jungen und Mädchen gleichgeschlechtliche Vorbilder für ihre geschlechtliche Identität brauchen, so konnte keine Evidenz dafür gefunden werden, dass gleichgeschlechtliche Vorbilder den Gymnasialübergang positiv beeinflussen. Dazu muss angemerkt werden, dass der Gymnasialübergang nureine mögliche Operationalisierung von Bildungserfolg darstellt. Auch wenn kognitive Kompetenzen – als Maß für primäre Disparitäten – einen Einfluss auf den Gymnasialübergang haben, konnte hier nicht gezeigt werden, inwieweit die Familienkonstellation einen Einfluss auf diese hat. Des Weiteren könnte sich das Fehlen des Vaters erst im weiteren Schulverlauf auf den Bildungserfolg der Jungen auswirken. So könnte es durch das fehlende männliche Vorbild zu Motivationsdefiziten bei Jungen kommen. Dies könnte dann die Abschulung vom Gymnasium zur Folge haben. Dies sei an dieser Stelle jedoch nur als hypothetische Möglichkeit in Betracht zu ziehen. Auch im Hinblick zu Studien zur „Feminisierung der Schule“ stehen empirische Belege weiterhin aus, ob das Vorhandensein oder die Abwesenheit männlicher Vorbilder den Schulerfolg von Jungen beeinflusst. Auch hier zeigte sich, dass der Bildungserfolg (Kompetenzen, Noten und Gymnasialübergänge) von Mädchen und Jungen nicht davon tangiert wird, ob sie bei einem männlichen oder weiblichen Lehrer unterrichtet werden.

Diese Studie weist dabei drei Limitationen auf: Erstens konnte nicht kontrolliert werden, inwieweit das Kind mit jenem Elternteil in Kontakt steht, der nicht im Haushalt lebt. Hierbei kann man mit Bezug auf die Hauptfrage dieses Beitrags jedoch davon ausgehen, dass es keine geschlechterdifferenzierten Kontaktmuster von Jungen und Mädchen mit dem nicht im Haushalt lebenden Elternteil geben sollte. Zweitens konnte nicht darauf kontrolliert werden, wie lange sich das Kind schon in einem Alleinerzieherhaushalt befindet. Auch hier kann man nicht von Unterschieden zwischen den Geschlechtern ausgehen. Drittens – und dies ist wichtig für die weitere Forschung – konnte wie angesprochen nicht gezeigt werden, inwieweit Kinder in Alleinerzieherhaushalten niedrigere kognitive Kompetenzen entwickeln, schlechtere Noten bekommen, seltener für das Gymnasium empfohlen werden oder ihre Mütter bzw. Väter seltener das Gymnasium für ihre Kinder anstreben als in Kernfamilien. Hier besteht in Bezug auf Kinder in Alleinerzieherhaushalten eine Forschungslücke, die durch weitergehende Forschung aufgeklärt werden sollte.

Fußnoten
1

Die Abiturquote bezieht sich hier auf die Personen mit allgemeiner Hochschulreife an den allgemeinbildenden Schulen, ohne Abiturienten an Abendrealschulen, Abendgymnasien, Kollegs und Externen. Die Personen mit allgemeiner Hochschulreife sind dabei in Relation zum alterstypischen Jahrgang gesetzt worden. Der alterstypische Jahrgang in Bundesländern mit 12 Jahren bis zum Abitur ist der Durchschnitt der 18- und 19-Jährigen, mit 13 Jahren bis zum Abitur der Durchschnitt der 19- und 20-Jährigen. Zudem wurde der doppelte Jahrgang im Saarland bereinigt eingeführt (Statistisches Bundesamt2011c).

 
2

Eine zweite Variante wäre das Oversampling dieser Gruppe in einem Datensatz. Dies ist jedoch bisher in keinem Datensatz geschehen.

 
3

In dieser Untersuchungspopulation befinden sich jedoch nur 164 Kinder in Haushalten mit alleinerziehendem Vater. Deshalb wurden zur Validierung der Ergebnisse die jeweiligen Analysen für eine größere Untersuchungspopulation durchgeführt. Hierfür wurde zusätzlich zum bisherigen Untersuchungssample die Population auf 13- bis 15-jährige (4. Jahr Grundschule) bzw. 15-jährige Kinder (6. Jahr Grundschule) ausgeweitet. Mit der Ausweitung der Untersuchungspopulation konnten 445 Kinder in Haushalten mit alleinerziehendem Vater identifiziert werden. Die Ergebnisse sind jedoch für beide Untersuchungssamples in gleicher Weise festzustellen. Deshalb verzichte ich auf die Darstellung der Ergebnisse für das ältere Sample.

 
4

Haushalt ist in diesem Fall gleichbedeutend mit dem Familienkonzept des Mikrozensus. Zur Codierung wurden an dieser Stelle nicht die „Haushalte“ des Mikrozensus, sondern die „Familien“ verwendet (zum Familienkonzept des Mikrozensus siehe: Lengerer et al.2007).

 
5

Man hätte für den beruflichen Status auch andere Maße wie beispielsweise den ISEI-Index (International Socio-Economic Index of Occupational Status) verwenden können. Die Wegener Prestige-Scores wurde speziell für den sozialen Status deutscher Berufe entwickelt und beschreibt daher den beruflichen Status der Berufe für Deutschland besser als der international vergleichende ISEI-Index. Zudem zeigte sich bei der Auswertung, dass die Wegener-Prestige-Scores eine (minimal) höhere statistische Voraussagekraft für den Gymnasialübergang haben als der ISEI-Index (Ergebnisse nicht gezeigt).

 
6

„Zu den Personen mit Migrationshintergrund gehört die ausländische Bevölkerung – unabhängig davon, ob sie im Inland oder im Ausland geboren wurde – sowie alle Zugewanderten unabhängig von ihrer Nationalität. Daneben zählen zu den Personen mit Migrationshintergrund auch die in Deutschland geborenen eingebürgerten Ausländer sowie eine Reihe von in Deutschland Geborenen mit deutscher Staatsangehörigkeit, bei denen sich der Migrationshintergrund aus dem Migrationsstatus der Eltern ableitet. Zu den letzteren gehören die deutschen Kinder (Nachkommen der ersten Generation) von Spätaussiedlern und Eingebürgerten und zwar auch dann, wenn nur ein Elternteil diese Bedingungen erfüllt, während der andere keinen Migrationshintergrund aufweist. Außerdem gehören zu dieser Gruppe seit 2000 auch die (deutschen) Kinder ausländischer Eltern, die die Bedingungen für das Optionsmodell erfüllen, d. h. mit einer deutschen und einer ausländischen Staatsangehörigkeit in Deutschland geboren wurden.“ (Statistisches Bundesamt2010).

 
7

Eine logistische Regression ist an dieser Stelle nicht angebracht, da sich die Koeffizienten in stufenweise aufgebauten Modellen unter Umständen nicht miteinander vergleichen lassen (siehe dazu: Mood2010). Allerdings wurden die Ergebnisse für Tab. 2 noch einmal mittels logistischer Regression berechnet, um die Ergebnisse abzusichern. Im vorliegenden Fall ist für die Koeffizienten für Kinder aus Alleinerzieherhaushalten in den einzelnen Modellen kein Unterschied (bei der Kontrolle auf zusätzliche Kovariate) zwischen den Odds-Ratios, linearen Wahrscheinlichkeiten und y-standardisierten (logistische Regression) Koeffizienten festzustellen (siehe Tab. 5 im Anhang).

 
8

Es wird in der empirischen Bildungsforschung zwar entweder der soziale Status der Eltern als Proxy für Einkommen verwendet oder sehr grobe Einkommenskategorien erhoben. Das Familienäquivalenzeinkommen, wie es in diesem Beitrag Verwendung findet, stellt eine genauere Messung des ökonomischen Kapitals dar. Zudem zeigt sich gerade unter Kontrolle des sozialen Status der Eltern, dass das ökonomische Kapital einen zusätzlichen Einfluss auf den Gymnasialübergang hat.

 
9

Die gleichen Ergebnisse zeigen sich auch in geschlechtergetrennten Modellen (nicht gezeigt). In geschlechtergetrennten Modellen lassen sich keine geschlechtergetrennten Effekte fast aller Kovariate feststellen. Einzig die Gemeindegröße sagt den Gymnasialübergang für beide Geschlechter unterschiedlich voraus. So zeigt sich, dass Mädchen in Großstädten (über 500,000 Einwohner) signifikant häufiger auf das Gymnasium übergehen als in Gemeinden mit weniger als 500,000 Einwohnern. Dies ist für Jungen tendenziell (nicht signifikant) umgekehrt festzustellen.

 

Copyright information

© VS Verlag für Sozialwissenschaften 2012

Authors and Affiliations

  1. 1.Wissenschaftszentrum Berlin für Sozialforschung (WZB)BerlinDeutschland

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