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Gesundheitliche Ungleichheit zum Lebensbeginn

Zum Einfluss der mütterlichen Bildung auf die Wahrscheinlichkeit einer Frühgeburt

Health Inequality at the Beginning of Life

The Influence of Maternal Education on the Probability of Preterm Birth

  • Abhandlungen
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KZfSS Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie Aims and scope Submit manuscript

Zusammenfassung

Die Wahrscheinlichkeit einer Frühgeburt (weniger als 37 Schwangerschaftswochen) hängt von medizinischen und soziökonomischen Einflüssen ab. Welche Rolle letztere Faktoren spielen, ist in Deutschland bislang unzureichend erforscht. In der vorliegenden Studie wird der Frage nachgegangen, warum eine geringe formale Bildung mit einem höheren Frühgeburtsrisiko verknüpft ist. Unter Rückgriff auf Bourdieus Habituskonzept nehmen wir an, dass hinter diesem Ungleichheitsphänomen eine geringe ökonomische und soziale Kapitalausstattung sowie klassenspezifische Einstellungen und Gesundheitspraxen stehen. Multiple Regressionsanalysen auf Basis des Sozio-oekonomischen Panels (SOEP; Wellen 2003–2011) bestätigen erhöhte Frühgeburtsrisiken für die Gruppe formal gering gebildeter Frauen. Demgegenüber sind ökonomisches und soziales Kapital nur tendenziell mit zu kurzen Schwangerschaften assoziiert. Vergleichsweise stärkere Effekte lassen sich für das Risikoverhalten während der Schwangerschaft (Rauchen) und einer geringen Kontrollüberzeugung (Leben ist abhängig vom Glück) beobachten. Nach Kontrolle der zentralen Erklärungsfaktoren verliert der Zusammenhang zwischen Bildung und Frühgeburt an statistischer Bedeutsamkeit, lässt sich jedoch nicht vollständig aufklären.

Abstract

The probability of preterm birth (< 37 gestational weeks) depends on medical and socioeconomic factors. Which role latter effects play, still remains insufficiently explored in Germany. The present study examines the question why a low level of formal education is associated with higher risks for preterm delivery. Applying Bourdieu’s concept of habitus we assume that a low endowment of economic and social capital as well as class specific attitudes and health behavior stand behind this inequality phenomenon. Multiple regression models based on Socio-Economic Panel Data (SOEP; waves 2003 to 2011) confirm a higher risk of preterm delivery among women with low education. By contrast, economic and social capital are only marginally associated with a too short gestation length. Comparatively stronger effects can be observed for risk behavior during pregnancy (smoking) as well as a low sense of perceived control (life depends on luck). After accounting for central explanatory factors the association between education and preterm birth statistically attenuates, though cannot be fully explained.

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Abb. 1

Notes

  1. Die Verhaltensebene wird von Peters (2010), nicht aber von Kemptner und Marcus (2012) berücksichtigt.

  2. Eine ausführliche Theoriediskussion möglicher Interdependenzen zwischen kulturellem und ökonomischem oder sozialem Kapital wird an dieser Stelle nicht geleistet, da uns deren empirische Überprüfung aus methodischen Gründen (geringe Zellbesetzung in den Interaktionskategorien aufgrund des seltenen Ereignisses einer Frühgeburt) nicht sinnvoll erscheint. Der Vollständigkeit halber skizzieren wir dieses Wechselspiel in der Schlussbetrachtung (Abschn. 5).

  3. Dem Zusammenspiel aller Ursachenkomplexe tragen wir durch Querverbindungen in den Unterabschnitten Rechnung.

  4. Der Zugang zu Informationsträgern (Bücher, Online-Broschüren) kann kostenpflichtig sein, zum Beispiel im Rahmen einer Bibliotheksmitgliedschaft oder bei Anschaffung und Betrieb eines internetfähigen technischen Gerätes. Analog können Kosten für den Kauf oder die Nutzung weiterer gesundheitsbezogener Kulturgüter anfallen (vgl. Abel et al. 2009).

  5. Die symbolische Erschließung setzt eine Informationssuche voraus (vgl. Abel et al. 2009, S. 198), deren Initiierung und Erfolg vom gesundheitsbezogenen Vorwissen und gesundheitlichen Einstellungen abhängen (vgl. Abschn. 2.4).

  6. Es ist zu beachten, dass der Hauptschulabschluss nicht zwingend in einer Hauptschule, sondern auch in alternativen Schulformen erworben werden kann. Dies gilt analog für den Realschulabschluss.

  7. Neben sozioökonomischen (Bildung, berufliche Stellung) und psychosozialen Einflüssen spielt der Partner auch unter biomedizinischen Aspekten (z. B. Alter, Körpergröße und –gewicht, eigenes Geburtsgewicht) eine bedeutsame Rolle für die Dauer der Schwangerschaft (Shah 2010).

  8. Ferner können soziale Beziehungen auch als Belastung angesehen werden (soziale Konflikte), insbesondere dann, wenn diese „…aufgrund institutioneller Regelungen oder existentieller Notwendigkeit nicht der Wahlfreiheit unterliegen“ (Jungbauer-Gans 2002, S. 59).

  9. Anhand des Bildungsniveaus des Partners ist es möglich, nicht nur die Quantität sozialen Kapitals (siehe hierzu Kroll und Lampert 2007), sondern (näherungsweise) auch die Qualität abzugreifen (vgl. Becker und Stolberg 2013).

  10. Die Risikobereitschaft gesundheitsschädigende Verhaltensweisen auszuüben hängt auch vom Grad der materiellen Deprivation und dem damit zusammenhängenden Stressempfinden ab (vgl. Lampert und Ziese 2005). So verweisen Lampert und Ziese (2005, S. 34 f.) darauf, dass „[b]ei der Befriedigung individueller Bedürfnisse eine kurzfristige Orientierung [überwiegt], aus der eine höhere Bereitschaft zu gesundheitsriskantem Verhalten resultiert, insbesondere wenn dieses wie beim Rauchen oder Alkoholkonsum unmittelbar zur Stressbewältigung beiträgt. Auch ungesunde Ernährungsweisen und Bewegungsmangel können als Verhaltensreaktionen auf eine hohe Stressbelastung verstanden werden“.

  11. Zu den gesundheitsfördernden Praktiken zählen im Allgemeinen eine ausreichende Energie- und Vitaminzufuhr, tägliche körperliche Aktivitäten, ein minimaler Tageskonsum von Alkohol, Tabak- und Drogenverzicht sowie ausreichende körperliche Hygiene, bedachtes Sexualverhalten, Spannungsregulation und die regelmäßige Inanspruchnahme von Vorsorgeuntersuchungen (Rütten et al. 2005, S. 13 f.; Bloomfield et al. 2008; RKI 2006; Hurrelmann 2006, S. 22). Gesundheitsschädigend ist ein dazu konträres Verhalten (Hurrelmann 2006, S. 74), während eine in diesem Sinne gelegentlich schädliche Gesundheitspraxis als riskant gilt (Troschke 2006, S. 529).

  12. Ein schichtabhängiger Tabakkonsum gilt als abgesichert. Im Gegensatz zu Bourdieus Beobachtungen steigt jedoch der Alkoholkonsum mit zunehmender Bildungs- oder Einkommensstärke der Frauen (Henkel et al. 2003).

  13. Anzumerken ist, dass auch Wegkosten anfallen können, die bei unteren Bildungsgruppen stärker ins Gewicht fallen.

  14. Die Formung des Körpers vollzieht sich natürlich auch im Arbeitsprozess (Bourdieu 1987, S. 307), mit dem unterschiedliche „körperliche und psychische Belastungen“ (Lampert und Ziese 2005, S. 52) verbunden sein können.

  15. Robustheitsanalysen mit allen Teilnehmerinnen der Mutter-Kind-Befragung (fallweiser Ausschluss, N = 1780) weisen im Vergleich zu der während der Schwangerschaft befragten Gruppe (fallweiser Ausschluss, N = 1247) nur auf geringfügige, inhaltlich aber nicht wesentliche Ergebnisunterschiede hin. Abweichungen lassen sich jedoch für die Gruppe der nicht während der Schwangerschaft befragten Mütter (fallweiser Ausschluss, N = 533) beobachten: Keine der Modellvariablen ist signifikant mit der Kriteriumsvariable assoziiert.

  16. Die Entscheidung für dieses Einkommensmaß liegt darin begründet, dass insbesondere Mütter aus der untersten Einkommensschicht ein erhöhtes Frühgeburtsrisiko haben (vgl. Blumenshine et al. 2010).

  17. Diese Variable ist ein Konstrukt aus drei Einzelindikatoren zur Besuchshäufigkeit. Aufgrund differierender Antwortskalen und geringer Zellbesetzungen wurden die Angaben zu einer dreistufigen Variable zusammengefasst.

  18. Statt der allgemeinen Risikowahrnehmung wären gemäß des Theorierahmens Indikatoren zur gesundheitsbezogenen Risikowahrnehmung besser geeignet. Entsprechende Angaben wurden jedoch ausschließlich in den Jahren 2004 und 2009, Angaben zur allgemeinen Risikowahrnehmung fast durchgängig erhoben. Wir haben uns daher für letztere Variable entschieden, auch aufgrund der Annahme, dass sich die eigene Risikobereitschaft ändern kann, sobald eine Frau um ihre Schwangerschaft weiß.

  19. Angaben zu den Kontrollüberzeugungen wurden ausschließlich in den Jahren 2005 und 2010 erfasst. Da solche Einstellungen als relativ stabil gelten (vgl. Mirowsky und Ross 2007) und adäquatere Maße nicht zur Verfügung standen, wurden für die in den Jahren 2003 bis 2007 befragten Mütter die Werte des Jahres 2005 übertragen. Analog bekamen Frauen, die in den Jahren 2008 bis 2011 den „Mutter und Kind“ Fragebogen beantworteten, den Einstellungswert aus dem Jahr 2010 zugewiesen.

  20. Eine Indexbildung ist mit einem Cronbachs alpha von 0,5 (Wert gerundet), eine Güte, die unter der geforderten Reliabilität von 0,8 liegt (Diekmann 2005, S. 220), nicht zu empfehlen.

  21. 14,59 % sind sogenannte hard missings, die nicht imputiert werden dürfen und in den Analysen über eine dichotome Variable kontrolliert werden.

  22. Die Variablen zum Ernährungsverhalten und Alkoholkonsum wurden aufgrund der hohen Anzahl fehlender Werte (über 70 %) nicht in den Analysen berücksichtigt.

  23. „Für die Berichterstattung haben wir auf die empfohlenen Richtlinien von Sterne et al. (2009) zurückgegriffen (siehe Sterne et al. 2009)“.

  24. Zur m-maligen Schätzung bei hoher Anzahl fehlender Werte, siehe StataCorp 2009, S. 11. Die Berechnung erfolgte mit dem Befehl „mi impute chained“ (STATA 12.0).

  25. Für Zusammenhänge zwischen dem mütterlichen Kulturkapital und den Kontrollvariablen siehe Tab. A1, online-Anhang; http://www.uni-koeln.de/kzfss/materialien/KS-67-2-Stolberg_Becker.pdf.

  26. Das odds ratio ergibt sich, indem man die Armutschancen der jeweiligen Bildungsgruppen zueinander ins Verhältnis setzt, also die odds derjenigen mit Hauptschulabschluss (26,45/73,55) durch jene mit mindestens (Fach-)Abitur (6,96/93,04) dividiert.

  27. An dieser Stelle sei jedoch darauf hinzuweisen, dass es sich nicht zwangsläufig um den biologischen Vater handeln muss (vgl. Kemptner und Marcus 2012).

  28. Auf den zweiten Blick ist dieses Ergebnis jedoch plausibel, stellt man in Rechnung, dass höher Gebildete, weil sie typischerweise über mehr Ressourcen verfügen, auch höhere Risiken eingehen können.

  29. Die Berechnung durchschnittlich marginaler Effekte erfolgt mit dem Befehl mimrgns.

  30. Eine mögliche Erklärung für dieses Ergebnis ist, dass die hier betrachteten sportaktiven Frauen eher wehenfördernde Sportarten ausübten. Informationen zur Art der sportlichen Betätigung stellt das SOEP allerdings nicht bereit.

  31. So liegt der AME unter ausschließlicher Berücksichtigung habitueller Variablen, wie bereits in Modell 4 ersichtlich, bei 0,034 (p = 0,137). Aufgrund des gegenläufigen Effekts der sportlichen Betätigung (höher gebildete Frauen sind häufiger sportlich aktiv, gleichzeitig wirkt eine regelmäßige sportliche Betätigung bei den hier betrachteten Frauen schwangerschaftsverkürzend) ist dieses Ergebnis jedoch mit Vorsicht zu betrachten, da in weiterführenden Analysen unter Ausschluss der sportlichen Betätigung das bereits vielfach bestätigte hohe Erklärungspotenzial des Tabakkonsums zum Tragen kommt.

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Danksagung

Wir danken den Gutachtern und Herausgebern der KZfSS sowie Sabine Keller, Katharina Kilburger und Karin Kurz für wertvolle Überarbeitungshinweise. Frühere Versionen des Papiers wurden auf dem Workshop „SOEPcampus im datalab@uni-bielefeld: Analysepotentiale sozialwissenschaftlicher Längsschnittdaten“ (2011) sowie auf den Konferenzen „10th International German Socio-Economic Panel User Conference” (2012) und “Joint Congress of the ESHMS and DGMS: Health inequalities over the life course” (2012) vorgestellt. Unser Dank gilt daher auch jenen Personen, die mit uns kritisch diskutierten und wichtige Anregungen gaben.

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Authors and Affiliations

  1. Institut für Soziologie, Georg-August-Universität Göttingen, Platz der Göttinger Sieben 3, 37073, Göttingen, Deutschland

    Carolyn Stolberg & Sten Becker

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  1. Carolyn Stolberg
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  2. Sten Becker
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Stolberg, C., Becker, S. Gesundheitliche Ungleichheit zum Lebensbeginn. Köln Z Soziol 67, 321–354 (2015). https://doi.org/10.1007/s11577-015-0306-9

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