Soziale Ungleichheit in der Wissensgesellschaft

Im Hinblick auf die Strukturierung der Argumentation zu dieser Frage diente neben anderen das Papier von Schneider (2006) zur Erklärung von Bildungsungleichheit im Ländervergleich als Vorbild.Google Scholar

Die Stichhaltigkeit des normativen Arguments kann vor dem Hintergrund angegriffen werden, dass ein Teil kognitiver Kapazitäten genetisch vererbt ist (vgl. Young 1958, s.a. Kingston 2006, S. 113).Google Scholar

Die beiden Begriffe gehen auf Durkheim ((1977)[1893]) zurück, der Gleichheit der Chancen als grundlegende Voraussetzung für die Funktionsfähigkeit moderner, arbeitsteiliger Gesellschaften und Leistung als funktionale Notwendigkeit und moralischer Imperativ für deren Fortentwicklung auslegt (vgl. Meulemann 2006, S. 321–328).Google Scholar

Gegenüber „primären“ Effekten, d.h. die durch die (vorschulische) Sozialisation im Elternhaus enstandenen Leistungsunterschiede zu Beginn der Schulkarriere, meinen sekundäre Herkunftseffekte die durch schichtspezifischen Bildungsentscheidungen verursachten Bildungsungleichheiten (vgl. Boudon 1974; Meulemann 1999; Breen und Goldthorpe 1997).Google Scholar

Zunächst ist die Frage nach der Bildungsungleichheit eine von derjenigen nach der Bedeutung von Bildung für beruflichen Erfolg zu trennende und an sich interessierende Problemstellung. Zudem besteht zum Thema Bildungsungleichheit bereits ungleich mehr Literatur bzw. wird dieses aktuell intensiv an anderer Stelle auch im Hinblick auf Unterschiede zwischen Ländern und Zeitpunkten bearbeitet (vgl. z. B. Breen und Jonsson 2005). Gleichermaßen wie im Hinblick auf die soziale Zielposition stellt die Beschreibung und Erklärung von Unterschieden zwischen Ländern bzw. Zeitpunkten gleichermaßen höchste Anforderungen im Hinblick auf die theoretische und methodische Bearbeitung und erfordert deshalb eine gesonderte Betrachtung.Google Scholar

Zur Verwendung von hierarchischen, kontinuierlichen (v.a. Berufsprestige und sozioökonomischer Status, z.B. bei Ganzeboom et al. 1992a; Ganzeboom und Treiman 2003) versus relationaler und diskreter Maßzahlen (Schichtenklassifikationen, z.B. bei Erikson und Goldthorpe 1992) zur Erfassung von sozialem Status siehe Ganzeboom et al. (1991, S. 283), Hout und Hauser (1992), und Dessens et al. (2003). Siehe auch die Arbeit von Jonsson et al. (2006) zur unterschiedlichen Erklärungskraft verschieden detaillierter sozioökonomischer Klassifizierungen im Ländervergleich.Google Scholar

Für die bislang seltene Verwendung der Kontingenztabellenanalyse für die Analyse von Einkommensmobilität siehe u.a. die Arbeiten von Dearden et al. (1997) und den Sammelband von Corak (2004). In einer Metaanalyse existierender Arbeiten zur Einkommensmobilität in Kanada, Finnland, Deutschland, Malaysia, Südafrika, Schweden, dem Vereinigten Königreich und den USA zeigen sich deutliche Länderunterschiede (Solon 2002): Während Finnland und Schweden mit Werten des Regressionskoeffizienten für den Herkunftseffekt knapp über.11 am oberen Ende der Skala liegen, erscheinen die USA und UK mit Werten deutlich über.4 in der Gruppe der fortgeschrittenen Industriegesellschaften am wenigsten einkommensmobil. Entgegen der Ergebnisse zu beruflicher Mobilität ist Deutschland vergleichsweise mobiler als z.B. die USA. Endgültige Aussagen dieser Art sind jedoch dadurch eingeschränkt, dass sich die verglichenen Studien im Hinblick auf die Operationalisierung von Einkommen, die betrachteten Altersgruppen und Stichprobenmerkmale unterscheiden (Solon 2002, S. 61–63). Zudem werden keine weiteren Kontrollfaktoren berücksichtigt.Google Scholar

Für eine Besprechung der „vier Generationen“ in der Schichtungsforschung siehe Treiman und Ganzeboom (2000). Verschiedentlich sind die multiplikativen den additiven Verfahren als grundsätzlich überlegen dargestellt, weil sie insensitiv gegenüber Randverteilungsänderungen seien (z.B. Erikson und Goldthorpe 1992, S. 56). Die Arbeiten von Ringen (2006) und Hellevik (2002, 1997) greifen diese Darstellung aus methodologischen Gründen an.Google Scholar

Die Ergebnisse der jüngsten Länder und Zeit vergleichenden Arbeit zur Situation in Europa sprechen für eine Zunahme sozialer Durchlässigkeit zwischen 1970 und 2000 in den meisten Ländern (mit Ausnahme von Großbritannien und Israel) bei z. T. beträchtlichen Unterschieden im Ausmaß relativer Mobilität (Breen und Luijkx 2004a, S. 385ff.; s. a. Hout und DiPrete 2006, S. 3–5). Dagegen erbringen im Hinblick auf Veränderung in der Zeit sowohl separate Länderanalysen europäischer als auch nicht-europäischer Länder und frühere vergleichende Studien (v. a. Erikson und Goldthorpe 1992; Ishida et al. 1995) gegenteilige Ergebnisse (vgl. die Besprechung der Literatur bei Breen und Jonsson 2005, S. 231 und bei Ganzeboom et al. (1991, S. 288)); die Annahme einer im Zeitverlauf zunehmenden sozialen Durchlässigkeit bleibt fraglich (s.a. Birkelund 2006, S. 342). Im Hinblick auf Länderunterschiede im Ausmaß der beruflichen oder Schichtvererbung markieren nach Breen und Jonsson (2005, S. 232) die skandinavischen Länder tendenziell den Pol der am wenigsten rigiden Länder. Deutschland, Frankreich und Italien zeichnen sich dagegen durch eine geringere Offenheit aus. Wenn Chancenungleichheit in Form von Einkommens(im)mobilität gemessen wird, ergeben sich jedoch deutlich verschiedene Ergebnisse: hier ist Deutschland vergleichsweise mobiler als z. B. die USA (Solon 2002). Jedoch lässt die Datenlage zuverlässige Aussagen über eine Länderrangfolge in sozialer Durchlässigkeit im Hinblick auf berufliche Mobilität nicht ohne weiteres zu (s.a. Erikson und Goldthorpe 2002, S. 36).Google Scholar

In einer ausfürlichen Besprechung von Publikationen zwischen 1970 und 1990, die ländervergleichende Analysen zum Status-Attainment vorlegen, kommen Treiman und Ganzeboom (1990) zu dem Schluss, dass sich diese auf Daten der 1950er bis Ende der 1970er Jahre beziehenden Analysen aufgrund ihrer Mängel keine zuverlässigen Schlüsse über den Wandel im Stratifikationssystem zulassen. Es sei nahezu keine Vergleichbarkeit der Stichproben, Messinstrumente und Modelle zwischen den Arbeiten als auch zum Teil innerhalb der Arbeiten gegeben (ebd., S. 116).Google Scholar

Dieser Argumentation eines kompositionalen Effekts folgend haben kürzlich Beller und Hout (2006) mit Hilfe eines log-mulitplikativen Layer-Effektmodells („undiffmodel“) demonstriert, dass das Ausmaß sozialer Mobilität mit der Interaktion zwischen dem Wohlfahrtsregime (WFR) und der Beteiligungsrate höherer Bildung variiert. Korporatistische, post-sozialistische und liberale WFR haben höhere Raten sozialer Mobilität als sozialdemokratische WFR, wenn der Zugang zu höherer Bildung hoch ist, aber geringere Raten, wenn der Zugang gering ist.Google Scholar

Alternativ stehen einige wenige Ergebnisse zu Bildungserträgen auf Basis von Zwillingspaaren oder einer auf der Schätzung mit Instrumentalvariablen basierenden Methode zur Verfügung. Diese Verfahren versuchen zu berücksichtigen, dass die unbeobachteten individuellen Unterschiede in den Fähigkeiten oder der Motivation zu einer Verzerrung der Schätzer für die Schuljahre führen (vgl. Franz 2006, S. 95). In einem Vergleich der bei unterschiedlichen Methoden ermittelten Schätzungen für den Effekt der Bildung zeigt sich, dass die alternativen Methoden in der Regel zu leicht höheren Schätzungen führen (Card 1999; Ashenfelter et al. 1999). Darüber hinaus ist auf die Möglichkeit der Berechnung von Quantiisregressionen hinzuweisen (siehe z.B. Franz 2006, S. 330). Meines Wissens liegt die Möglichkeit einer Erklärung von Quantiisgruppen jedoch nicht für die präferierten Mehrebenenregressionen vor.Google Scholar

Zur Situation in Deutschland in den 1980er Jahren siehe z.B. den Sammelband von Rendtel und Wagner 1991; Butz 2001; Pollmann-Schult 2006.Google Scholar

Wie oben bereits herausgestellt, liegen über die Arbeiten zum Einfluss von Bildung für das individuelle Einkommen hinaus kaum systematische Arbeiten zu Zeitoder Länderunterschieden in herkunftsbedingten bzw. anderen askriptiven Einflüssen für das Einkommens vor. Übereinstimmend zeigen jedoch die Ergebnisse seperater Länderstudien, dass die Einkommensunterschiede zwischen Männern und Frauen in den OECD Ländern abgenommen haben (vgl. die Besprechung der Literatur bei de la Fuente und Ciccone 2002, S. 44).Google Scholar

Darauf aufbauend entwickelten Boudon (1974) und Gambetta (1987) die Idee „sekundärer“ Herkunftseffekte beim Bildungserwerb: die schichtspezifisch ungleichen Bildungsentscheidungen bei gegebener Leistung (primäre Effekte). Für eine Ausarbeitung siehe auch Esser 1999, S. 265 ff.; Breen und Goldthorpe 1997. Erikson und Jonsson (1996b) weisen zudem auf die Bedeutung von nicht monetären Faktoren wie dem Berufsstatus und dem Prestige eines angestrebten Berufs sowie den Präferenzen der Akteure bei der Entscheidung hin (vgl. auch Card 1999; Heckman et al. 2006).Google Scholar

Für eine stärker formalisierte Darstellung der Humankapitaltheorie und zu Unterschieden zwischen den Ausarbeitungen von Becker und Mincer siehe z. B. Neal und Rosen (2000, S. 400 ff.).Google Scholar

Für eine stärker fomalisierte Darstellung siehe Neal und Rosen 2000, S. 397 ff.Google Scholar

Gegenüber Bell betonen einige Arbeiten als Ursache für den Wandel von „achievment over asciption“ stärker das Wachstum bürokratischer Institutionen und die Verbreitung universalistischer Werte (Blau und Duncan 1967; Parsons 1951; Treiman 1970) oder das bei höherem Wachstum erreichte geringere Einkommensgefälle (Kerr 1966; Lenski 1966) als die sich aus dem sektoralen und beruflichen Wandel ergebenen funktionale Notwendigkeit (auch Davis und Moore 1945; Smelser und Lipset 1966). Mithin steige die Bedeutung von Bildung zumindest relativ, nämlich zu Gunsten der Abnahme der askriptiven Eigenschaften, an (vgl. auch Jonsson 1996, S. 115; Goldthorpe 1996; DiPrete und Grusky 1990b).Google Scholar

Insbesondere ist die egalisierende Wirkung der Bildungsexpansion aufgrund sinkender privater Kosten für Bildung und damit der Reduzierung sekundärer Effekte der Bildungsungleichheit besprochen worden (vgl. Shavit und Biossfeld 1993).Google Scholar

Eine Übersicht über die in der Literatur diskutierten Mechanismen gibt Sørensen 2006, S. 370., s. a. Tranby 2006Google Scholar

Neal und Rosen (2000, S. 411 und S. 423) sehen die theoretische Diskussion der Effekte von nachfrage-und angebotsorientiertem Wandel für Bildungsrenditen als eine zentrale Aufgabe zukünftiger Forschung. Auch die soziologischen Überblicksarbeiten von Tåhlin (2006), Berger (2004) und Müller (1998) kommen zu dem Urteil, dass der bisherige Forschungsstand das Zusammenspiel beider Faktoren bzw. die Veränderungen der Märkte für soziale Ungleichheit nicht ausreichend berücksichtigt (Birkelund 2006, S. 346 ff.; Müller 1998, S. 95)Google Scholar

Die verbesserte und erweiterte Version des ursprünglich im Jahr 2000 öffentlich zugänglich gemachten Datensatzes ist kürzlich erschienen (Mai 2007). Der Datensatz ist eine Zusammenstellung der Daten von Deininger und Squire, eigenen Berechnungen und Schätzungen anderer Autoren (vgl. UNU und WIDER 2007a, S. 3 ff.)Google Scholar

Für einen Vergleich zwischen den LIS-Daten und den Daten von Deininger und Squire siehe Moran 2003, zur Verwendungsmöglichkeiten der LIS-Daten siehe Mahler 2004, S. 1036f.Google Scholar

Wie eingangs bemerkt, verfolgt die Arbeit die Strategie eines „most-similar-System“-Designs. Aus der Diskussion werden hier weitestgehend Arbeiten ausgeschlossen, die allein so genannte „Entwicklungsländer“ oder Länder mit starken politischen Reformprozessen untersuchen. Für einen globalen Überblick der Entwicklungen und mögliche Ursachen siehe z.B. Cornia und Court 2001.Google Scholar

Während Maßzahlen wie der auf der Lorenzkurve basierende Gini-Koeffizient und Perzentilverhältnisse mittels unbereinigter Daten Einkommensspreizungen relativ zum jeweiligen Ländermittel ausdrücken, geben nur kaufkraftbereinigte Einkommensdaten Aufschluss über absolute Unterschiede zwischen Ländern (vgl. hierzu Gottschalk und Smeeding 2000, S. 280–285).Google Scholar

Auf Basis des DS-Datensatzes kommt Firebaugh auch für andere Ungleichheitskennziffern (Theils, MLD) zu dem Ergebnis, dass diese im Zeitraum 1980 bis 1995 in West-und Südeuropa gestiegen sind (Firebaugh 2003, S. 161).Google Scholar

Auf Basis der 90/10-Einkommensdifferentials (OECD-Daten) für individuelle Bruttolöhne Vollzeiterwerbstätiger ergeben sich dagegen nach den Berechnungen von Wallerstein für Deutschland, Norwegen und Finnland 1992 gegenüber 1980 ein Rückgang und für Kanada im gleichen Zeitraum eine Zunahme der Ungleichheit (Wallerstein 1999, S. 654). Wie Gottschalk und Smeeding jedoch betonen, ist der Schluss, dass es keinen Wachstumstrend der Ungleichheit in den OECD Ländern gäbe es auf Basis dieser Daten möglicherweise voreilig, da sie den Umkehrtrend von zunächst fallenden hin zu steigenden Werten überdecke (Gottschalk und Smeeding 2000, S. 287).Google Scholar

Die Reihenfolge variiert je nachdem, ob individuelle Markteinkommen, Markteinkommen auf Haushaltsebene oder verfügbare Haushaltseinkommen herangezogen werden. DiPrete et al. (2006) zeigen, dass auf Basis von Markteinkommensdaten (der OECD) das 90/10-Ratio in den USA deutlich stärker zunimmt als in den europäischen Ländern.Google Scholar

Überblicksarbeiten unterteilen die Erklärungen der Einkommensungleichheit in zwei („Marktkräfte“ vs. „politische Institutionen“ (Pontusson et al. 2002), „Modernisierung“ vs. „Globalisierung“ (Hradil 2005), „angebots-und nachfrageseitige Faktoren“ vs. „institutionelle“ Faktoren (Blau und Kahn 2002, S. 168 ff.) oder nur Änderungen in der „Nachfrage nach“ vs. „im Angebot an Qualifikationen“ (Galbraith 2001, S. 6)), drei („Globalisierung“ vs. Skill-biased-technical change“ vs. organisationaller Wandel“ (Aghion et al. 1999)), oder ebenso vier („Demographischer Wandel der Arbeitskräfte, ökonomische Restrukturierung, politisch-institutioneller Kontext und Globalisierung (Morris und Western 1999)) unterschiedliche Ursachenbündel.Google Scholar

Für einen Überblick der Arbeiten aus der neueren Wirtschaftssoziologie zu diesem Themenbereich siehe z. B. Boyer 2005.Google Scholar

Zu einer Kritik im Hinblick auf den deutsch-amerikanischen Vergleich siehe Steiner und Wagner 1998.Google Scholar

Wie oben bereits im Zuge der Darstellung der Globalisierungseffekte angesprochen, stellt die Migration eine weitere Möglichkeit der Veränderung in der demographischen Zusammensetzung dar, die prinzipiell einen Einfluss auf die Ungleichheit hat. Die Diskussion der Literatur führt bei Morris und Western zu dem Urteil, dass bislang vor allem aufgrund der problematischen Datenlage allenfalls unsichere Ergebnisse vorliegen (Morris und Western 1999, S. 631).Google Scholar

Checchi (2000) prüft den Effekt verschiedener Bildungsniveaus auf Ungleichheit und findet unter Kontrolle der (stat. sig. neg.) Sekundarschulbildung keine signifikanten Effekte für die Tertiärbildung. Unter Kontrolle primärer und sekundärer Bildung (negative Effekte) zeigen sich bei Barro (2000) dagegen statistisch signifikante positive Effekte von tertiärer Bildungsbeteiligung.Google Scholar

Ein weiteres wesentliches Merkmal der Änderungen der Arbeitsmärkte neben dem industriellen Wandel sind Veränderungen in den Beschäftigungssituationen in Richtung von mehr Teilzeitbeschäftigung und zeitlich befristeten Beschäftigungsverhältnissen. Die Änderung des typischen Beschäftigungsstatus und die Ablösung stabiler Beschäftigungsverhältnisse durch zeitlich begrenzte Erwerbsperspektiven sind ohne Frage eigenständige Quellen wachsender Ungleichheiten und ungleich verteilter Risiken (u. a. Gottschalk 1997b, S. 33; Müller und Scherer 2003; Castells 2001, S. 297 ff.; Carnoy 2000). Weil empirische Analysen zum Wandel in den Beschäftigungsrelationen vor allem auf der Unternehmensebene vorliegen und kaum valide Daten zur ländervergleichenden Analyse über einen hinreichend großen Zeitraum zur Verfügung stehen (vgl. Morris und Western 1999, S. 642), wird auf eine vertiefende Diskussion an dieser Stelle jedoch verzichtet.Google Scholar

Zu einer frühen kritischen Diskussion der Adäquatheit einer Verallgemeinerung eines positiven Zusammenhangs zwischen Entwicklung und geringerer Ungleichheit s. a. Gagliani 1987.Google Scholar