Zusammenfassung
Während sich zahlreiche Studien auf die Verbreitung und Entwicklung verschiedener Formen des Zusammenlebens mit einem Partner konzentrieren, wird hier die soziale Selektivität des Zusammenlebens mit einem Partner gegenüber dem Leben ohne Partner untersucht. Dass die Neigung zum Eingehen partnerschaftlicher Beziehungen ebenso wie die zu ihrer Auflösung von bestimmten Bedingungen abhängt, ist zumindest in Bezug auf die Ehe vielfach belegt. Welche sozialen Strukturen daraus resultieren und in welcher Weise sich diese verändern, ist jedoch kaum bekannt. Im vorliegenden Beitrag wird dem für Westdeutschland auf Basis kumulierter Erhebungen des Mikrozensus nachgegangen. Ein logistisches Regressionsmodell wird vorgeschlagen, das die Altersabhängigkeit des partnerschaftlichen Zusammenlebens berücksichtigt und den Wandel der sozialen Selektivität anhand von Interaktionseffekten mit der Kohorte überprüft. Wie sich zeigt, hatten niedrig gebildete Männer, die mit geringen Erwerbs- und Einkommenschancen ausgestattet sind, schon immer eine reduzierte Chance des partnerschaftlichen Zusammenlebens. In den jüngeren Kohorten bildet sich ein solches Muster auch für Frauen heraus. Neben veränderten Grundlagen der Haushaltsproduktion werden veränderte Präferenzen und Gelegenheiten der Partnerwahl als Ursache hierfür diskutiert.
Abstract
While numerous studies focus on the prevalence and change of different living arrangements, this study focuses on the social selectivity of living together with a partner compared to living without a partner. In the context of marriage, there is extensive empirical evidence that the tendency to enter or dissolve a union is dependent on specific conditions. However, little is known about the resulting social structures and how these change. The present study investigates this on the basis of cumulated German Microcensuses. A logistic regression model is suggested in which the age dependency of living in a partnership is considered and the change of social selectivity is examined on the basis of interaction effects with the cohort. It is shown that men with low education and low employment and income prospects have always had low odds of living in a partnership. In more recent cohorts such a pattern evolves for women as well. Changes in household production and in preferences and opportunities of mate selection are discussed as explanations.
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Notes
Im oberen Altersbereich spielt daneben die Sterblichkeit eine prägende Rolle.
Der Institutioneneffekt der Bildung wird übereinstimmend bestätigt. Zum Humankapitaleffekt gibt es jedoch auch Studien, in denen sich der negative Einfluss des Bildungsniveaus auf die Heiratsneigung von Frauen nicht nachweisen lässt (Blossfeld und Huinink1989; Blossfeld und Jeanichen1990). Bei Männern fällt der positive Einfluss nur gering aus (Wirth und Schmidt2003).
Geringe Unterschiede in der Zahl von Männern und Frauen lassen sich durch eine Variation des Altersabstands bei der Partnerwahl ausgleichen. Auch die Wahl eines Partners über nationale und ethnische Grenzen hinweg kann zu einer Entlastung von „marriage squeeze“ beitragen. In erster Linie und besonders bei stärker ausgeprägten Ungleichgewichten ist jedoch eine Zunahme der Partnerlosigkeit zu erwarten; und zwar nicht nur, weil Partnerschaften seltener eingegangen werden, sondern auch, weil die Phasen der Partnerlosigkeit nach einer Trennung oder dem Tod des Partners länger andauern und die Wahrscheinlichkeit des erneuten Eingehens einer Partnerschaft sinkt (Guttentag und Secord1983, S. 179). Für die Ledigenquote ist ein positiver Effekt von „marriage squeeze“ empirisch vielfach belegt (z. B. South und Lloyd1992).
Gleichzeitig war eine berufliche Qualifikation für viele Frauen auch erst möglich und notwendig geworden, nachdem der Krieg ihre Heiratsgelegenheiten eingeschränkt hatte. Aus dieser Sicht ist Bildung nicht nur eine Ursache, sondern auch eine Folge der partnerschaftlichen Lebensform.
Die Scientific Use Files des Mikrozensus stellen 70 %-Unterstichproben der jeweiligen Originaldaten dar und sind faktisch anonymisiert. Sie werden als systematische Zufallsauswahl auf Haushaltsebene gezogen und liegen für die Jahre 1976, 1978, 1980, 1982, 1989, 1991, 1993 und 1995 bis 2006 vor. Aus der Volkszählung von 1970 wird eine 1 %-Stichprobe verwendet, die konzeptionell mit dem Mikrozensus vergleichbar ist.
Die GESIS-Files des Mikrozensus umfassen die vollen 1 %-Stichproben, nicht jedoch den kompletten Merkmalsumfang. Sie liegen für die Jahre 1962 bis 1969 vor.
Ein großer Teil der Arbeiten zur Harmonisierung und Kumulation des Mikrozensus wurde bei GESIS im Rahmen des von der Leibniz-Gemeinschaft geförderten Projekts „Sozialer und ökonomischer Wandel in (West-) Deutschland“ geleistet (vgl. Lengerer et al.2010).
Bei der Berechnung des Gewichtungsfaktors wird berücksichtigt, dass Haushalte über verschiedene Zeiträume hinweg befragt werden. Im Jahr 1995 beispielsweise wird ein Viertel der Haushalte erstmalig befragt und bleibt bis 1998 in der Stichprobe, wird also auch 1996, 1997 und 1998, d. h. insgesamt viermal, gezählt. Ein anderes Viertel der 1995 befragten Haushalte befindet sich bereits seit 1992 im Mikrozensus, scheidet also nach 1995 aus und wird hier doppelt (1993 und 1995) gezählt. Ein weiteres Viertel der Haushalte ist seit 1993 in der Stichprobe, verbleibt dort bis 1996 und ist insgesamt dreimal (1993, 1995 und 1996) im kumulierten Datensatz enthalten. Das letzte Viertel der Haushalte wird 1995 zum zweiten Mal befragt, 1997 zum letzten Mal und wird ebenfalls dreimal (von 1995 bis 1997) berücksichtigt. Der Erwartungswert, wie oft ein Haushalt des Jahres 1995 insgesamt gezählt wird, beträgt somit1/4 · 4 + 1/4 · 2 + 1/4 · 3 + 1/4 · 3 = 3, das Gewicht für 1995 entsprechend1/3.
Die ohne Partner lebenden werdennicht mit den allein in einem Haushalt lebenden Personen gleichgesetzt. Bei einer haushaltskontextuellen Abgrenzung der partnerschaftlichen Lebensform indiziert zwar das allein in einem Haushalt Leben in jedem Fall partnerloses Leben. Aus dem Zusammenleben mit anderen im Haushalt lässt sich jedoch nicht zwingend auf eine Partnerschaft schließen.
Von einer nichtehelichen Lebensgemeinschaft wird, grob gesprochen, dann ausgegangen, wenn zwei mindestens 16 Jahre alte Personen im Haushalt leben, die weder miteinander verheiratet noch verwandt oder verschwägert sind und deren Altersabstand weniger als 18 Jahre beträgt.
In den Mikrozensen vor 1996 werden der Abschluss einer Lehr- und Anlernausbildung in einer Kategorie gemeinsam erfasst. Der Abschluss einer Anlernausbildung zählt daher bis einschließlich 1995 als Abschluss einer beruflichen Ausbildung. Ab 1996 wird der Abschluss einer Anlernausbildung nicht mehr als beruflicher Ausbildungsabschluss gewertet. Die zeitliche Vergleichbarkeit ist dadurch nicht vollständig gewährleistet. Eine durchgehende Zusammenfassung beider Kategorien ist jedoch ebenfalls problematisch, da die Anlernausbildung nur in den älteren Kohorten noch den Status einer beruflichen Ausbildung hat. Zu anderen Ergebnissen führt dies in den vorliegenden Analysen aber nicht.
Dazu werden auch Personen ohne Angabe zum Schulabschluss sowie die ab 1991 separat ausgewiesenen Personen ohne Schulabschluss gezählt.
Außerdem wird für das Jahr 1976 das Bundesland Hamburg aus den Analysen ausgeschlossen, da die Angaben zur Bildung fehlerhaft codiert sind.
Das Alter (t) wird so zentriert, dass 17-Jährige den Wert 0 aufweisen. Dies erbringt eine gute Anpassung und berücksichtigt, dass ab etwa diesem Alter überhaupt erst die Möglichkeit des Zusammenlebens mit einem Partner besteht. Das logarithmierte Alter kann für die 17-Jährigen aber nicht berechnet werden, wenn es den Wert 0 annimmt. Deshalb fließen in die logistische Regression nur Personen im Alter von 18 Jahren und darüber ein.
Es fehlen Angaben aus den Jahren, die nicht im kumulierten Mikrozensus enthalten sind. Um die dadurch entstehenden Lücken in den Lebensverläufen möglichst gering zu halten, werden jeweils drei Kohorten zusammengefasst. Zugunsten der Übersichtlichkeit werden diese im Abstand von zehn Jahren dargestellt.
Eine Ausnahme stellen die um 1950 geborenen Männer und Frauen dar, die gegen Ende der 1960er Jahre in den Prozess der Partnerwahl eingetreten sind. An den relativ hohen Anteilen der mit einem Partner Zusammenlebenden im unteren Altersbereich ist abzulesen, dass hier eine kurzzeitige Vorverlagerung des Eingehens verbindlicher partnerschaftlicher Beziehungen stattgefunden hat.
Die Interpretation der Koeffizienten wird zusätzlich dadurch erschwert, dass sie nicht unabhängig von allen anderen (beobachteten und nicht beobachteten) erklärenden Variablen sind, selbst wenn keine Korrelation zwischen ihnen besteht (Mood2010). Ein Vergleich der Koeffizienten über Modelle und Gruppen hinweg ist daher nicht möglich und wird hier auch nicht vorgenommen. Allenfalls die Richtung der Effekte bei Männern und Frauen wird miteinander verglichen. Auf die Berechnung von durchschnittlichen marginalen Effekten, die weniger von unbeobachteter Heterogenität beeinflusst sind, wird verzichtet. In Modellen mit Interaktionseffekten ist dies nur bedingt sinnvoll, da der Interaktionseffekt auf die Wahrscheinlichkeiten nicht nur durch den Koeffizienten des multiplikativen Terms bestimmt wird (Best und Wolf2010, S. 848).
Die der logistischen Regression modellinhärenten Interaktionseffekte (Best und Wolf2010, S. 840) sind begrenzt und reichen nicht aus, um die Veränderung der Bildungseffekte über das Alter und die Kohorten abzubilden. Es zeigt sich, dass die vorhergesagten Wahrscheinlichkeiten anders verlaufen, wenn die Interaktionseffekte explizit in das Modell aufgenommen werden, und den deskriptiven Befunden besser entsprechen (Lengerer2011, S. 155 ff.).
Auf eine Interpretation der Haupteffekte der Bildung wird in Modell 3 verzichtet. Durch die Aufnahme der Interaktionseffekte beziehen sie sich auf die Werte von Alter und Kohorte, auf die zentriert wurde, also auf die 17-Jährigen der Kohorte 1940 (vgl. dazu auch Fußnote 14).
Mit 35 Jahren wurde ein Alter gewählt, in dem die Wahrscheinlichkeit des partnerschaftlichen Zusammenlebens in der Kohortenfolge abnimmt und Timingeffekte der Bildung so gut wie keine Rolle mehr spielen. Eine in den verschiedenen Bildungsgruppen unterschiedlich starke Abnahme der Wahrscheinlichkeit des partnerschaftlichen Zusammenlebens zeigt somit eine Veränderung der Niveaueffekte der Bildung an (zur besseren Lesbarkeit der Abbildung beschränkt sich die y-Achse auf Wahrscheinlichkeiten von 0,4 bis 1). Sie unterscheidet sich nicht wesentlich von der Veränderung in anderen, hier nicht dargestellten Altersjahren. Auch für verschiedene Gemeindegrößen zeigt sich dasselbe Muster.
In Abb. 4 sind die geschätzten Wahrscheinlichkeiten für Personen, die sich noch in schulischer oder beruflicher Ausbildung befinden, nicht wiedergegeben, da die Ausbildung im Alter von 35 Jahren in aller Regel abgeschlossen ist.
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Lengerer, A. Die soziale Selektivität des partnerschaftlichen Zusammenlebens im Wandel. Köln Z Soziol 64, 247–275 (2012). https://doi.org/10.1007/s11577-012-0168-3
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