Zusammenfassung
Die Diskussion der theoretischen Ansätze hat verdeutlicht, dass die Frage, in welche Richtung die gesamtgesellschaftlichen Veränderungsprozesse die Ungleichheitsstruktur im Nachkriegsdeutschland beeinflussen, letztendlich nur empirisch beantwortet werden kann. Zu vielfältig sind die möglichen Einflußfaktoren, die in die eine oder andere Richtung wirken können. Je nachdem, ob die vermutete Entwertung von Bildungszertifikaten, die geschlechtsspezifische Bildungsangleichung oder der Nutzenaspekt der Ehe im Vordergrund der theoretischen Überlegungen stehen, lassen sich deutlich unterschiedliche Hypothesen hinsichtlich des Wandels von bildungsspezifischen Heiratsbeziehungen ableiten. Im ersten Fall wird ein Abbau von bildungsspezifischen Heiratsbarrieren prognostiziert, im zweiten Fall eine zunehmende Schließung insbesondere der oberen Bildungsgruppen erwartet. Im dritten Fall schließlich können je nachdem, ob und in welche Richtung sich die Heiratsneigung von Männern und Frauen verändert, verschiedene Folgerungen abgeleitet werden: Zeigen hochqualifizierte Frauen eine abnehmende Heiratsneigung, wäre eine zunehmende Hypergamie in den Heiratsbeziehungen zu erwarten. Eine weitgehende Konstanz in den beobachteten Heiratsmustern wäre dann anzunehmen, wenn sich die Heiratsvermeidungstendenzen von Männern und Frauen ergänzen. Verliert die traditionelle Norm, nach welcher Frauen nicht unter bzw. Männer nicht über ihrem eigenen Ausbildungsniveau heiraten sollten, an Bedeutung, wäre eher ein Rückgang der geschlechtsspezifisch asymmetrischen Heiratsbeziehungen zu vermuten (vgl. Kapitel 4.1).
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Literatur
Die Geburtskohorte 1934–41 stellt die Schnittstelle dar, da der Übergang in weiterführen-de Schulen frühestens in den Jahren 1944–1951 stattfand.
Für einen detaillierten Vergleich des Bildungswesens in der DDR und der BRD siehe Anweiler (1988) und Anweiler et al. (1992). Für statistische Grunddaten zum Bildungswesen der DDR siehe Köhler/Schreier (1990). Für eine ausführliche Diskussion der Sozialstruktur und des Bildungswesens der DDR siehe Geißler (1990, 1992). Für eine präzise politische Verortung der Bildungspolitik der DDR siehe Solga (1994).
Die 1965 Geborenen waren zum Befragungszeitpunkt 1993 28 Jahre alt. Im Westen ist davon auszugehen, dass sich der Anteil der Hochschulabsolventen in der Kohorte 1958–65 noch erhöht, da etwa ein Drittel der westdeutschen Studenten 26 Jahre und älter ist. Im Osten hingegen hat die überwiegende Mehrheit der Studierenden ihr Studium im Schnitt im Alter von 25 Jahren beendet, so dass hier keine gravierenden Veränderungen mehr zu erwarten sind (BMBW 1992:20.
Natürlich wurde auch im Westen die Bildungsexpansion maßgeblich durch politische Maßnahmen der sozial-liberalen Koalition bestimmt, allerdings waren diese Maßnahmen weitaus weniger radikal als in der DDR.
Wird das Fernstudium berücksichtigt, lag der Anteil der Arbeiterkinder an allen Studenten bei etwa 39 Prozent (Geißler 1990:91).
Wird nur das Abitur berücksichtigt, überwiegt auch in den jüngeren Kohorten der Männeranteil (vgl. z.B. Solga 1994:166).
Die These, dass eine stärkere partnerschaftliche Arbeitsteilung die Opportunitätskosten der Männer mit höherem Einkommen erhöht und daher eine reduzierte Heiratsneigung zu erwarten ist, findet sich u.a. auch bei Brüderl/Diekmann (1994).
Dieses Problem wird auch in anderen Untersuchungen gesehen (vgl. Ziegler 1985;Kalmijn 1991a, 1993; Schoen et al. 1989; Schoen/Weinick 1993; Teckenberg 1991). Unter statistischen Gesichtspunkten kann die Ausklammerung der ledigen Population zu einer Verletzung des `Axioms der Unabhängigkeit von irrelevanten Alternativen’ (IIA-Annahme) führen (vgl. z.B. Arminger/Küsters 1987:109; Urban 1993). Die Einhaltung der IIA-Annahme erfordert, dass sich der Quotient der Wahrscheinlichkeiten eines Modells mit K Alternativen (hier: Bildung des Partners) in Y nicht verändert, wenn eine zusätzliche Alternative K+1 (hier: kein Partner) in Y eingeführt wird. Im Beispiel der bildungsspezifischen Partnerwahl bezieht sich Y auf die beobachteten Heiratsmuster.
Die These von Becker ist seit einiger Zeit Gegenstand einer kontroversen Diskussion. Im Zentrum steht dabei die Frage, ob das Heiratsverhalten hochqualifizierter Frauen durch einen Humankapitaleffekt oder durch einen Institutioneneffekt beeinflußt wird. Der Humankapitaleffekt postuliert, dass höhere Bildung generell mit einer verringerten Heiratsneigung verbunden ist (Diekmann 1993; Brüderl/Klein 1993; Brüderl/Diekmann 1994). Beim Institutioneneffekt wird hingegen angenommen, dass ein Hochschulabschluß aufgrund der Ausbildungslänge zwar mit einem höheren Heiratsalter einhergeht, aber nicht zu einer generell verringerten Heiratsneigung führt (vgl. z.B. Blossfeld/Huinink 1989; Blossfeld/Jaenichen 1990; Blossfeld et al, 1993; Oppenheimer 1988, 1997). Da im Kontext dieses Kapitels nicht die Differenzierung zwischen diesen beiden Effekten, sondern der Wandel der Heiratsneigung im Zentrum des Interesses steht, wird diese Diskussion im folgenden nicht aufgegriffen.
Für eine ausführliche Diskussion dieser Meßziffern vgl. Handl (1985).
Findl (1982:331) kommt für Österreich auf Basis von Ledigenquoten zu ähnlichen Befunden.
Eine ähnliche Argumentation findet sich auch bei Ostner (1998).
Unter der Randbedingung der traditionellen geschlechtsspezifischen Arbeitsteilung sollten Männer Partnerinnen präferieren, die eine geringe Erwerbsneigung aufweisen (Blossfeld/Timm 1997:454).
Wie kürzlich in einer Untersuchung dokumentiert wurde, herrscht in Westdeutschland auch in der Gegenwart ein ausgeprägt traditionelles Rollendenken. Über 60 Prozent der Befragten sind der Ansicht, dass das Familienleben unter einer vollen Berufstätigkeit der
Bei den Frauen sind die entsprechenden Werte der Abiturientinnen 33,5 Prozent (Kohorte 1958–65) bzw. 10,9 Prozent (Kohorte 1950–57).
Auch Engstler (1998) findet bei hochqualifizierten Männern einen deutlichen Rückgang der Heiratshäufigkeit.
Diese Unterschiede bestehen auch noch in der Gegenwart. Die Einstellungen zur gesellschaftlichen Rolle der Frau folgen in Ostdeutschland wesentlich weniger stark traditionellen Vorstellungen als im Westen (Kurz 1998:183).
Die hier verwendete feindifferenzierte Bildungsskala führt dazu, dass der Anteil der bildungshomogamen Ehen niedriger ausgewiesen wird als bei einer gröberen Klassifikation (vgl. Ziegler 1985; Wirth 1996; Blossfeld/Timm 1997). Die generellen Entwicklungstendenzen bleiben hiervon jedoch unbeeinflußt.
Die Verwendung der Begriffe `Hypergamie’ und ‘Hypogamie’ folgt dem allgemeinen Sprachgebrauch und entspricht der Definition des Lexikons zur Soziologie (Fuchs et al. 1988). Im Unterschied hierzu sprechen Blossfeld und Timm (1997) von der `Hypergamie der Frau’ und der `Hypergamie des Mannes’.
Wenngleich sich diese Zahlen auf die Gegenwart beziehen, bestand auch zu DDR-Zeiten in vielen Familien eine ökonomische Notwendigkeit eines zweiten Einkommens, bzw. der durchschnittlich erreichbare Lebensstandard von Familien war eng an die Berufstätigkeit der Ehefrauen gebunden (Winkler 1990b).
Für eine ausführliche Beschreibung loglinearer Modelle vgl. z.B. Knoke/Burke (1980); Hout (1983). Für die Anwendung von loglinearen Modellen bei der Analyse von Heiratsbeziehungen siehe u.a. Johnson (1980); Ziegler (1985); Mare (1991); Uunk (1996); Uunk et al. (1996); Ultee/Luijkx (1990); Hendrickx (1994); Hendrickx et al. (1994); Kalmijn (1991a,b, 1993).
In Analogie zu Hout (1983) werden die Homogamiepräferenzen hier über die Diagonalparameter modelliert. Die Parameter geben jeweils das Ausmaß an, in welchem - unter Kontrolle der Randverteilungen - über bzw. unter den bei zufälliger Partnerwahl erwarteten Werten innerhalb der eigenen Bildungsgruppe geheiratet wird. Die Ziffernfolge bei den Homogamieeffekte drückt - wie bei den folgenden Effekten auch - keine Rangfolge aus.
Da L2 sehr sensitiv gegenüber der Fallzahl ist, wird als zusätzliches Gütemaß für die Modellanpassung die BIC-(Bayesian Information Criterion)Statistik herangezogen. Die BIC-Statistik berücksichtigt sowohl die Sparsamkeit des Modells (gemessen an den verbrauchten Freiheitsgraden) wie auch die Fallzahl. Je kleiner der BIC-Wert ist, desto besser ist die Modellschätzung (vgl. Mare 1991). Ein negativer Wert bedeutet, dass das entsprechende Modell die beobachtete Datenstruktur `besser’ schätzt als ein saturiertes Modell (exakte Schätzung der Daten), weil es bei einer hinreichend guten Anpassung mit weniger Hypothesen auskommt.
Diese These wird dadurch unterstützt, dass die Heiratsbeziehungen außerhalb des eigenen Bildungsniveaus für Hauptschulabsolventinnen eben nicht durch die Wahl von höherqua-
Auch Mayer und Blossfeld (1990) finden bei der Analyse von Prozessen der Statuszuweisung starke Abweichungen für die um 1930 Geborenen. Sie führen dies darauf zurück, dass die Beeinträchtigung der Lebenschancen in dieser Kohorte aufgrund der historischen Ausnahmesituation besonders hoch war.
Damit soll keinesfalls behauptet werden, dass es sich hier um Ehen handelt, die auf Schulfreundschaften beruhen. Es soll lediglich - wie schon in den theoretischen Überlegungen dargestellt - zum Ausdruck gebracht werden, dass sich die Partnerwahl für die meisten Menschen nicht als ein aufwendiger Suchprozeß gestaltet, sondern eher als eine sukzessive Eingrenzung des wahrgenommenen Partnerpools innerhalb der eigenen sozialen Verkehrskreise auf eine akzeptable Person zu interpretieren ist.
Bei den Ehepaaren der Kohorte 1958–65 lag der Anteil der Männer mit diesem Abschluß bei 0,9 Prozent (n=95), der Anteil der Frauen bei 2,7 Prozent (n=285).
m Schuljahr 1967/68 setzten 77 Prozent der Schüler den Schulbesuch nach der B. Klasse fort, 1980 waren es bereits 92,6 Prozent (Anweiler 1990:18).
Die Bevorzugung von bislang benachteiligten Gruppen ist auf der anderen Seite mit einer Benachteiligung von bislang privilegierten Gruppen, d.h. vor allem von Kindern aus ‘bürgerlichen’ Familien, verbunden. Oder wie Heike Solga (1994:121) es formuliert, wurde „ein Unrecht durch ein neues Unrecht, ein Bildungsprivileg durch ein neues ersetzt.“
Von 1971 bis 1982 ging die Zahl der Neuzulassungen an Universitäten von 44.047 auf 32.100 zurück (Statistisches Jahrbuch der DDR 1983:299).
Die absolute Basis der HSO-Gruppe in der Heiratstabelle der zusammengefaßten Kohorten 1950–65 umfaßt für die Frauen n=91, für die Männer n=41. Diese geringe Fallzahl ist vor allem auf die stark reduzierte Heiratshäufigkeit der Hauptschulabsolventen ohne Berufsausbildung zurückzuführen.
In Hinblick auf die Heirat als Reproduktionsmechanismus von sozialer Ungleichheit im intergenerationalen Kontext kommt sie zu dem Ergebnis, dass die Heirat vor allem für Frauen als Allokationsmechanismus funktionierte und hier vor allem der Privilegienverer-bung der sozialistischen Dienstklasse diente (Solga I994:199ff).
m Sinne des Wegfalls der quantitativen Zulassungsbeschränkungen.
In der Mittelschule in Sachsen, der Sekundarschule in Sachsen-Anhalt und der Regelschule in Thüringen kann sowohl der Haupt-wie auch der Realschulabschluß erworben werden (BMBF 1998:8). Nur in Mecklenburg-Vorpommern wurde das traditionelle dreigliedrige (westdeutsche) Schulsystem übernommen (Gukenbiehl 1998).
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Wirth, H. (2000). Trends in den bildungsspezifischen Heiratsbeziehungen. In: Bildung, Klassenlage und Partnerwahl. Forschung Soziologie, vol 105. VS Verlag für Sozialwissenschaften, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-663-09421-0_6
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DOI: https://doi.org/10.1007/978-3-663-09421-0_6
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