Die soziale Selektivität des partnerschaftlichen Zusammenlebens im Wandel

AbhAndlungen

Zusammenfassung: Während sich zahlreiche Studien auf die Verbreitung und entwicklung ver-schiedener Formen des Zusammenlebens mit einem Partner konzentrieren, wird hier die soziale Selektivität des Zusammenlebens mit einem Partner gegenüber dem leben ohne Partner unter-sucht. 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 ku-mulierter erhebungen des Mikrozensus nachgegangen. ein logistisches Regressionsmodell wird vorgeschlagen, das die Altersabhängigkeit des partnerschaftlichen Zusammenlebens berücksich-tigt 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 ein-kommenschancen ausgestattet sind, schon immer eine reduzierte Chance des partnerschaftlichen Zusammenlebens. In den jüngeren Kohorten bildet sich ein solches Muster auch für Frauen her-aus. neben veränderten grundlagen der haushaltsproduktion werden veränderte Präferenzen und gelegenheiten der Partnerwahl als ursache hierfür diskutiert.

Schlüsselwörter: Partnerschaft · lebensformen · Sozialer Wandel · Mikrozensus · Wiederholte Querschnittdaten · Kohortenanalyse

The changing social selectivity of living together – A cohort related analysis of cumulated German Microcensuses

Abstract: While numerous studies focus on the prevalence and change of different living ar-rangements, 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

Köln Z Soziol (2012) 64:247–275dOI 10.1007/s11577-012-0168-3

Die soziale Selektivität des partnerschaftlichen Zusammenlebens im WandelEine kohortenbezogene Analyse kumulierter Mikrozensen

Andrea Lengerer

© VS Verlag für Sozialwissenschaften 2012

A. lengerer ()geSIS – leibniz-Institut für Sozialwissenschaften, 68159 Mannheim, deutschlande-Mail: [email protected]

248 A. lengerer

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 liv-ing 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.

Keywords: Partnership · living arrangements · Social change · german Microcensus · Repeated cross-sectional data · Cohort analyses

1 Fragestellung

Paarbeziehungen zählen neben eltern-Kind-beziehungen zu den wichtigsten und stärks-ten privaten sozialen beziehungen. Sie sind nicht nur subjektiv bedeutsam, sondern auch gesellschaftlich relevant. Partnerschaftliche beziehungen sind auf wechselseitige hilfe und unterstützung angelegt und stellen ein beträchtliches Solidarpotenzial dar (z. b. Wag-ner 2002). Außerdem steht Partnerschaft in einem Zusammenhang mit elternschaft. da der Übergang in die elternschaft gewöhnlich innerhalb einer festen Partnerschaft erfolgt, ist Partnerlosigkeit eine der ursachen von Kinderlosigkeit (eckhard 2006).

das Ausmaß und die Formen des partnerschaftlichen Zusammenlebens unterliegen dem sozialen Wandel. In der sozialwissenschaftlichen Forschung wird darüber schon seit längerem intensiv diskutiert (vgl. zum Überblick Peuckert 2002; Wagner und Franzmann 2000). Zweifellos verliert die ehe an bedeutung und es wird später im lebensverlauf und seltener geheiratet. Auch die Stabilität von ehen nimmt ab. gleichzeitig breitet sich die nichteheliche lebensgemeinschaft aus. Inwieweit sich beide entwicklungen kompensie-ren, ist aber umstritten. Während zahlreiche, vor allem ältere Studien von einer Plurali-sierung partnerschaftlicher lebensformen und einer damit verbundenen Singularisierung ausgehen (z. b. bertram und borrmann-Müller 1988; hradil 1995; lüscher 1997; in Ver-bindung mit der These der Individualisierung v. a. beck 1986; beck-gernsheim 1994), stellen einige neuere Studien eher eine Verschiebung vom ehelichen zum nichtehelichen Zusammenleben fest, ohne dass sich im Ausmaß des Zusammenlebens etwas Wesent-liches verändert hat (z. b. hill und Kopp 1997; Klein 1999). Andere wiederum finden Anzeichen einer moderaten Zunahme der Partnerlosigkeit (z. b. brüderl 2004; brüderl und Klein 2003; lengerer und Klein 2007).

gemeinsam ist den bisher vorliegenden Studien, dass sie den Wandel partnerschaft-licher lebensformen mehr oder weniger detailliert beschreiben, ihn aber kaum in seinen sozialen Strukturen untersuchen. Ob sich mit der Verbreitung verschiedener Formen des partnerschaftlichen Zusammenlebens auch die sozialen unterschiede des partnerschaft-lichen Zusammenlebens verändern, ist eine weitgehend offene Frage.

hinlänglich bekannt ist die soziale Selektivität der ehe. Für die Bildung ist sowohl ein effekt der dauer der Bildungsbeteiligung als auch der höhe des Bildungsniveaus nachgewiesen (z. b. brüderl und Klein 1993; diekmann 1990). bildung führt zu einem Aufschub der heirat, wirkt bei Männern aber tendenziell positiv auf die heiratsneigung, während Frauen mit hoher bildung nicht nur später heiraten, sondern auch häufiger ledig

249die soziale Selektivität des partnerschaftlichen Zusammenlebens ...

bleiben. ein erheblicher Teil des Rückgangs der ehe kann insofern auf die bildungsex-pansion zurückgeführt werden: durch längere Verweildauern im bildungssystem wird zunehmend später und durch die höhere Qualifikation von Frauen und ihre dadurch ver-besserten erwerbs- und einkommenschancen auch immer seltener geheiratet.

nun beschränkt sich das partnerschaftliche Zusammenleben aber nicht mehr auf das eheliche Zusammenleben. Vielmehr können Paare auch unverheiratet zusammenleben, was ähnliche Vorteile bietet, aber bestimmte Kosten vermeidet und so auch in lebens-phasen und für Personen attraktiv ist, für die eine ehe dies nicht ist (vgl. hill und Kopp 1999). die Ausbreitung der nichtehelichen lebensgemeinschaft könnte daher zu einer Abschwächung der sozialen Selektivität des partnerschaftlichen Zusammenlebens bei-tragen, wenn es unabhängig von seinem formalen Status betrachtet wird.

Außerdem ist nicht nur die soziale Selektivität der ehe, sondern die des Zusammen-lebens mit einem Partner generell an bestimmte bedingungen geknüpft, die ebenfalls dem Wandel unterworfen sind. eine ausgeprägte, geschlechtstypische soziale Selektivität sollte bestehen, solange die traditionelle Arbeitsteilung in Form einer Spezialisierung auf haus- und erwerbsarbeit dominiert. Verliert diese jedoch an Rentabilität, rücken andere Vorteile des partnerschaftlichen Zusammenlebens in den Vordergrund, die möglicher-weise weniger sozial selektiv und bei Männern und Frauen in ähnlicher Weise wirken.

Vor diesem hintergrund untersucht der vorliegende beitrag den Wandel der sozialen Selektivität des partnerschaftlichen Zusammenlebens, wie er in Westdeutschland seit den 1970er Jahren stattfindet. das partnerschaftliche Zusammenleben wird über den haushalt definiert. unabhängig vom Familienstand wird danach differenziert, ob jemand mit einem Partner zusammen oder ohne Partner im haushalt lebt. Anhand des bildungsniveaus wird geprüft, welche sozialen unterschiede es zwischen beiden gruppen gibt und in welcher Weise sich diese verändern. Auf basis des familienökonomischen Ansatzes wird erwartet, dass sich die bildungsselektivität abschwächt und zwischen den geschlechtern annähert. Vollständig auflösen wird sich die Selektivität aber vermutlich nicht. dagegen sprechen auch ergänzende Überlegungen zu den strukturellen bedingungen der Partnerwahl.

Als datenbasis dienen verschiedene erhebungen des Mikrozensus sowie eine Stich-probe aus der Volkszählung 1970. damit wird der Wandel des partnerschaftlichen Zusam-menlebens in der Abfolge von synthetischen Kohorten untersucht. Für die Analyse der sozialen Selektivität wird ein logistisches Regressionsmodell vorgeschlagen, das die Altersabhängigkeit des partnerschaftlichen Zusammenlebens adäquat berücksichtigt und den Wandel der Selektivität anhand von Interaktionseffekten mit der Kohorte überprüft.

es folgen theoretische Überlegungen zur sozialen Selektivität des partnerschaftlichen Zusammenlebens und ihrer Veränderung (Abschn. 2). nach einer erläuterung der ver-wendeten daten und Methoden (Abschn. 3) werden zunächst deskriptive befunde zur entwicklung des partnerschaftlichen Zusammenlebens in der Kohortenabfolge präsen-tiert (Abschn. 4). damit soll geklärt werden, inwieweit es über den bekannten Rückgang der ehe hinaus zu einem Rückgang des partnerschaftlichen Zusammenlebens kommt. Sodann werden analytische befunde zum Wandel der bildungsselektivität des part-nerschaftlichen Zusammenlebens dargestellt (Abschn. 5) und abschließend diskutiert (Abschn. 6).

250 A. lengerer

2 Theoretische Überlegungen

die soziale Selektivität des partnerschaftlichen Zusammenlebens resultiert aus der Aggregation individueller entscheidungen über das eingehen und Auflösen verbindlicher partnerschaftlicher beziehungen.1 Ihre erklärung muss also an den Prozessen ansetzen, in denen solche beziehungen entstehen und enden. Aus den determinanten dieser Prozesse lassen sich die sozialen bedingungen des partnerschaftlichen Zusammenlebens und deren mögliche Veränderung ableiten.

hierfür werden unterschiedliche theoretische Ansätze herangezogen, die mitein-ander konkurrieren, sich aber eher gegenseitig ergänzen (vgl. hill und Kopp 2001). dies sind handlungstheoretische Ansätze, die durch eine individualistische Perspektive gekennzeichnet sind und die das eingehen und Auflösen verbindlicher partnerschaftli-cher beziehungen als Ausdruck persönlicher Motive und Präferenzen verstehen sowie strukturalistische Ansätze, nach denen die Möglichkeiten der Partnerwahl durch äußere umstände vorgegeben werden.

unter den handlungstheoretischen Ansätzen erweist sich die ökonomische Theorie der Familie als besonders fruchtbar. Zwar liefert sie in ihrem Kern eine erklärung des heiratsverhaltens. Ihre zentralen Argumente beziehen sich jedoch auf den gemeinsamen haushalt und können so auf die verschiedenen Formen des Zusammenlebens mit einem Partner verallgemeinert werden. ein gemeinsamer haushalt wird gegründet oder aufge-löst, wenn dies unter gegebenen bedingungen einen Vorteil verspricht, sodass ein Wandel des Verhaltens auf einen Wandel der bedingungen zurückgeführt werden kann.

2.1 Vom nutzen des partnerschaftlichen Zusammenlebens − der familienökonomische Ansatz

ein wesentlicher Vorteil der ehe besteht nach der auf becker (1976, 1981) zurückge-henden Familienökonomie bekanntlich darin, dass sie die Möglichkeit der Arbeitsteilung bietet. Wenn die ehepartner bei der erwerbsarbeit und im haushalt unterschiedlich pro-duktiv sind, können gewinne aus Spezialisierung erzielt werden. ein Partner ist dann erwerbstätig, während sich der andere vornehmlich um den haushalt kümmert. die geschlechtsspezifische Form der Arbeitsteilung ist dabei nicht zwangsläufig die effizi-enteste, aber so lange dominierend, wie Frauen geringere berufliche Chancen haben als Männer, seltener in höhere Positionen aufsteigen und für dieselbe Arbeit durchschnittlich weniger einkommen erzielen (becker 1991).

Zu den wichtigsten determinanten des heiratsverhaltens zählt daher die bildung. Während der Ausbildung sollte die neigung zum eingehen einer ehe gering sein (Institu-tioneneffekt). eine arbeitsteilige Organisation von haus- und erwerbsarbeit ist in dieser lebensphase meist weder möglich noch profitabel, sodass es kaum Anreize zur heirat gibt (z. b. brüderl und Klein 1993, S. 197). nach dem ende der Ausbildung sollte die heiratsneigung vom niveau des erreichten Abschlusses bestimmt werden (humankapi-taleffekt). unter den bedingungen traditioneller Arbeitsteilung geschieht dies bei Män-nern und Frauen in unterschiedlicher Weise. Frauen mit hoher bildung heiraten seltener

1 Im oberen Altersbereich spielt daneben die Sterblichkeit eine prägende Rolle.


als Frauen mit niedriger bildung, weil ihnen durch den kompletten oder teilweisen Ver-zicht auf eine berufliche Tätigkeit mehr einkommen entgeht. Außerdem sind Frauen mit hoher bildung als Partnerin nicht besonders attraktiv. Zwar spielt das bildungsniveau von Frauen keine maßgebliche Rolle im Prozess der Partnerwahl, wird als Indikator für ihre erwerbsorientierung aber eher negativ bewertet (z. b. blossfeld und Timm 2003, S. 8). bei Männern hingegen sollte die heiratsneigung positiv mit der bildung assoziiert sein. Ihre aus der Arbeitsteilung resultierenden komparativen Vorteile steigen mit dem niveau ihrer Qualifikation an (z. b. brüderl und diekmann 1994, S. 58). Weil der gesamte gewinn der ehe steigt, werden hoch qualifizierte Männer auch von Frauen bevorzugt.

Für Westdeutschland sind diese Vermutungen in zahlreichen empirischen untersu-chungen bestätigt worden (z. b. brüderl und diekmann 1994; brüderl und Klein 1993; diekmann 1990, 1993; Klein und lauterbach 1994; Wirth und Schmidt 2003).2 Zu einer Veränderung des heiratsverhaltens kommt es insofern mit der bildungsexpansion: der Anstieg des heiratsalters ist eine Folge der zeitlichen Ausdehnung der schulischen und beruflichen bildung. Für den zunehmenden Verzicht auf die eheschließung ist die stei-gende bildungs- und erwerbsbeteiligung von Frauen, die zu einer Reduktion der Spezia-lisierungsgewinne führt, verantwortlich. die Anreize zur eheschließung werden dadurch insgesamt geringer.

die ehe ist aber nicht mehr die einzig legitime Form des partnerschaftlichen Zusam-menlebens. Mit der nichtehelichen lebensgemeinschaft hat sich eine weitere Form etab-liert, die aus familienökonomischer Sicht einen ähnlichen nutzen verspricht (vgl. hill und Kopp 1999). In beiden Formen des partnerschaftlichen Zusammenlebens können die Vor-teile des gemeinsamen Wirtschaftens und der Zusammenlegung von Ressourcen genutzt werden. darüber hinaus ermöglicht das gemeinsame Wohnen eine enorme einsparung an Transaktionskosten, die ein Paar zu erbringen hat, wenn eine gewisse Interaktionsdichte erreicht ist. Mit dem unverheirateten Zusammenleben kann daher ein gewinn erwirt-schaftet werden, der „in völliger Analogie zum Konzept des ehegewinns zu verstehen ist“ (hill und Kopp 1999, S. 25). gleichzeitig unterscheidet sich die nichteheliche lebens-gemeinschaft in einem wichtigen Punkt von der ehe: Ihre Auflösung ist einfacher und mit wesentlich geringeren Kosten verbunden. Weder ist ein juristisches Verfahren dazu erforderlich, noch bestehen über das ende der beziehung hinausreichende finanzielle (unterhalts-)Verpflichtungen. Mit der geringeren Verbindlichkeit geht eine schwächere Absicherung spezifischer Investitionen einher. Als solche werden insbesondere Kinder gesehen. Solange diese nur schwer mit dem beruf zu vereinbaren sind, bleiben nichtehe-liche lebensgemeinschaften häufiger kinderlos und nur selten werden größere materielle Anschaffungen gemeinsam getätigt. Vielmehr ist die entscheidung über solche Investi-tionen eng an die ehe gekoppelt. Auch die geschlechtsspezifische Arbeitsteilung setzt sich erst mit dem Vorhandensein von Kindern und damit innerhalb der ehe voll durch.

2 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 huinink 1989; blossfeld und Jeanichen 1990). bei Männern fällt der positive einfluss nur gering aus (Wirth und Schmidt 2003).

252 A. lengerer

die Anreize zum Zusammenzug mit einem Partner sind insofern auch dann gegeben, wenn die Anreize zur heirat dies nicht sind, wie es während der Ausbildung der Fall ist und bei Frauen mit höherer Qualifikation. dass Frauen mit hohen erwerbs- und ein-kommenschancen seltener heiraten, ist plausibel erklärbar. Warum sie aber seltener ver-bindliche Partnerschaften eingehen sollten, in denen zunächst keine Kinder da sind und sie weiterhin erwerbstätig sein können, ist nicht unmittelbar einsichtig. unterstützt wird diese Annahme von empirischen befunden, nach denen nichteheliche lebensgemein-schaften überdurchschnittlich häufig von höher gebildeten Frauen eingegangen werden (z. b. Vaskovics und Rupp 1995).

daneben haben sich die grundlagen der haushaltsproduktion verändert. Weil Frauen höher gebildet sind und bessere berufliche Chancen haben, sind mit dem Verzicht auf erwerbsarbeit höhere Opportunitätskosten verbunden. dadurch lohnt sich die Spezia-lisierung auf erwerbs- und hausarbeit insgesamt weniger als früher (z. b. blossfeld 1995). Abnehmende einkommensdifferenzen zwischen Männern und Frauen verstärken diesen Prozess weiter. hinzu kommt, dass sich im Zuge der wirtschaftlichen entwick-lung die Substitutionsmöglichkeiten von haushaltlicher Produktion durch marktförmige Arbeit deutlich verbessert haben (Ott 1998, S. 70 f.). eine Vielzahl von ursprünglich im haushalt hergestellten gütern kann zwischenzeitlich kostengünstig durch entsprechende Marktgüter und dienstleistungen ersetzt werden. ebenso hat der vermehrte einsatz von technischen geräten zu einer erheblichen Vereinfachung der hausarbeit beigetragen. Zusammengenommen lässt dies „die Rendite auf haushaltsspezifisches humankapital sinken“ (Ott 1998, S. 87) und es wird effizienter, die zur Verfügung stehende Zeit auf dem Arbeitsmarkt gegen einkommen zu tauschen, da dadurch ein wesentlich höherer gesamt-ertrag erzielt werden kann. Allenfalls während der relativ kurzen Phase der betreuung eines Kleinkindes erscheint die Spezialisierung eines Partners auf die hausarbeit rentabel.

Zusammengenommen führen diese Prozesse dazu, dass der gemeinsame haushalt als Produktionsgemeinschaft, in der sich die Partner auf verschiedene Aufgabenbereiche konzentrieren, an bedeutung verliert. Im gegenzug werden die Vorteile des gemeinsa-men Wirtschaftens und des gemeinsamen Konsums von gütern wichtiger. dazu ist es vorteilhaft, wenn beide Partner einer erwerbstätigkeit nachgehen und zum einkommen des haushalts beitragen. Mit einem doppelten einkommen lässt sich nicht nur ein höheres Wohlstandsniveau realisieren, das die gestiegenen Ansprüche an den familialen lebens-standard befriedigt (huinink 2000, S. 215). Wenn immer mehr Paare darüber verfügen, ist ein doppeltes einkommen zur Wahrung des relativen lebensstandards auch zunehmend notwendig.

Was bedeutet dies nun für die soziale Selektivität des partnerschaftlichen Zusam-menlebens? der Institutioneneffekt der bildung sollte sich in der Abfolge der Kohorten reduzieren. Je weniger das Zusammenleben mit einem Partner an ehe und elternschaft gebunden ist, desto einfacher lässt es sich in unsicheren Phasen des lebens realisieren (hill und Kopp 2000, S. 976; Klein 1999, S. 474). Weil aber nicht nur die heirat, sondern auch die gründung eines gemeinsamen haushalts an gewisse materielle Voraussetzungen und ein Mindestmaß an Planbarkeit gebunden ist, wird das Verweilen in den Institutionen des bildungssystems die Wahrscheinlichkeit des partnerlosen lebens auch in den jünge-ren Kohorten erhöhen.


Für den humankapitaleffekt der bildung wird ebenfalls eine Abschwächung sowie eine Annäherung zwischen den geschlechtern erwartet. In den jüngeren Kohorten sollte die neigung zum eingehen und Aufrechterhalten verbindlicher partnerschaftlicher bezie-hungen also weniger von der bildung abhängen als dies in den älteren Kohorten der Fall ist. Für hoch gebildete Frauen verringern sich die Opportunitätskosten, wenn das Zusam-menleben mit einem Partner nicht mehr unmittelbar an ehe und Familie gebunden ist und sie weiterhin erwerbstätig sein können. Sobald der Übergang in die elternschaft erfolgt, werden die Aufgaben zwar noch immer traditionell verteilt, sodass sich die effekte der bildung nicht auflösen werden. Weil sich die Spezialisierung aber auch dann nur noch für einen begrenzten Zeitraum lohnt, sollten die effekte geringer ausfallen als früher. dazu tragen auch entsprechend veränderte Präferenzen von Männern bei. Zwar deuten die beobachteten Muster der Partnerwahl darauf hin, dass Männer noch immer eher als Frauen bereit sind, „nach unten“ zu wählen (blossfeld 2009, S. 522 f.). Wenn es üblich wird, dass beide Partner einer bezahlten Arbeit nachgehen, sind Frauen mit geringem erwerbs- und einkommenspotenzial allerdings nicht mehr besonders attraktiv (huinink 2000, S. 218, 2006, S. 221; Sweeney und Cancian 2004). dann sollten Frauen und Männer einen Partner bevorzugen, der über ein hinreichendes niveau der Qualifikation verfügt.

Zu einer Verringerung des niveaueffekts der bildung bei Männern sollte es kommen, weil hoch gebildete Männer zwar weiterhin attraktiv sind, ihre Anreize zum partnerschaft-lichen Zusammenleben aber relativ betrachtet abnehmen. Männer mit hohen erwerbs- und einkommenschancen profitieren weniger vom Zusammenleben mit einer Partnerin, wenn auch sie einer erwerbstätigkeit nachgeht und Teile der haushaltlichen Produktion ausgelagert werden (z. b. brüderl und diekmann 1994, S. 59). Außerdem lässt sich argu-mentieren, dass Männer ebenso wie Frauen mit hohem einkommen auch im eigenen haushalt ein relativ hohes Wohlstandsniveau realisieren können und insofern die gerings-ten materiellen Anreize zum Zusammenzug mit einem Partner haben (Ott 2001, S. 135) und eine bestehende Partnerschaft im Konfliktfall am ehesten beenden werden.

2.2 Vom Suchen und Finden eines Partners − die gelegenheiten der Partnerwahl

das Zusammenleben mit einem Partner resultiert nicht nur aus der entscheidung eines einzelnen, sondern hängt immer auch von der Verfügbarkeit potenzieller Partner ab. Wie die Arbeiten von blau (1977a, b; blau et al. 1982) zeigen, sind in den sozialen Struktu-ren einer gesellschaft bestimmte Muster partnerschaftlicher beziehungen angelegt. Zwar determinieren diese Strukturen nicht, wer mit wem eine Partnerschaft eingeht und wer partnerlos bleibt, sie geben aber den Spielraum für individuelles handeln vor. die Anzahl potenzieller Partner und deren eigenschaften bestimmen über die rein rechnerischen Möglichkeiten der Partnerwahl und können im Zusammenspiel mit den Präferenzen die ursache dafür sein, dass manche Personen keinen Partner finden (vgl. Stauder 2008).

die jeweils geltenden Regeln der Partnerwahl fügen sich auf unterschiedliche Weise in die sozialen Strukturen (Klein 2000, S. 231 f.). eine geschlechtstypisch ausgeprägte bevorzugung von Partnern mit ungleichen eigenschaften ist an die unterschiedliche Verteilung dieser eigenschaften bei Männern und Frauen gebunden. Was die bildungs-bezogene Partnerwahl betrifft, passen somit die Präferenzen der älteren generationen zu den dort vorherrschenden gelegenheiten. die ungleiche Verteilung dieser Merkmale

254 A. lengerer

bei Männern und Frauen ermöglicht es, dass die überwiegende Mehrheit einen Partner findet. nur für gering qualifizierte Männer ist dies schwierig. Wenn hoch qualifizierte Frauen kaum geneigt sind eine Partnerschaft einzugehen, und alle anderen Frauen ein hohes erwerbs- und einkommenspotenzial bei Männern bevorzugen, bleiben Männer mit niedrigem bildungsniveau am ehesten übrig.

die veränderten Präferenzen der jüngeren Kohorten lassen sich im Prinzip ebenfalls realisieren. Wenn sowohl Männer als auch Frauen einen Partner mit guten erwerbs- und einkommenschancen bevorzugen und sich die Verteilung des bildungsniveaus bei Män-nern und Frauen allmählich angleicht, können, durch die Konkurrenz auf dem Partner-markt, ähnliche Partner zusammenfinden. Wenn aber Männer noch immer häufiger als Frauen einen Partner wählen, dessen bildungsniveau niedriger als das eigene ist, stehen einige der hoch qualifizierten Männer den hoch qualifizierten Frauen nicht mehr zur Ver-fügung. unter der Annahme, dass sie keinen statusniedrigeren Partner akzeptieren, sind diese Frauen einem Mangel ausgesetzt (blossfeld 2009, S. 523). Obwohl ihre relative neigung zum eingehen einer Partnerschaft gestiegen sein sollte, leben die hoch qualifi-zierten Frauen der jüngeren Kohorten demnach dennoch nicht entsprechend häufiger mit einem Partner zusammen.

den wohl größten einfluss auf die Chance, überhaupt einen Partner des jeweils ande-ren geschlechts zu finden, hat das zahlenmäßige Verhältnis von Männern zu Frauen. ein bestimmtes Ausmaß an Partnerlosigkeit wird durch ein, gemeinhin als „marriage squeeze“ bezeichnetes, quantitatives ungleichgewicht der geschlechter strukturell erzwungen, selbst wenn jeder jeden als Partner akzeptieren würde (vgl. guttentag und Secord 1983).3 darüber hinaus ist anzunehmen, dass im Prozess der Partnerwahl keine zufällige Aus-wahl des sich in der Überzahl befindlichen geschlechts übrig bleibt. Vielmehr haben die Präferenzen des knapperen geschlechts bessere Realisierungschancen, wodurch sich die Aussichten auf eine Partnerschaft für diejenigen am stärksten reduzieren, die ohnehin nicht besonders attraktiv sind (Klein 2000, S. 233; South und lloyd 1992, S. 441).

In Westdeutschland ist das numerische Verhältnis von Männern zu Frauen in den vom Krieg betroffenen Kohorten sehr unausgewogen. durch den Mangel an Männern sind viele der bis etwa 1925 geborenen Frauen zeitlebens partnerlos geblieben oder haben nach einer Trennung oder Verwitwung keinen neuen Partner mehr gefunden. hierbei sollte es sich um eine besonders bildungsselektive Auswahl handeln.4 umgekehrt dürfte es selbst

3 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 natio-nale und ethnische grenzen hinweg kann zu einer entlastung von „marriage squeeze“ beitra-gen. 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 Secord 1983, S. 179). Für die ledigenquote ist ein posi-tiver effekt von „marriage squeeze“ empirisch vielfach belegt (z. b. South und lloyd 1992).

4 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 lebens-form.


für statusniedrige Männer dieser Kohorten relativ einfach gewesen sein, eine Frau zu finden. In den nachfolgenden Kohorten verschlechtern sich die Chancen für gering quali-fizierte Männer wieder, da Frauen nicht mehr in der Überzahl, sondern allmählich sogar in der unterzahl sind. der geburtenrückgang seit Mitte der 1960er Jahre führt dazu, dass, bei durchschnittlich zwei bis drei Jahren, die Männer in einer Partnerschaft älter sind als Frauen, den Jahrgängen von Männern zahlenmäßig geringer besetzte Jahrgänge von Frauen gegenüberstehen (z. b. Martin 2001, S. 290 ff.).

Zusammengefasst wird für das partnerschaftliche Zusammenleben in Westdeutschland erwartet, dass es sozial selektiv bleibt. In den älteren Kohorten werden die individuellen neigungen von den strukturellen bedingungen der Partnerwahl gestützt. Vom bildungs-niveau sollte daher bei Männern ein positiver und bei Frauen ein negativer effekt auf die Wahrscheinlichkeit des Zusammenlebens ausgehen. lediglich in den vom Krieg betroffe-nen Kohorten mildert die numerische unausgewogenheit des Partnermarkts diesen effekt bei Männern etwas ab und verstärkt ihn bei Frauen.

In den jüngeren Kohorten greifen persönliche Interessen und gelegenheiten auf kom-plexere Weise ineinander. Obwohl sich die Interessen am partnerschaftlichen Zusammen-leben aus familienökonomischer Sicht zwischen den verschiedenen bildungsgruppen annähern, lösen sich die unterschiede im Ausmaß des Zusammenlebens vermutlich nicht auf. nach wie vor sind gering qualifizierte Männer nicht besonders attraktiv und haben es schwer, eine Partnerin zu finden, während es für hoch qualifizierte Frauen schwer ist, einen Partner mit den gewünschten eigenschaften zu finden.

3 Daten und Methoden

die empirischen Auswertungen basieren auf den daten des Mikrozensus. dabei handelt es sich um eine amtliche Repräsentativerhebung, die im früheren bundesgebiet seit 1957 und in den neuen bundesländern seit 1991 jährlich mit einem Auswahlsatz von 1 % der gesamten bevölkerung durchgeführt wird (z. b. emmerling und Riede 1997).

Mit dem Mikrozensus lässt sich der Wandel partnerschaftlicher lebensformen in Westdeutschland langfristig untersuchen. er deckt eine breite Zeitspanne ab und wird regelmäßig mit einem relativ konstanten Frageprogramm erhoben. In die nachfolgenden Analysen fließen 19 „Scientific use Files“ des Mikrozensus zwischen 1976 und 2006 sowie eine Stichprobe aus der Volkszählung 1970 ein.5 Für die deskription werden zusätz-lich geSIS-Files des Mikrozensus aus den 1960er Jahren verwendet.6 die einzelnen

5 die Scientific use Files des Mikrozensus stellen 70 %-unterstichproben der jeweiligen Origi-naldaten 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.

6 die geSIS-Files des Mikrozensus umfassen die vollen 1 %-Stichproben, nicht jedoch den kom-pletten Merkmalsumfang. Sie liegen für die Jahre 1962 bis 1969 vor.

256 A. lengerer

datensätze werden in vergleichbare Form gebracht und kumuliert.7 nach einschränkung auf die in Westdeutschland lebende bevölkerung in Privathaushalten, am hauptwohnsitz, mit deutscher Staatsangehörigkeit und im Alter von 16 Jahren und darüber umfasst der gesamtdatensatz von 1962 bis 2006 rund 9,8 Mio. Fälle.

Obwohl es sich beim Mikrozensus dem Prinzip nach um eine Querschnitterhebung handelt, sind die Stichproben der einzelnen Jahre nicht unabhängig voneinander. Viel-mehr verbleiben die ausgewählten haushalte für vier aufeinander folgende Jahre in der erhebung und jährlich wird ein Viertel der haushalte durch neue ersetzt. Weil Personen dadurch mehrmals im kumulierten datensatz enthalten sein können, wird in den Ana-lysen eine designgewichtung vorgenommen (vgl. Schroedter und Kalter 2008). dabei wird jedem haushalt und jeder Person in diesem haushalt ein gewicht zugewiesen, das dem Inversen des erwartungswerts, wie oft dieser haushalt insgesamt gezählt wird, entspricht.8Mit der betrachtung des partnerschaftlichen Zusammenlebens im haushalt ist sicher-

gestellt, dass es sich um verbindliche Formen der Partnerschaft handelt. Außerdem hat das Zusammenleben in einem haushalt weit reichende sozio-ökonomische Konsequen-zen, etwa für die umverteilung von einkommen oder den bedarf an sozialstaatlichen Transferleistungen (lengerer und Klein 2007, S. 435). das leben mit einem Partner im haushalt umfasst sowohl verheiratetes als auch unverheiratetes Zusammenleben. das leben ohne Partner im haushalt kann allein oder mit anderen Personen erfolgen, zu denen keine partnerschaftliche beziehung besteht.9 Ob es einen Partner außerhalb des haushalts gibt, wird nicht berücksichtigt.

Weil das unverheiratete Zusammenleben im Mikrozensus erst seit 1996 mit einer direkten Frage erfasst wird, deren beantwortung freiwillig ist, erweist sich die umsetzung dieser scheinbar einfachen Klassifikation als schwierig. Für die Jahre davor und im Fall von „Item-nonresponse“ muss das Vorliegen einer nichtehelichen lebensgemeinschaft geschätzt werden. darin fließen Angaben über die Zusammensetzung des haushalts, die

7 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 öko-nomischer Wandel in (West-) deutschland“ geleistet (vgl. lengerer et al. 2010).

8 bei der berechnung des gewichtungsfaktors wird berücksichtigt, dass haushalte über ver-schiedene 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 dop-pelt (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 daten-satz 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 erwartungs-wert, wie oft ein haushalt des Jahres 1995 insgesamt gezählt wird, beträgt somit 1/4 · 4 +

1/4 · 2 + 1/4 · 3 +

1/4 · 3 = 3, das gewicht für 1995 entsprechend 1/3.

9 die ohne Partner lebenden werden nicht mit den allein in einem haushalt lebenden Personen gleichgesetzt. bei einer haushaltskontextuellen Abgrenzung der partnerschaftlichen lebens-form 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 Part-nerschaft schließen.


beziehungen der haushaltsmitglieder untereinander sowie über das geschlecht, das Alter und den Altersabstand möglicher Partner ein.10 das hohe Maß an Übereinstimmung mit den erfragten Angaben in den Jahren ab 1996 zeigt, dass die geschätzten Angaben valide sind (vgl. lengerer 2007).

die soziale Selektivität der partnerschaftlichen lebensform wird anhand der bildung untersucht. Als Indikator für erwerbs- und einkommenschancen steht das bildungs-niveau im Zentrum der theoretischen Überlegungen. es eignet sich auch deshalb am besten, weil es in der Regel unverändert bleibt, wenn das bildungssystem einmal ver-lassen wurde. gemessen wird das bildungsniveau am beruflichen Abschluss, der für die erwerbschancen wichtiger ist als der schulische Abschluss. lediglich die heterogene gruppe derer mit Ausbildungsabschluss wird zusätzlich nach dem schulischen Abschluss differenziert.11 Folgende Kategorien werden unterschieden: Ohne beruflichen Abschluss, hauptschul- und Ausbildungsabschluss12, Mittlere Reife und Ausbildungsabschluss, (Fach-) hochschulreife und Ausbildungsabschluss, Techniker oder Meister, Fachhoch-schulabschluss, hochschulabschluss. eine weitere Kategorie umfasst Personen, die sich noch in schulischer, beruflicher oder tertiärer Ausbildung befinden. liegen keine Anga-ben zum beruflichen bildungsabschluss vor, werden die betreffenden Personen aus den Analysen ausgeschlossen.13

Zur Analyse der bildungsselektivität des partnerschaftlichen Zusammenlebens werden logistische Regressionsmodelle geschätzt. die abhängige Variable bekommt für mit Part-ner im haushalt lebende Personen den Wert 1 und für ohne Partner im haushalt lebende Personen den Wert 0 zugewiesen, sodass die relative Wahrscheinlichkeit des Zusammen-lebens mit einem Partner im haushalt vorhergesagt wird.

Wie die deskriptiven befunde zeigen, besteht zwischen Alter und partnerschaftlichem Zusammenleben ein nichtlinearer Zusammenhang (vgl. Abschn. 4). Im jüngeren Alter ist die Wahrscheinlichkeit des Zusammenlebens sehr gering, steigt dann schnell und stark an, erreicht im mittleren erwachsenenalter ein Maximum und sinkt im höheren Alter all-mählich wieder ab. Zur Modellierung dieses Zusammenhangs wird der logit in Abhän-gigkeit vom Alter ( t) und vom logarithmierten Alter (ln( t)) berechnet:

10 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.

11 In den Mikrozensen vor 1996 werden der Abschluss einer lehr- und Anlernausbildung in einer Kategorie gemeinsam erfasst. der Abschluss einer Anlernausbildung zählt daher bis ein-schließlich 1995 als Abschluss einer beruflichen Ausbildung. Ab 1996 wird der Abschluss einer Anlernausbildung nicht mehr als beruflicher Ausbildungsabschluss gewertet. die zeitliche Ver-gleichbarkeit ist dadurch nicht vollständig gewährleistet. eine durchgehende Zusammenfassung beider Kategorien ist jedoch ebenfalls problematisch, da die Anlernausbildung nur in den älte-ren Kohorten noch den Status einer beruflichen Ausbildung hat. Zu anderen ergebnissen führt dies in den vorliegenden Analysen aber nicht.

12 dazu werden auch Personen ohne Angabe zum Schulabschluss sowie die ab 1991 separat aus-gewiesenen Personen ohne Schulabschluss gezählt.

13 Außerdem wird für das Jahr 1976 das bundesland hamburg aus den Analysen ausgeschlossen, da die Angaben zur bildung fehlerhaft codiert sind.

258 A. lengerer

eine solche Spezifikation kann als erweiterung des aus der ereignisanalyse bekannten Sichelmodells verstanden werden (Klein 2003, S. 512). Während sie sich dort bereits in verschiedenen Anwendungen bewährt hat, ist ihre umsetzung in der logistischen Regres-sion neu und es zeigt sich, dass die Altersabhängigkeit des partnerschaftlichen Zusam-menlebens über die Verknüpfung von t und ln(t) präzise beschrieben wird.14

4 Wandel der Verbreitung des partnerschaftlichen Zusammenlebens

In einem ersten Schritt wird der Wandel im Ausmaß des partnerschaftlichen Zusam-menlebens beschrieben. dazu wird eine kohortenbezogene Perspektive eingenommen. Aus dem Vergleich der lebensverläufe verschiedener Kohorten geht hervor, ob es zu einem Rückgang des partnerschaftlichen Zusammenlebens kommt und ob sich dieser auf bestimmte Altersbereiche beschränkt oder über die gesamte Altersspanne hinweg zu beobachten ist.

Auf basis des kumulierten Mikrozensus werden die lebensverläufe von Kohorten auf der Aggregatebene miteinander verglichen. die Mitglieder der einzelnen Kohorten werden also kollektiv über die Zeit und damit über das Alter hinweg beobachtet. da unterschiedliche Ausschnitte aus den lebensverläufen der Kohorten erfasst sind, ist ein direkter Vergleich zwischen den Kohorten nicht immer möglich. Außerdem liegen nicht für alle Altersjahre Angaben vor.15In Abb. 1 sind die nach Alter und Kohorte differenzierten Anteile der mit einem Partner

im haushalt lebenden wiedergegeben. betrachtet man zunächst die entwicklung über das Alter, ohne die unterschiede zwischen den Kohorten zu berücksichtigen, so zeigt sich für Männer und Frauen ein umgekehrt u-förmiges Muster: Zu beginn des erwachsenen-alters leben fast alle partnerlos. dann setzt der Prozess der Partnerwahl ein und innerhalb kurzer Zeit nimmt der Anteil derer, die mit einem Partner zusammenleben, stark zu und bis zum ende des dritten lebensjahrzehnts ist die überwiegende Mehrheit der bevölke-rung Westdeutschlands in einer festen Partnerschaft gebunden und im Verlauf des vierten lebensjahrzehnts erreicht das Ausmaß des Zusammenlebens einen höhepunkt. Weil sich Paare trennen und weil Partner sterben, geht das Ausmaß des Zusammenlebens im höhe-ren Alter dann allmählich wieder zurück.

Im lebensverlauf von Frauen breitet sich das partnerschaftliche Zusammenleben frü-her aus als bei Männern und nimmt im höheren Alter viel stärker ab. dies hat verschie-

14 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.

15 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.

L = ß0 + ß1t + ß2 ln (t) + · · · + ßkxk


dene ursachen: Zum einen ist die geschlechtstypische entwicklung zeitlich versetzt um die zwei bis drei Jahre des durchschnittlichen Altersabstands zwischen den Partnern. Im oberen Altersbereich kommt hinzu, dass Frauen eine höhere lebenserwartung haben als Männer. Außerdem herrscht in den betreffenden Kohorten ein vom Zweiten Weltkrieg verursachter Frauenüberschuss.

Im Vergleich zwischen den Kohorten lässt sich der Wandel in der Verbreitung des partnerschaftlichen Zusammenlebens differenziert beschreiben. Zu den wesentlichen

Abb. 1: Verbreitung des partnerschaftlichen Zusam-menlebens in Westdeutsch-land, nach geschlecht, Alter und Kohorte (in %). (datenquelle: Mikrozensus geSIS-Files 1962–1969; Volkszählung 1970, 1 %-Stichprobe; Mikro-zensus Scientific use Files 1973, 1976, 1978, 1980, 1982, 1989, 1991, 1993, 1995–2006; bevölkerung in Privathaushalten, am haupt-wohnsitz, mit deutscher Staatsangehörigkeit)

Männer

0

20

40

60

80

100

16 20 24 28 32 36 40 44 48 52 56 60 64 68 72 76 80 84 88Alter

Frauen

0

20

40

60

80

100

16 20 24 28 32 36 40 44 48 52 56 60 64 68 72 76 80 84 88Alter

Kohorten 1979-1981 Kohorten 1969-1971 Kohorten 1959-1961



Kohorten 1889-1891

260 A. lengerer

Veränderungen zählt die Abnahme des partnerschaftlichen Zusammenlebens im unteren Altersbereich. In den jüngeren Kohorten steigt der Anteil der mit einem Partner im haus-halt lebenden Männer und Frauen weniger schnell und steil an als in den älteren Kohor-ten, was darauf hindeutet, dass verbindliche partnerschaftliche beziehungen zunehmend später im lebensverlauf eingegangen werden.16 Auch das bis zum mittleren erwachse-nenalter erreichte niveau des Zusammenlebens mit einem Partner geht in der Abfolge der Kohorten kontinuierlich zurück. Im Alter von 35 Jahren leben 90 % der um 1930 gebore-nen Männer in einer verbindlichen Partnerschaft, während es unter den um 1960 gebore-nen Männern kaum mehr als 70 % sind. bei den Frauen fällt der Rückgang etwas geringer aus. Im höheren Alter findet jedoch eine gegenläufige entwicklung statt. hier nimmt der Anteil der mit einem Partner Zusammenlebenden in der Abfolge der Kohorten vor allem bei den Frauen kontinuierlich zu. dafür sind strukturelle Veränderungen die ursache: Weil viele Männer den Zweiten Weltkrieg nicht überlebt haben, ist das numerische Ver-hältnis der geschlechter in den ältesten hier beobachteten Kohorten sehr unausgewogen. dadurch sind zahlreiche Frauen dieser Kohorten zeitlebens partnerlos geblieben oder haben keinen Partner mehr gefunden, nachdem eine bestehende Partnerschaft endete. In den nachfolgenden Kohorten gleicht sich das geschlechterverhältnis allmählich wieder an.

Wesentlich größer sind die unterschiede zwischen den Kohorten beim ehelichen Zusammenleben (ohne Abb.). In den jüngeren Kohorten wird deutlich später und selte-ner geheiratet als in den älteren Kohorten. dafür leben die jüngeren Kohorten über den gesamten lebensverlauf hinweg immer öfter unverheiratet mit einem Partner zusammen. beim Wandel der lebensformen handelt es sich also mehr um einen Wandel in den For-men denn im Ausmaß des Zusammenlebens, was frühere befunde auf basis sozialwis-senschaftlicher umfragedaten bestätigt (vgl. Klein et al. 2002).

Als erstes Fazit kann festgehalten werden, dass sich aus dem Vergleich der lebens-verläufe verschiedener westdeutscher geburtskohorten kein genereller Trend zur Abkehr von verbindlichen Formen des partnerschaftlichen Zusammenlebens ableiten lässt. Zwar zeigen sich zwischen den Kohorten bemerkenswerte unterschiede in den altersbezo-genen Anteilen der mit einem Partner im haushalt lebenden, die darauf verweisen, dass feste partnerschaftliche bindungen immer später im lebensverlauf und bis zum mittleren erwachsenenalter auch seltener eingegangen und/oder häufiger wieder gelöst werden. Im höheren Alter wird das Zusammenleben mit einem Partner in der Abfolge der Kohorten jedoch immer wahrscheinlicher. dies hat vornehmlich demographische ursachen und ist insofern wenig überraschend, aber gleichwohl ein Aspekt, der in der bisherigen diskussion um den Wandel partnerschaftlicher lebensformen vernachlässigt wurde.

16 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 statt-gefunden hat.


5 Wandel der Bildungsselektivität des partnerschaftlichen Zusammenlebens

Im Folgenden rückt nun die soziale Selektivität des partnerschaftlichen Zusammenlebens in den Vordergrund der betrachtung. Anhand logistischer Regressionsmodelle wird über-prüft, welche effekte von der bildung auf die Wahrscheinlichkeit des lebens mit gegen-über dem leben ohne Partner im haushalt ausgehen und in welcher Weise sich dies über die Kohorten hinweg verändert.

In Tab. 1 wird zunächst ein Regressionsmodell spezifiziert, das die Alters- und Kohor-tenabhängigkeit des partnerschaftlichen Zusammenlebens möglichst genau wieder-gibt. es wird für Männer und Frauen getrennt berechnet, da unterschiedliche effekte zu erwarten sind. Zur Quantifizierung der effekte sind ß-Koeffizienten ausgewiesen. diese geben an, um wie viele einheiten sich die logarithmierte Chance des partnerschaftlichen Zusammenlebens verändert, wenn sich die betreffende unabhängige Variable um eine einheit verändert. Weil dies schwer zu interpretieren ist, wird hier nur auf die Vorzeichen der ß-Koeffizienten bezug genommen, die über die Richtung eines effekts informieren.17

17 die Interpretation der Koeffizienten wird zusätzlich dadurch erschwert, dass sie nicht unabhän-gig von allen anderen (beobachteten und nicht beobachteten) erklärenden Variablen sind, selbst wenn keine Korrelation zwischen ihnen besteht (Mood 2010). ein Vergleich der Koeffizienten über Modelle und gruppen hinweg ist daher nicht möglich und wird hier auch nicht vorgenom-men. Allenfalls die Richtung der effekte bei Männern und Frauen wird miteinander verglichen. Auf die berechnung von durchschnittlichen marginalen effekten, die weniger von unbeobach-teter 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 Wolf 2010, S. 848).

Tab. 1: effekte des Alters und der Kohorte auf das partnerschaftliche Zusammenleben in West-deutschland (logistische Regression, ß-Koeffizienten).AV: mit (1) vs. ohne Männer FrauenPartner lebend (0) Modell 1a Modell 1b Modell 1a Modell 1bAlter − 0,130*** − 0,090*** − 0,137*** − 0,092***

ln (Alter) 3,499*** 2,743*** 2,722*** 1,855***

Kohorte − 0,023*** − 0,049*** 0,001*** − 0,037***

Alter * Kohorte 0,001*** 0,001***

Konstante − 6,147*** − 4,673*** − 3,811*** − 2,118***

nagelkerke R2 0,366 0,377 0,255 0,277AIC 1 603 178 1 585 816 2 336 981 2 295 065n gewichtet 1 791 089 1 791 089 2 087 843 2 087 843n ungewichtet 4 390 334 4 390 334 5 092 633 5 092 633Quelle: Mikrozensus geSIS-Files 1962–1969; Volkszählung 1970, 1%-Stichprobe; Mikrozensus Scientific use Files 1973, 1976, 1978, 1980, 1982, 1989, 1991, 1993, 1995–2006; bevölkerung in Privathaushalten, am hauptwohnsitz, mit deutscher Saatsangehörigkeit, im Alter zwischen 18 und 92 Jahren; designgewichtet.Alter (in Jahren) auf 17 zentriert, Kohorte (in Jahren) auf 1940 zentriert.*p < 0,05; **p < 0,01; ***p < 0,001.

262 A. lengerer

um das genaue Ausmaß der Veränderungen abzuschätzen, werden die logarithmierten Chancen in Wahrscheinlichkeiten umgerechnet und graphisch dargestellt.

In Modell 1a wird neben dem Alter das logarithmierte Alter als unabhängige Variable aufgenommen, um den nicht-monotonen Zusammenhang zwischen dem Alter und der partnerschaftlichen lebensform zu beschreiben (vgl. Abschn. 3). die im unteren Alters-bereich zunächst steil ansteigende Wahrscheinlichkeit des partnerschaftlichen Zusam-menlebens wird durch den effekt des logarithmierten Alters, die im weiteren Verlauf allmählich wieder abfallende Wahrscheinlichkeit des partnerschaftlichen Zusammenle-bens durch den effekt des Alters abgebildet. die Kohorte wird als metrische Variable in die Analyse eingebracht, sodass sich die Koeffizienten auf die Veränderung pro Geburts-jahr beziehen. bei Männern nimmt die Wahrscheinlichkeit des partnerschaftlichen Zusammenlebens mit jedem geburtsjahr geringfügig ab. bei Frauen ist hingegen so gut wie keine Veränderung festzustellen.

nun haben die deskriptiven befunde gezeigt, dass sich die Anteile der in einer ver-bindlichen Partnerschaft lebenden Männer und Frauen in Abhängigkeit vom Alter unter-schiedlich über die Kohorten hinweg entwickeln. die jüngeren Kohorten leben im unteren und mittleren erwachsenenalter zunehmend seltener mit einem Partner zusammen im höheren Alter hingegen nimmt die Verbreitung des partnerschaftlichen Zusammenlebens in der Kohortenabfolge zu. dies wird in Form eines Interaktionseffekts zwischen Alter und Kohorte modelliert. Wie aus Modell 1b ersichtlich, ist dieser effekt zwar gering, erbringt aber eine sehr gute Anpassung an das empirisch beobachtbare Muster. gemes-sen an nagelkerkes Pseudo-R2 nimmt die erklärungskraft des Modells bei Männern und Frauen zu, wenn der mit dem Alter variierende Kohorteneffekt zusätzlich berücksichtigt wird. Auch nach dem AIC-Kriterium verbessert sich das Modell. Vergleicht man außer-dem die auf basis von Modell 1b geschätzten Wahrscheinlichkeiten mit den tatsächlich gemessenen Anteilen der mit einem Partner zusammenlebenden Männer und Frauen nach Alter und Kohorte, so zeigt sich ein hoher grad an Übereinstimmung. die in Abb. 2 dar-gestellten Verläufe bilden die deskriptiv gefundenen hervorragend ab. Modell 1b bildet daher die grundlage für die nachfolgenden Analysen.

die effekte der bildung auf das partnerschaftliche Zusammenleben von Männern und Frauen gehen aus Tab. 2 und Tab. 3 hervor. da die Mikrozensen der 1960er Jahre keine Angaben zur bildung enthalten, werden sie auf der grundlage von daten der Jahre 1970 bis 2006 bestimmt. Als Kontrollvariable dient die größe des Wohnorts.

In Modell 1 wird erneut geschätzt, welchen Verlauf die Wahrscheinlichkeit des part-nerschaftlichen Zusammenlebens über das Alter und die Kohorte hinweg nimmt. die ergebnisse stimmen mit den zuvor berichteten überein. der bildungsabschluss wird in Modell 2 aufgenommen. Als Referenzkategorie dienen Personen, die über einen haupt-schulabschluss und eine abgeschlossene berufsausbildung verfügen, da es sich um eine stark besetzte gruppe handelt, in der sich über die Kohorten hinweg wenig verändert.

Wie sich zeigt, hat die bildung bei Männern und Frauen einen signifikanten effekt auf die Wahrscheinlichkeit des Zusammenlebens mit einem Partner. die Richtung des effekts unterscheidet sich erwartungsgemäß zwischen den geschlechtern. bei Männern deutet sich ein positiver Zusammenhang an (Tab. 2). Abgesehen von den Männern, die sich noch in Ausbildung befinden, ist die Wahrscheinlichkeit des Zusammenlebens unter denjenigen am geringsten, die über keinen beruflichen Abschluss verfügen. gemessen an der höhe


der ß-Koeffizienten unterscheiden sie sich am stärksten von den hauptschulabsolven-ten mit Ausbildung. Alle übrigen bildungsgruppen weisen eher geringe unterschiede zu den hauptschulabsolventen mit Ausbildung auf. Am höchsten ist die Wahrscheinlichkeit des partnerschaftlichen Zusammenlebens unter Technikern und Meistern. Auch Absol-venten der Fachhochschule leben mit signifikant höherer Wahrscheinlichkeit in einer Partnerschaft als hauptschüler mit abgeschlossener beruflicher Ausbildung. entgegen den erwartungen etwas geringer ist die Wahrscheinlichkeit unter den Abiturienten mit berufsausbildung sowie unter den hochschulabsolventen, was sich jedoch, wie die nach-folgenden Analysen zeigen, auf den unteren Altersbereich beschränkt. Für das partner-schaftliche Zusammenleben von Männern ist also das Vorhandensein eines beruflichen Abschlusses entscheidend. die Art des Abschlusses ist demgegenüber von untergeord-

Abb. 2: Wahrscheinlich-keit des partnerschaftlichen Zusammenlebens in West-deutschland, nach geschlecht, Alter und Kohorte, geschätzt auf basis von Modell 1b.

0,0

0,2

0,4

0,6

0,8

1,0

18 22 26 30 34 38 42 46 50 54 58 62 66 70 74 78 82 86 90Alter

0,0

0,2

0,4

0,6

0,8

1,0

18 22 26 30 34 38 42 46 50 54 58 62 66 70 74 78 82 86 90Alter

Kohorte 1980 Kohorte 1970 Kohorte 1960 Kohorte 1950Kohorte 1940 Kohorte 1930 Kohorte 1920 Kohorte 1910Kohorte 1900 Kohorte 1890

Männer

Frauen

264 A. lengerer

AV: mit (1) vs. ohne Partner lebend (0) Modell 1 Modell 2 Modell 3Alter − 0,081*** − 0,079*** − 0,083***

ln (Alter) 2,479*** 2,338*** 2,345***

Kohorte − 0,051*** − 0,050*** − 0,052***

Alter * Kohorte 0,001*** 0,001*** 0,001***

gemeindegröße unter 20 Tsd. einwohner (Referenz) 0 0 20 bis unter 100 Tsd. einwohner − 0,021*** − 0,021***

100 Tsd. und mehr einwohner − 0,326*** − 0,325***

bildungsabschluss ohne beruflichen Abschluss − 0,514*** − 0,658***

hS mit Ausbildung (Referenz) 0 0 MR mit Ausbildung − 0,021** − 0,291***

FhR/AbI mit Ausbildung − 0,150*** − 0,406***

Techniker/Meister 0,241*** 0,313***

Fachhochschulabschluss 0,100*** − 0,095*

hochschulabschluss − 0,100*** − 0,595***

in Ausbildung − 1,133*** − 1,772***

bildungsabschluss * Alter ohne beruflichen Abschluss * Alter 0,005***

hS mit Ausbildung * Alter (Referenz) 0 MR mit Ausbildung * Alter 0,009***

FhR/AbI mit Ausbildung * Alter 0,009***

Techniker/Meister * Alter − 0,002 Fachhochschulabschluss * Alter 0,008***

hochschulabschluss * Alter 0,016***

in Ausbildung * Alter 0,024***

bildungsabschluss * Kohorte ohne beruflichen Abschluss * Kohorte 0,004***

hS mit Ausbildung * Kohorte (Referenz) 0 MR mit Ausbildung * Kohorte 0,006***

FhR/AbI mit Ausbildung * Kohorte 0,003*

Techniker/Meister * Kohorte − 0,002*

Fachhochschulabschluss * Kohorte − 0,001 hochschulabschluss * Kohorte 0,007***

in Ausbildung * Kohorte 0,017***

Konstante − 4,081*** − 3,500*** − 3,394***

nagelkerke R2 0,363 0,380 0,381AIC 1 112 711 1 093 076 1 092 342n gewichtet 1 207 535 1 207 535 1 207 535n ungewichtet 2 687 534 2 687 534 2 687 534HS hauptschule, MR Mittlere Reife, FHR/ABI Fachhochschulreife/AbiturVolkszählung 1970, 1%-Stichprobe; Mikrozensus Scientific use Files 1976, 1978, 1980, 1982, 1989, 1991, 1993, 1995–2006; bevölkerung in Privathaushalten, am hauptwohnsitz, mit deutscher Saatsangehörigkeit, im Alter zwischen 18 und 92 Jahren; designgewichtet.Alter (in Jahren) auf 17 zentriert, Kohorte (in Jahren) auf 1940 zentriert.*p < 0,05; **p < 0,01; ***p < 0,001.

Tab. 2: effekte der bildung auf das partnerschaftliche Zusammenleben von Männern in West-deutschland (logistische Regression, ß-Koeffizienten).


AV: mit (1) vs. ohne Partner lebend (0) Modell 1 Modell 2 Modell 3Alter − 0,091*** − 0,090*** − 0,089***

ln (Alter) 1,786*** 1,742*** 1,679***

Kohorte − 0,048*** − 0,038*** − 0,038***

Alter * Kohorte 0,001*** 0,001*** 0,001***

gemeindegröße unter 20 Tsd. einwohner (Referenz) 0 0 20 bis unter 100 Tsd. einwohner − 0,145*** − 0,141***

100 Tsd. und mehr einwohner − 0,419*** − 0,416***

bildungsabschluss ohne beruflichen Abschluss − 0,153*** 0,006 hS mit Ausbildung (Referenz) 0 0 MR mit Ausbildung − 0,269*** − 0,654***

FhR/AbI mit Ausbildung − 0,441*** − 1,027***

Techniker/Meister − 0,444*** − 0,603***

Fachhochschulabschluss − 0,617*** − 1,012***

hochschulabschluss − 0,641*** − 1,147***

in Ausbildung − 1,702*** − 2,811***

bildungsabschluss * Alter ohne beruflichen Abschluss * Alter − 0,005***

hS mit Ausbildung * Alter (Referenz) 0 MR mit Ausbildung * Alter 0,012***

FhR/AbI mit Ausbildung * Alter 0,019***

Techniker/Meister * Alter 0,006***

Fachhochschulabschluss * Alter 0,014***

hochschulabschluss * Alter 0,017***

in Ausbildung * Alter 0,050***

bildungsabschluss * Kohorte ohne beruflichen Abschluss * Kohorte − 0,005***

hS mit Ausbildung * Kohorte (Referenz) 0 MR mit Ausbildung * Kohorte 0,008***

FhR/AbI mit Ausbildung * Kohorte 0,010***

Techniker/Meister * Kohorte 0,000 Fachhochschulabschluss * Kohorte 0,004*

hochschulabschluss * Kohorte 0,008***

in Ausbildung * Kohorte 0,022***

Konstante − 1,819*** − 1,348*** − 1,198***

nagelkerke R2 0,292 0,315 0,316AIC 1 489 663 1 460 081 1 458 172n gewichtet 1 368 544 1 368 544 1 368 544n ungewichtet 3 002 503 3 002 503 3 002 503HS hauptschule, MR Mittlere Reife, FHR/ABI Fachhochschulreife/AbiturVolkszählung 1970, 1 %-Stichprobe; Mikrozensus Scientific use Files 1976, 1978, 1980, 1982, 1989, 1991, 1993, 1995–2006; bevölkerung in Privathaushalten, am hauptwohnsitz, mit deutscher Saatsangehörigkeit, im Alter zwischen 18 und 92 Jahren; designgewichtet.Alter (in Jahren) auf 17 zentriert, Kohorte (in Jahren) auf 1940 zentriert.*p < 0,05; **p < 0,01; ***p < 0,001.

Tab. 3: effekte der bildung auf das partnerschaftliche Zusammenleben von Frauen in West-deutschland (logistische Regression, ß-Koeffizienten).

266 A. lengerer

neter bedeutung. nur wenn Männer über keine berufliche Qualifikation verfügen, leben sie mit deutlich reduzierter Wahrscheinlichkeit in einer verbindlichen Partnerschaft. den theoretischen Überlegungen entsprechend noch geringer ist die Wahrscheinlichkeit ledig-lich während der schulischen oder beruflichen Ausbildung.

bei Frauen hingegen ist das bildungsniveau ausschlaggebend und steht in einer deut-lich negativen beziehung zur Wahrscheinlichkeit des partnerschaftlichen Zusammenle-bens (Tab. 3). Je höher Frauen gebildet sind, desto weniger wahrscheinlich ist es, dass sie in einer verbindlichen Partnerschaft leben. Am relativ geringsten ist die Wahrschein-lichkeit für Frauen mit hochschulabschluss. unter den Absolventinnen der Fachhoch-schule ist sie fast genauso gering. eine hohe Wahrscheinlichkeit des partnerschaftlichen Zusammenlebens besteht dagegen für Frauen ohne beruflichen Abschluss, die nur von der Referenzgruppe noch überboten wird. Sobald Frauen über mehr als einen hauptschul-abschluss und eine berufliche Ausbildung verfügen, verringert sich ihre Wahrscheinlich-keit des partnerschaftlichen Zusammenlebens und bereits mit der Mittleren Reife und einer Ausbildung liegt sie deutlich unter der von Frauen ohne beruflichen Abschluss. nur der Institutioneneffekt der bildung weist bei beiden geschlechtern in dieselbe Richtung. ebenso wie Männer haben auch Frauen eine erheblich reduzierte Wahrscheinlichkeit des Zusammenlebens in einer Partnerschaft, wenn sie das bildungssystem noch nicht ver-lassen haben.

Ob die nachgewiesenen bildungseffekte über die Kohorten hinweg stabil bleiben oder einem Wandel unterworfen sind, wird in Modell 3 geprüft. ein Interaktionseffekt wird eingeführt, mit dem die Kohorteneffekte innerhalb der einzelnen bildungsgruppen in linearer Form geschätzt werden. Außerdem wird die Interaktion der bildung mit dem Alter in das Modell aufgenommen, da Timingeffekte der bildung über das ende der Aus-bildung hinausreichen.18

Zunächst fällt auf, dass sich an der bildungsselektivität des partnerschaftlichen Zusammenlebens nur wenig verändert. Sowohl über das Alter als auch über die Kohorten hinweg bleiben die effekte der bildung weitgehend erhalten. Abzulesen ist dies an den niedrigen und teilweise nicht signifikanten ß-Koeffizienten der Interaktionsterme sowie am Pseudo-R2, das sich durch die Aufnahme der Interaktionsterme kaum erhöht. Auch die Werte des AIC-Kriteriums nehmen nur geringfügig ab. da sich die effekte auf einzelne Altersjahre und auf einzelne geburtsjahre beziehen, zeigen sich gleichwohl einige bedeu-tende entwicklungen. Anhand der vorhergesagten Wahrscheinlichkeiten werden diese im Folgenden für jeweils typische beobachtungsfälle graphisch dargestellt.19

die Veränderung der bildungseffekte über das Alter geht aus Abb. 3 hervor. darin sind die vorhergesagten Wahrscheinlichkeiten des partnerschaftlichen Zusammenlebens für

18 die der logistischen Regression modellinhärenten Interaktionseffekte (best und Wolf 2010, 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 (lengerer 2011, S. 155 ff.).

19 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).


Männer und Frauen der Kohorte 1945 im Alter zwischen 25 und 61 Jahren, d. h. in dem Alter, in dem diese Kohorte auch tatsächlich beobachtet wurde, abgetragen. bei Männern steigt die Wahrscheinlichkeit des partnerschaftlichen Zusammenlebens über das Alter hinweg in allen bildungsgruppen stärker an als in der gruppe, die über keinen beruflichen Abschluss verfügt. Am relativ stärksten fällt der Anstieg bei den hochschulabsolventen aus. dies bestätigt die Vermutung, wonach eine universitäre bildung die Wahrschein-lichkeit des partnerschaftlichen Zusammenlebens nur im unteren Altersbereich reduziert und es mit fortschreitendem Alter zu einer Angleichung an die übrigen bildungsgruppen kommt. die deutlich reduzierte Wahrscheinlichkeit des partnerschaftlichen Zusammen-

Abb. 3: Wahrscheinlichkeit des partnerschaftlichen Zu-sammenlebens in der Kohorte 1945 in Westdeutschland, nach geschlecht, bildung und Alter, geschätzt auf basis von Modell 3 (bezogen auf eine gemeindegröße von unter 20 000 einwohnern, d. h. auf die Referenzkategorie; beschränkt auf den Altersbereich, der in den betreffenden Kohorten auch tat-sächlich beobachtet wurde; nicht dargestellt sind Personen, die sich noch in schulischer, beruf-licher oder tertiärer Ausbildung befinden). HS hauptschule, MR Mittlere Reife, FHR/ABI Fachhochschulreife/Abitur.

0,0

0,2

0,4

0,6

0,8

1,0

18 22 26 30 34 38 42 46 50 54 58 62 66 70 74 78 82 86 90Alter

0,0

0,2

0,4

0,6

0,8

1,0

18 22 26 30 34 38 42 46 50 54 58 62 66 70 74 78 82 86 90Alter

ohne beruflichen Abschluss HS mit AusbildungMR mit Ausbildung FHR / ABI mit AusbildungTechniker / Meister Fachhochschulabschl.Hochschulabschluss

Männer

Frauen

268 A. lengerer

lebens von Männern ohne beruflichen Abschluss bleibt hingegen im gesamten lebens-verlauf bestehen.

bei Frauen hat die bildung im jüngeren Alter ebenfalls den stärksten effekt auf die Wahrscheinlichkeit des partnerschaftlichen Zusammenlebens. Anders als bei Männern sind die unterschiede zwischen den bildungsgruppen jedoch so groß, dass die mit dem Alter nur wenig variierenden entwicklungen nicht ausreichen, um diese zu nivellieren. Zwar ist der negative effekt der hohen bildung auch bei Frauen im unteren Altersbereich am stärksten. die relativen differenzen zwischen den Frauen mit verschiedenen schu-lischen Abschlüssen und einem beruflichen Ausbildungsabschluss sowie den Frauen ohne beruflichen Abschluss gehen ebenfalls mit dem Alter zurück. gegenüber den eigenstän-digen effekten der bildung fallen diese Veränderungen aber gering aus. damit bleibt der die Wahrscheinlichkeit des partnerschaftlichen Zusammenlebens reduzierende effekt der bildung bei Frauen über den gesamten lebensverlauf hinweg bestehen.

In Abb. 4 ist die kohortenbezogene Veränderung der bildungseffekte dargestellt. Für beide geschlechter sind die Wahrscheinlichkeiten des partnerschaftlichen Zusammen-lebens im Alter von 35 Jahren angegeben, wie sie sich aus Modell 3 für verschiedene bil-dungsabschlüsse und Kohorten ergeben.20 bei Männern bleiben die effekte der bildung in der Abfolge der Kohorten weitgehend stabil. die Wahrscheinlichkeit des partnerschaft-lichen Zusammenlebens nimmt in allen bildungsgruppen ähnlich stark ab. Im Vergleich etwas schwächer ist die Abnahme nur bei den hochschulabsolventen, deren Wahrschein-lichkeit des Zusammenlebens sogar am wenigsten abnimmt sowie bei den Männern mit Mittlerer Reife und abgeschlossener Ausbildung. da das bildungsniveau mit fortschrei-tendem Alter aber ohnehin an einfluss verliert, stellt dies einen eher nebensächlichen Aspekt des Wandels dar. Als letztlich ausschlaggebend erweist sich das Vorhandensein eines beruflichen bildungsabschlusses. In den älteren wie in den jüngeren Kohorten sind es die beruflich nicht qualifizierten Männer, unter denen die Wahrscheinlichkeit des part-nerschaftlichen Zusammenlebens eindeutig am geringsten ist. der Abstand zu den übri-gen bildungsgruppen wird in der Abfolge der Kohorten etwas größer, d. h. der negative effekt eines fehlenden beruflichen Abschlusses verstärkt sich sogar leicht.

das bildungsselektive Muster des partnerschaftlichen Zusammenlebens von Frauen wandelt sich über die Kohorten hinweg. Am relativ stärksten reduziert sich die Wahr-scheinlichkeit des partnerschaftlichen Zusammenlebens für Frauen ohne beruflichen Abschluss. In den älteren Kohorten ist es für Frauen ohne beruflichen Abschluss sehr wahrscheinlich, in einer Partnerschaft zu leben. In den jüngeren Kohorten hingegen sind es die hauptschulabsolventinnen mit Ausbildung, unter denen die geschätzte Verbreitung des partnerschaftlichen Zusammenlebens mit Abstand am höchsten ist. gleichzeitig sind es in den jüngeren Kohorten nicht mehr die hoch gebildeten Frauen, die mit der eindeu-

20 Mit 35 Jahren wurde ein Alter gewählt, in dem die Wahrscheinlichkeit des partnerschaftli-chen 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.


tig geringsten Wahrscheinlichkeit in einer verbindlichen Partnerschaft leben. Vielmehr nimmt die Wahrscheinlichkeit des Zusammenlebens unter den am höchsten gebildeten Frauen über die Kohorten hinweg vergleichsweise wenig ab, sodass der Abstand zu den übrigen bildungsgruppen etwas geringer wird. Auch die effekte von Mittlerer Reife mit Ausbildung sowie von Abitur mit Ausbildung verlieren gegenüber dem effekt von haupt-schule mit Ausbildung an Stärke, sodass die bildungsbezogenen unterschiede des part-nerschaftlichen Zusammenlebens von Frauen insgesamt leicht zurückgehen. Auffälliger ist jedoch, dass sich der Charakter des Zusammenhangs verändert. Weil das Fehlen einer berufsqualifikation auch bei Frauen allmählich die Wahrscheinlichkeit des partnerschaft-

Abb. 4: Wahrscheinlichkeit des partnerschaftlichen Zusammen-lebens im Alter von 35 Jahren in Westdeutschland, nach ge-schlecht, bildung und Kohorte, geschätzt auf basis von Modell 3 (bezogen auf eine gemeindegrö-ße von unter 20 000 einwohnern, d. h. auf die Referenzkategorie; nicht dargestellt sind Personen, die sich noch in schulischer, beruflicher oder tertiärer Ausbil-dung befinden). HS hauptschule, MR Mittlere Reife, FHR/ABI Fachhochschulreife/Abitur.

0,4

0,6

0,8

1,0

1935 1938 1941 1944 1947 1950 1953 1956 1959 1962 1965 1968 1971Kohorte

0,4

0,6

0,8

1,0

1935 1938 1941 1944 1947 1950 1953 1956 1959 1962 1965 1968 1971Kohorte

ohne beruflichen Abschluss HS mit AusbildungMR mit Ausbildung FHR / ABI mit AusbildungTechniker / Meister Fachhochschulabschl.Hochschulabschluss

Männer

Frauen

270 A. lengerer

lichen Zusammenlebens reduziert, wie dies im Kontext von theoretischen Überlegungen zu den Präferenzen der Partnerwahl erwartet worden war, weist der effekt der bildung in den jüngeren Kohorten nicht mehr in eine Richtung. Vielmehr zeichnet sich ein Verlauf ab, wonach die Wahrscheinlichkeit des partnerschaftlichen Zusammenlebens für Frauen mit mittlerer bildung (mit abgeschlossener beruflicher Ausbildung) am höchsten ist.

der Institutioneneffekt der bildung reduziert sich bei Männern und Frauen, wie erwar-tet.21 An dem positiven Vorzeichen der entsprechenden Koeffizienten in Modell 3 ist abzulesen, dass die jüngeren Kohorten relativ betrachtet während des Verweilens in den Institutionen des bildungssystems eine höhere Wahrscheinlichkeit des Zusammenlebens mit einem Partner aufweisen als dies in den älteren Kohorten der Fall ist.

6 Zusammenfassung und Diskussion

Auf basis kumulierter erhebungen des Mikrozensus bestätigt sich im vorliegenden bei-trag zunächst ein für Westdeutschland bekannter befund: In der Abfolge der Kohorten geht der Anteil der mit einem Partner Zusammenlebenden stetig zurück. davon sind jedoch nicht alle Phasen des lebensverlaufs gleichermaßen betroffen. die jüngeren Kohorten leben im unteren und mittleren Altersbereich seltener mit einem Partner zusam-men, haben aber eine weit größere Chance, das höhere Alter in Partnerschaft lebend zu verbringen, als dies in den Kohorten zuvor der Fall war. Von einem pauschalen Trend der Singularisierung kann also keine Rede sein.

das partnerschaftliche Zusammenleben erweist sich als sozial selektiv. Wie die analy-tischen befunde für Westdeutschland zeigen, geht von der bildung nicht nur ein Timing-, sondern auch ein niveaueffekt auf die Wahrscheinlichkeit des partnerschaftlichen Zusam-menlebens von Männern und Frauen aus. Über die Kohorten hinweg ändert sich daran weniger als erwartet. Für Männer ist die Wahrscheinlichkeit des Zusammenlebens in allen hier beobachteten Kohorten reduziert, wenn sie über keinen berufsqualifizierenden Abschluss verfügen. bei Frauen hingegen schwächen sich die bildungsbezogenen unter-schiede leicht ab und verändern ihr Muster. Während die Wahrscheinlichkeit des partner-schaftlichen Zusammenlebens für hoch gebildete Frauen durchgängig am geringsten ist, weisen Frauen der niedrigsten bildungsstufe nur in den älteren Kohorten eine besonders hohe Wahrscheinlichkeit des Zusammenlebens auf. In der Abfolge der Kohorten geht diese überproportional zurück, bis sie in den jüngeren Kohorten unter der von Frauen mit mittlerer bildung liegt. der bildungseffekt verliert demnach seine linearität und nähert sich einer umgekehrten u-Form an.

Vom bildungsniveau geht also weiterhin eine strukturierende Kraft aus. die aus dem familienökonomischen Ansatz abgeleitete hypothese, wonach die bildungsselektivität des partnerschaftlichen Zusammenlebens im Zuge sinkender Spezialisierungsgewinne abnehmen sollte, kann so nicht bestätigt werden. es sind weiterhin die gebildeten Frauen mit hohem erwerbs- und einkommenspotenzial, die am seltensten mit einem Partner

21 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.


zusammenleben. bei Männern beschränken sich die bildungsbezogenen unterschiede auf das Vorhandensein eines beruflichen Abschlusses. dieses Muster bleibt über die Kohor-ten hinweg bestehen. Auch eine überproportional abnehmende Wahrscheinlichkeit des partnerschaftlichen Zusammenlebens für hoch gebildete Männer kann nicht festgestellt werden. unter der Annahme, dass Männer mit hohen erwerbs- und einkommenschan-cen weniger vom Zusammenleben profitieren, weil immer häufiger beide Partner einer erwerbstätigkeit nachgehen, wäre dies zu erwarten gewesen.

der relative starke Rückgang des partnerschaftlichen Zusammenlebens unter den beruflich nicht qualifizierten Frauen ist mit veränderten Anreizen plausibel zu erklären. eine geschlechtsspezifisch ausgeprägte Präferenz für heterogame Partnerwahl ist sinn-voll, solange der hauptsächliche nutzen des partnerschaftlichen Zusammenlebens in der Spezialisierung liegt. lohnt sich diese nur noch phasenweise und nicht mehr in dem Maße wie früher, wird eine geringe Produktivität auf dem Arbeitsmarkt auch bei Frauen eher negativ bewertet, sodass nicht mehr nur besonders niedrig gebildete Männer im Pro-zess der Partnerwahl am ehesten übrig bleiben, sondern zunehmend auch Frauen mit diesen eigenschaften. dies gilt umso mehr, als die gruppe der Frauen ohne beruflichen bildungsabschluss immer kleiner wird und daher steigendem Konkurrenzdruck ausge-setzt ist.

die anhaltend geringe Verbreitung des partnerschaftlichen Zusammenlebens unter hoch qualifizierten Frauen deutet auf die Relevanz struktureller Vorgaben hin. Wenn es ebenso viele hoch qualifizierte Frauen wie Männer gibt und die hypogame Partnerwahl von Frauen weiterhin nicht im selben Maße akzeptiert ist wie die hypogame Partnerwahl von Männern, stehen den hoch qualifizierten Frauen nicht genügend passende Partner zur Verfügung. In ihrem Verhalten unterscheiden sie sich daher weiterhin von den übrigen Frauen, auch wenn sich die individuelle bereitschaft zum eingehen verbindlicher Part-nerschaften angenähert hat. Vollständig zufrieden stellt diese erklärung jedoch nicht, da sie ohne den zusätzlichen Rekurs auf normative Setzungen nicht auskommt.

Insgesamt bleibt festzuhalten, dass partnerschaftliche beziehungen einen wichtigen Teil des sozialen Kapitals von Individuen darstellen, aber nicht alle Individuen in der-selben Weise Zugang zu diesen beziehungen haben. es sind nicht mehr nur die gering qualifizierten Männer mit entsprechend geringen erwerbs- und einkommenschancen, für die es schwer ist, eine Partnerin zu finden. Auch für gering qualifizierte Frauen bildet sich ein solches Muster heraus und wird sich in Zukunft wohl weiter verstärken, sodass es zu einer zunehmenden Kumulation sozialer benachteiligung kommt.

Als weiterer wichtiger befund ist festzuhalten, dass der kohortenbezogene Rück-gang des partnerschaftlichen Zusammenlebens in Westdeutschland nicht allein durch die Zunahme höherwertiger bildungsabschlüsse bedingt ist. Vielmehr gibt es eigenständige bildungseffekte und eigenständige Kohorteneffekte. das Ausmaß des partnerschaftlichen Zusammenlebens variiert mit der bildung und in allen bildungsgruppen nimmt der Anteil der mit einem Partner Zusammenlebenden über die Kohorten hinweg ab. es ist nicht nur die höhere bildung und die damit verbundene Zunahme der ökonomischen unabhängig-keit von Frauen, die zu einer Abnahme des partnerschaftlichen Zusammenlebens führt. das partnerschaftliche Zusammenleben nimmt auch und gerade unter den besonders niedrig gebildeten Frauen ab.

272 A. lengerer

Vor allem aufgrund der verwendeten datenbasis bleiben Fragen offen. da es sich beim Mikrozensus um eine wiederholte Querschnitterhebung handelt, lassen sich keine Aus-sagen über individuelle Verläufe treffen. So bleibt unklar, ob die bildungsselektivität des partnerschaftlichen Zusammenlebens mehr aus der bildungsabhängigkeit des eingehens und/oder des Auflösens partnerschaftlicher beziehungen resultiert. neue befunde auf der basis von längsschnittdaten deuten darauf hin, dass Partnerschaften häufiger aufgelöst und auch häufiger erneut eingegangen werden (eckhard 2010), eine erklärung der Selek-tivität also verstärkt daran ansetzten muss.

Danksagung: Für wertvolle hinweise zur Überarbeitung des Manuskripts bedanke ich mich bei den herausgebern und anonymen gutachtern.

Literatur

beck, ulrich. 1986. Risikogesellschaft. Auf dem Weg in eine andere Moderne. Frankfurt a. M.: Suhrkamp.

beck-gernsheim, elisabeth. 1994. Individualisierungstheorie: Veränderungen des lebenslaufs in der Moderne. In Zugänge zum Subjekt. Perspektiven einer reflexiven Sozialpsychologie, hrsg. heiner Keupp, 125–146. Frankfurt a. M.: Suhrkamp.

becker, gary S. 1976. The economic approach to human behaviour. Chicago: university of Chi-cago Press.

becker, gary S. 1981. A treatise on the family. Cambridge: harvard university Press.becker, gary S. 1991. A treatise on the family. Enlarged edition. Cambridge: harvard university

Press.bertram, hans, und Renate borrmann-Müller. 1988. Individualisierung und Pluralisierung familia-

ler lebensformen. Aus Politik und Zeitgeschichte 13:14–23.best, henning, und Christof Wolf. 2010. logistische Regression. In Handbuch der sozialwissen-

schaftlichen Datenanalyse, hrsg. Christof Wolf und henning best, 827–854. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwissenschaften.

blau, Peter M. 1977a. Inequality and heterogeneity. new York: Free Press.blau, Peter M. 1977b. A macrosociological theory of social structure. American Journal of Socio-

logy 83:26–54.blau, Peter M., Terry C. blum und Joseph e. Schwartz. 1982. heterogeneity and intermarriage.

American Sociological Review 47:45–62.blossfeld, hans-Peter. 1995. Changes in the process of family formation and women’s growing

economic independence: A comparison of nine countries. In The new role of women. Family formation in modern societies, hrsg. hans-Peter blossfeld, 3–32. boulder: Westview Press.

blossfeld, hans-Peter. 2009. educational assortative marriage in comparative perspective. Annual Review of Sociology 35:513–530.

blossfeld, hans-Peter, und Johannes huinink. 1989. die Verbesserung der bildungs- und berufs-chancen von Frauen und ihr einfluss auf den Prozess der Familienbildung. Zeitschrift für Bevölkerungswissenschaft 15:383–404.

blossfeld, hans-Peter, und ursula Jaenichen. 1990. bildungsexpansion und Familienbildung. Soziale Welt 41:454–476.

blossfeld, hans-Peter, und Andreas Timm. 2003. educational systems as marriage markets in modern societies: A conceptual framework. In Who marries whom? Educational systems as marriage markets in modern societies, hrsg. hans-Peter blossfeld und Andreas Timm, 1–18. dordrecht: Kluwer.


brüderl, Josef. 2004. die Pluralisierung partnerschaftlicher lebensformen in Westdeutschland und europa. Aus Politik und Zeitgeschichte 19:3–10.

brüderl, Josef, und Andreas diekmann. 1994. bildung, geburtskohorte und heiratsalter. eine ver-gleichende untersuchung des heiratsverhaltens in Westdeutschland, Ostdeutschland und den Vereinigten Staaten. Zeitschrift für Soziologie 23:56–73.

brüderl, Josef, und Thomas Klein. 1993. bildung und Familiengründungsprozesse deutscher Frauen: humankapital- und Institutioneneffekt. In Der Familienzyklus als sozialer Prozess. Bevölkerungssoziologische Untersuchungen mit den Methoden der Ereignisanalyse, hrsg. Andreas diekmann und Stefan Weick, 194–215. berlin: duncker & humblot.

brüderl, Josef, und Thomas Klein. 2003. die Pluralisierung partnerschaftlicher lebensformen in Westdeutschland, 1960–2000. In Partnerschaft und Familiengründung. Ergebnisse der drit-ten Welle des Familien-Survey, hrsg. Walter bien und Jan h. Marbach, 189–217. Opladen: leske+budrich.

diekmann, Andreas. 1990. der einfluss schulischer bildung und die Auswirkungen der bildungs-expansion auf das heiratsverhalten. Zeitschrift für Soziologie 19:265–277.

diekmann, Andreas. 1993. Auswirkungen der Kohortenzugehörigkeit, der schulischen bildung und der bildungsexpansion auf das heiratsverhalten. In Der Familienzyklus als sozialer Prozess. Bevölkerungssoziologische Untersuchungen mit den Methoden der Ereignisanalyse, hrsg. Andreas diekmann und Stefan Weick, 136–164. berlin: duncker & humblot.

eckhard, Jan. 2006. Kinderlosigkeit durch Partnerschaftslosigkeit. der Wandel der Partnerschafts-biographien und Zusammenhänge mit der geburtenentwicklung. Zeitschrift für Bevölkerungs-wissenschaft 31:105–125.

eckhard, Jan. 2010. Partnerschaftswandel und Geburtenrückgang. berlin: Suhrkamp.emmerling, dieter, und Thomas Riede. 1997. 40 Jahre Mikrozensus. Wirtschaft und Statistik

3:160–174.guttentag, Marcia, und Paul F. Secord. 1983. Too many women? The sex ratio question. beverly

hills: Sage.hill, Paul b., und Johannes Kopp. 1997. Familie in der Krise? Informationsdienst Soziale Indika-

toren 17:1–4.hill, Paul b., und Johannes Kopp. 1999. nichteheliche lebensgemeinschaften – theoretische

Aspekte zur Wahl von lebensformen. In Nichteheliche Lebensgemeinschaften. Analysen zum Wandel partnerschaftlicher Lebensformen, hrsg. Thomas Klein und Wolfgang lauterbach, 11–35. Opladen: leske+budrich.

hill, Paul b., und Johannes Kopp. 2000. entwicklungstendenzen, erklärungsansätze und For-schungsbefunde zum heiratsverhalten. In Handbuch der Demographie. Bd. 2: Anwendungen, hrsg. ulrich Mueller, bernhard nauck und Andreas diekmann, 958–979. berlin: Springer.

hill, Paul b., und Johannes Kopp. 2001. Strukturelle Zwänge, partnerschaftliche Anpassung oder liebe – einige Überlegungen zur entstehung enger affektiver beziehungen. In Partnerwahl und Heiratsmuster. Sozialstrukturelle Voraussetzungen der Liebe, hrsg. Thomas Klein, 11–33. Opladen: leske+budrich.

hradil, Stefan. 1995. Die „Single-Gesellschaft“. München: beck.huinink, Johannes. 2000. bildung und Familienentwicklung im lebensverlauf. Zeitschrift für

Erziehungswissenschaft 3:209–227.huinink, Johannes. 2006. Zur Positionsbestimmung der empirischen Familiensoziologie. Zeit-

schrift für Familienforschung 18:212–252.Klein, Thomas. 1999. Pluralisierung versus umstrukturierung am beispiel partnerschaftlicher

lebensformen. Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie 51:469–490.Klein, Thomas. 2000. Partnerwahl zwischen sozialstrukturellen Vorgaben und individueller ent-

scheidungsautonomie. Zeitschrift für Soziologie der Erziehung und Sozialisation 20:229–243.Klein, Thomas. 2003. die geburt von Kindern in paarbezogener Perspektive. Zeitschrift für Sozio-

logie 32:506–527.

274 A. lengerer

Klein, Thomas, und Wolfgang lauterbach. 1994. bildungseinflüsse auf heirat, die geburt des ersten Kindes und die erwerbsunterbrechung von Frauen. eine empirische Analyse familien-ökonomischer erklärungsmuster. Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie 48:278–298.

Klein, Thomas, Andrea lengerer und Michaela uzelac. 2002. Partnerschaftliche lebensformen im internationalen Vergleich. Zeitschrift für Bevölkerungswissenschaft 27:359–379.

lengerer, Andrea. 2007. Zur Abgrenzung nichtehelicher Lebensgemeinschaften im Mikrozensus. ZuMA-Methodenbericht 2007/04. Mannheim.

lengerer, Andrea. 2011. Partnerlosigkeit in Deutschland. Entwicklung und soziale Unterschiede. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwissenschaften.

lengerer, Andrea, und Thomas Klein. 2007. der langfristige Wandel partnerschaftlicher lebens-formen im Spiegel des Mikrozensus. Wirtschaft und Statistik 4:433–447.

lengerer, Andrea, Julia h. Schroedter, Mara boehle, Tobias hubert und Christof Wolf, hrsg. 2010. Datenhandbuch GESIS-Mikrozensus-Trendfile. Harmonisierung der Mikrozensen 1962 bis 2006. geSIS-Technical Report 2010/12. Mannheim.

lüscher, Kurt. 1997. demographische Annäherungen an die „Pluralität familialer lebensformen“. Zeitschrift für Bevölkerungswissenschaft 22:269–309.

Martin, Frank O. 2001. Marriage squeeze in deutschland – aktuelle befunde auf grundlage der amtlichen Statistik. In Partnerwahl und Heiratsmuster. Sozialstrukturelle Voraussetzungen der Liebe, hrsg. Thomas Klein, 287–313. Opladen: leske+budrich.

Mood, Carina. 2010. logistic regression: Why we cannot do what we think we can do, and what we can do about it. European Sociological Review 26:67–82.

Ott, notburga. 1998. der familienökonomische Ansatz von gary S. becker. In Gary Beckers ökono-mischer Imperialismus, hrsg. Ingo Pies und Martin leschke, 63–90. Tübingen: Mohr Siebeck.

Ott, notburga. 2001. der erklärungsansatz der Familienökonomik. In Solidarität in Partnerschaft und Familie, hrsg. Johannes huinink, Klaus Peter Strohmeier und Michael Wagner, 129–143. Würzburg: ergon.

Peuckert, Rüdiger. 2002. Familienformen im sozialen Wandel. Opladen: leske+budrich.Schroedter, Julia h., und Frank Kalter. 2008. binationale ehen in deutschland. Trends und Mecha-

nismen der sozialen Assimilation. In Migration und Integration, hrsg. Frank Kalter, 351–379. Wiesbaden: VS Verlag für Sozialwissenschaften.

South, Scott J., und Kim M. lloyd. 1992. Marriage opportunities and family formation: Further implications of imbalanced sex ratios. Journal of Marriage and the Family 54:440–451.

Stauder, Johannes. 2008. Opportunitäten und Restriktionen des Kennenlernens. Zur sozialen Vor-strukturierung der Kontaktgelegenheiten am beispiel des Partnermarkts. Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie 60:265–285.

Sweeney, Megan M., und Maria Cancian. 2004. The changing importance of white women’s econo-mic prospects for assortative mating. Journal of Marriage and Family 66:1015–1028.

Vaskovics, laszlo A., und Marina Rupp. 1995. Partnerschaftskarrieren. Entwicklungspfade nicht-ehelicher Lebensgemeinschaften. Opladen: Westdeutscher Verlag.

Wagner, Michael. 2002. Familie und soziales netzwerk. In Kontinuität und Wandel der Familie in Deutschland. Eine zeitgeschichtliche Analyse, hrsg. Rosemarie nave-herz, 227–251. Stutt-gart: lucius & lucius.

Wagner, Michael, und gabriele Franzmann. 2000. die Pluralisierung der lebensformen. Zeitschrift für Bevölkerungswissenschaft 25:151–173.

Wirth, heike, und Simone Schmidt. 2003. bildungspartizipation und heiratsneigung: die entwick-lung des bildungsselektiven heiratsverhaltens in Westdeutschland zwischen 1970 und 1997. ZUMA-Nachrichten 52:89–124.


Andrea Lengerer, 1973, dr. rer. pol., Wissenschaftliche Mitarbeiterin im german Microdata lab bei geSIS – leibniz-Institut für Sozialwissenschaften. Forschungsschwerpunkte: Sozialstruktur-analyse, Familiensoziologie, bevölkerungssoziologie. Veröffentlichungen: Partnerlosigkeit in deutschland. entwicklung und soziale unterschiede, Wiesbaden 2011; der langfristige Wandel partnerschaftlicher lebensformen im Spiegel des Mikrozensus, Wirtschaft und Statistik 4, 2007 (mit T. Klein); Familiensoziologische Analysepotenziale des Mikrozensus, Zeitschrift für Fami-lienforschung 19, 2007 (mit A. Janßen und J. bohr).

Documents

Die soziale Selektivität des partnerschaftlichen Zusammenlebens im Wandel