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Arbeitsteilung, Berufsorientierung und Partnerschaftsstabilität – Ehen und nichteheliche Lebensgemeinschaften im Vergleich*

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

Zusammenfassung

Das zentrale Ergebnis der Arbeit iist, dass sich Ehen und nichteheliche Lebensgemeinschaften im Hinblick auf den Zusammenhang zwischen der außerhäuslichen Arbeitsteilung und der Partnerschaftsstabilität unterscheiden. Ehen werden durch die Erwerbsbeteiligung der Frau destabilisiert und durch eine traditionelle Arbeitsteilung stabilisiert. Empirisch äußert sich dies in einem positiven Effekt des Einkommens bzw. der Berufsorientierung der Frau und einem negativen Effekt des relativen Einkommens des Mannes auf die Trennungswahrscheinlichkeit. Nichteheliche Lebensgemeinschaften werden dagegen durch eine egalitäre Arbeitsteilung stabilisiert. Es lässt sich kein negativer Effekt der Erwerbsbeteiligung der Frau auf die Stabilität nachweisen. Das relative Einkommen des Mannes erhöht zudem das Risiko einer Auflösung von nichtehelichen Partnerschaften. Unabhängig vom Einkommensverhältnis erweist sich eine Einstellungshomogamie der Partner als erklärungskräftig. Die nichteheliche Partnerschaft wird stabilisiert, wenn beide Partner beruflichen Erfolg anstreben. Dieses Ergebnis deutet nicht nur auf eine egalitäre Geschlechtsrollenorientierung unverheirateter Männer hin. Es ist zudem ein Hinweis darauf, dass eine egalitäre Ausrichtung der Partnerschaft Konsequenzen für die Lebensgestaltung hat, die von beiden Partnern akzeptiert werden müssen – zum Beispiel im Hinblick auf die Familienplanung oder das Timing der Eheschließung.

Abstract

The central finding of this paper is that the link between the division of labour and the risk of separation differs depending on the type of relationship. Marriages tend to be destabilised by the wife’s participation in the labour force and stabilised by the traditional division of labour. Empirical evidence of this is manifest in a positive effect of the wife’s income and a negative effect of the husband’s relative income on the likelihood of separation. In contrast to this, unmarried long-term relationships are stabilised by egalitarian division of labour. This is evident from the absence of negative effects of an employment of the female cohabiter on stability of relationship. Furthermore, in unmarried cohabitations the relative income of the man increases the risk of a separation. In addition to the income ratio, homogamous attitudes have explanatory value. Cohabitations are stable when both partners are career-oriented. This finding points to an egalitarian gender-role-orientation among unmarried men. It also implies that an egalitarian orientation has an impact on the living arrangement which needs to be accepted by both partners – for instance when family planning and timing of marriage are concerned.

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Notes

  1. Von einer nichtehelichen Lebensgemeinschaft wird im Folgenden gesprochen, wenn die Partner unverheiratet in einem gemeinsamen Haushalt zusammenleben. Nicht in diese Kategorie fallen Personen, die unverheiratet sind und in getrennten Haushalten leben („living apart together“).

  2. Wenn im Folgenden von „Arbeitsteilung“ die Rede ist, bezieht sich dies auf die Erwerbskonstellation der Partner bzw. auf ihre Geschlechtsrollenorientierung. Die innerhäusliche Arbeitsteilung (Aufteilung der Hausarbeit) wird dagegen nicht behandelt.

  3. Klein (1999: 232) kommt allerdings zu dem Ergebnis, dass bei Ehen und nichtehelichen Lebensgemeinschaften „kaum wesentliche Unterschiede der Partnerwahl existieren – zumindest was die alters-, die bildungs- und die konfessionelle Wahl des Partners betrifft“.

  4. Zum aus der Attraktionsforschung stammenden Begriff der „Verträglichkeit“ siehe Mikula/Stroebe (1991: 85 ff.).

  5. Beim verhandlungstheoretischen Ansatz ist die Richtung der Beziehung zwischen traditioneller Arbeitsteilung und Ehestabilität allerdings nicht eindeutig (Stauder 2002: 35). Neben dem stabilisierenden Effekt der Traditionalisierung im Sinne eines ökonomischen Abhängigkeitsverhältnisses wird auch ein destabilisierender Effekt postuliert: Die mit der Traditionalisierung abnehmende Verhandlungsmacht der Frau wird damit in Verbindung gebracht, dass der Mann die bei der Geburt eines Kindes getroffene Absprache hinsichtlich der Aufhebung der Spezialisierung verletzt und deswegen Unzufriedenheit mit der Ehe entsteht (Ott 1989, 1992).

  6. Zugrunde liegt hier die Vorstellung von der Existenz und Akzeptanz von Geschlechtsrollen, die in der Sozialisation internalisiert und in Geschlechtsrollenorientierungen überführt werden. Bei den Geschlechtsrollen handelt es sich um ein bipolares Konstrukt mit den Extremen Traditionalität und Nontraditionalität. Der traditionelle Pol entspricht der geschlechtsspezifischen Differenzierung familiärer Rollen in der Systemtheorie: der Zuweisung der Versorgerrolle an den Mann und der Kindererziehung an die Frau (Parsons 1971). Ein Festhalten an der traditionell spezialisierten Arbeitsteilung erhöht nach der Rollentheorie die Ehestabilität, weil eine Orientierung an vorgegebenen Rollenmustern eine konfliktreiche Aushandlung der ehelichen Arbeitsteilung vermeidet. Die Erwerbsbeteiligung der Frau führt dagegen zu einem Konkurrenzkampf um den gesellschaftlichen Status und wirkt sich destabilisierend aus.

  7. Über die diskutierten Ansätze hinaus existieren noch weitere Erklärungen für den destabilisierenden Effekt der Erwerbstätigkeit der Ehefrau. Sie beziehen sich auf die zeitliche Inanspruchnahme der Frau durch das Erwerbsleben und die daraus resultierenden Belastungen für die eheliche Interaktion, oder die höhere strukturelle Verfügbarkeit von Partnern im Arbeitsumfeld der Frau (im Überblick: Böttcher 2006).

  8. Weiter oben wurde bereits erwähnt, dass die Wahrnehmung ehelicher Instabilität dazu führen kann, dass die Ehefrau eine Erwerbstätigkeit anstrebt, um im Falle der (antizipierten) Trennung ökonomisch unabhängig zu sein (Diekmann 1994). Dieses Argument trifft für nichtehelich kohabitierende Frauen in noch stärkerem Maße zu, da die NEL unverbindlicher ist als die Ehe.

  9. Die von Clarkberg et al. (1995) verwendete Traditionalismus-Skala basiert auf verschiedenen Aussagen über die Erwerbsbeteiligung der Frau. Ein Beispiel ist das Item „It is usually better for everyone if the man ist the achiever outside the home and the woman takes care of the home and family.“ Stimmt ein Befragter diesem Item zu, lässt dies auf eine traditionelle Geschlechtsrollenorientierung schließen.

  10. Die genannten Stichprobengrößen beziehen sich auf die Paare, bei denen alle benötigten Informationen für beide Partner vorhanden sind. Wird dies nicht berücksichtigt, beträgt die Stichprobengröße für die NEL N = 354 (Männer) und N = 380 (Frauen) und für Ehepaare N = 2 622 (Männer) und N = 2 646 (Frauen).

  11. Die untere Altersgrenze der Stichproben beträgt bei Ehen 18 und bei NEL 17 Jahre.

  12. Es wurden zusätzlich Modelle berechnet, in denen auch Ehen nur über vier Panelwellen beobachtet wurden (nicht dargestellt). Die Ergebnisse sind mit den hier berichteten weitgehend vergleichbar. Infolge einer Reduzierung der Trennungsereignisse um ein Drittel erhöhen sich jedoch tendenziell die Restirrtumswahrscheinlichkeiten.

  13. Bei den zusätzlich ausgewiesenen Pseudo-R²-Werten ist zu beachten, dass diese nicht zwischen den für Ehen bzw. NEL berechneten Modellen vergleichbar sind. Da bei Ehepaaren weit über 10 000 zensierten Episoden weniger als 200 Episoden gegenüberstehen, in denen ein Trennungsereignis eintritt, ist die abhängige Variable schief verteilt. Unter diesen Bedingungen können kaum hohe Varianzaufklärungen erzielt werden (Andreß et al. 1997: 289).

  14. Der lineare Term der Ehedauer wird in den in Tabelle 2 dargestellten Modellen nicht signifikant. Dies ist auf die Altersobergrenze von 55 Jahren zurückzuführen, durch die Ehen mit langer Dauer und geringer Trennungswahrscheinlichkeit aus der Analyse ausgeschlossen werden. Wird keine Altersbeschränkung vorgenommen, wird auch der lineare Term der Ehedauer signifikant (Modelle nicht dargestellt).

  15. Auch Kalmijn et al. (2007: 167) kommen zu dem Ergebnis, dass die Trennungswahrscheinlichkeit in den ersten Kohabitationsjahren hoch ist und dann abfällt. Ein erneuter Anstieg des Trennungsrisikos bei langer Kohabitationsdauer zeigt sich hier zwar nicht; die Kohabitationsdauer ist jedoch auf zehn Jahre begrenzt.

  16. Dies ist für einen kleinen Teil der NEL nur zum Teil möglich, die entweder vor 1991 in Ostdeutschland oder bereits vor 1984 kohabitiert haben. Für diese Paare ist die Kohabitationsdauer linkszensiert.

  17. Differenzscores und Korrelationen messen nicht exakt das Gleiche. Die Korrelation erfasst die Systematik der Beziehung der Partnermerkmale, während die Differenzscores vor allem Niveauunterschiede abbilden.

  18. Grundlage sind hier Post-hoc-Tests auf signifikante Gruppenunterschiede, die im Rahmen einer univariaten Varianzanalyse (ANOVA) berechnet wurden (nicht dargestellt).

  19. Bezogen auf das relative Einkommen unterscheiden sich die Mittelwerte zwischen den Gruppen NEL-Ehe ≤ fünf Jahre bzw. NEL-Ehe > fünf Jahre signifikant. Das Bildungsverhältnis der Partner unterscheidet sich dagegen nicht signifikant zwischen den Vergleichsgruppen.

  20. Die Unterschiede zwischen Ehen mit einer Dauer von bis zu fünf Jahren bzw. über fünf Jahren sind dagegen weniger gravierend. Teilweise erweisen sich Ehen ≤ fünf Jahre sogar als „traditioneller“ als länger andauernde Ehen (vgl. die Ergebnisse zur Berufsorientierung und zum Einkommen der Frau bzw. zur relativen Berufsorientierung des Mannes). Eine Ursache hierfür könnte darin liegen, dass sich bei den jungen Ehen in 60 Prozent der Haushalte mindestens ein Kind unter sechs Jahren befindet, während dieser Wert in den länger dauernden Ehen auf 13 Prozent sinkt.

  21. Es wäre notwendig, die entsprechende Kausalkette im Rahmen eines komplexen Forschungsdesigns zu testen: Die Wahrnehmung von ehelicher Instabilität sollte zu einer größeren Berufsorientierung der Frau und diese wiederum zur Aufnahme einer Erwerbstätigkeit im Vorfeld der Trennung führen. Dieses Design ist im SOEP nicht umsetzbar, da Indikatoren wie die subjektive Ehestabilität fehlen.

  22. Die Ehedauer wird für die Berechnung der Interaktionseffekte in fünf Kategorien (0-5, 6-10, 11-17, 18-25, mehr als 25 Jahre) eingeteilt. Bei den Heiratskohorten wird zwischen vier Kategorien unterschieden (Heiratsjahr bis 1970, 1971-1980, 1981-1990, 1991-1998).

  23. Nach Brines und Joyner (1999) erhöht sich die Trennungswahrscheinlichkeit in der NEL mit steigendem relativem Einkommen der Frau. Um überhaupt Einkommenseffekte nachweisen zu können, greifen die Autoren jedoch auf eine relativ komplexe Modellspezifikation zurück. In das entsprechende Modell gehen sowohl ungerichtete als auch gerichtete Einkommensdifferenzen ein.

  24. Zusätzlich besteht eine Wechselwirkung des relativen Einkommens des Mannes mit der in zwei Kategorien (bis fünf Jahre, mehr als fünf Jahre) eingeteilten Dauer des Zusammenlebens. Hiernach wirkt sich ein relativ zur Lebenspartnerin höheres Einkommen des Mannes in den ersten fünf Kohabitationsjahren stärker destabilisierend aus als in den NEL, die länger als fünf Jahre dauern (Ergebnis nicht dargestellt).

  25. Gerichtete Einstellungsdifferenzen im Hinblick auf die Berufsorientierung stehen–ebenso wie ungerichtete Einkommensdifferenzen der Partner–in keinem Zusammenhang mit der Stabilität der NEL (Modelle nicht dargestellt).

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*Für Anregungen und Kritik danke ich Oliver Arránz-Becker, Ulrich Kohler, Johannes Kopp, Anja Steinbach und zwei anonymen Gutachtern.

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Lois, D. Arbeitsteilung, Berufsorientierung und Partnerschaftsstabilität – Ehen und nichteheliche Lebensgemeinschaften im Vergleich*. Koelner Z.Soziol.u.Soz.Psychol 60, 57–81 (2008). https://doi.org/10.1007/s11577-008-0003-z

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