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Welche familienpolitischen Maßnahmen fördern die Arbeitsmarktpartizipation von Müttern?

Which family policies support the labour market participation of mothers?

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

Zusammenfassung

Im Beitrag wird untersucht, welche familienpolitischen Maßnahmen (Kinderbetreuung, Elternzeit, Transferleistungen) die Arbeitsmarktpartizipation von Müttern fördern. Im Gegensatz zu bisherigen Studien wird weiter evaluiert, inwiefern ein Zusammenhang zwischen erwerbsfördernden Maßnahmen und kulturellem Mutterbild besteht und ob letzteres die Arbeitsmarktpartizipation beeinflusst. Im Rahmen einer Mehrebenenanalyse werden 21 europäische Staaten anhand der Daten der zweiten Welle des European Social Survey (ESS) aus den Jahren 2004/2005 in Kombination mit Makrovariablen der Organisation für wirtschaftliche Zusammenarbeit und Entwicklung (OECD) untersucht. Den theoretischen Rahmen der Studie bildet ein rationales Entscheidungsmodell: die mikroökonomische Theorie des Arbeitsangebotes. Zentrales Ergebnis der Analyse ist, dass einzig ein hohes Betreuungsangebot für unter dreijährige Kinder die Arbeitsmarktpartizipation, insbesondere jene von Müttern sehr junger Kinder, fördert. Diese familienpolitische Maßnahme weist einen engen Zusammenhang mit der nationalen Kultur auf.

Abstract

This article investigates the effects of family policies (child care, parental leave, financial transfers) on labour market participation of mothers in 21 European countries. In contrast to previous studies, the correlation of child care provision with national culture and the cultural influence on maternal employment decisions are also estimated. The microeconomic theory of labour supply provides the theoretical framework of the analysis. With the use of hierarchical logistic regression models the hypotheses are tested on the data of the European Social Survey (2004/2005) and contextual variables of the Organisation for Economic Co-operation and Development. As a central result the level of child care provision for children below the age of three is found to be the single variable with regards to increasing labour market participation, particularly for mothers of young children. This political measure is strongly correlated to national culture.

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Abb. 3
Abb. 4
Abb. 5

Notes

  1. Belgien, Dänemark, Deutschland, Finnland, Frankreich, Griechenland, Großbritannien, Irland, Island, Italien, Luxemburg, Niederlande, Norwegen, Österreich, Polen, Portugal, Schweden, Slowakei, Spanien, Tschechien und Ungarn.

  2. Dass die wohlfahrtsstaatliche Unterstützung von Frauen und Müttern nicht systematisch mit den Regimetypen Esping-Andersens variiert wird u. a. von Shaver u. Bradshaw (1995: 23) empirisch bestätigt.

  3. Es wird davon ausgegangen, dass die täglich zur Verfügung stehenden 24 Stunden komplett in Arbeit oder Freizeit investiert werden könnten. Zeit für Regeneration, wie Schlafen, Essen oder Körperpflege, wird nicht separat berücksichtigt.

  4. Nutzenkurven werden als konvex zum Ursprung angenommen. Im Diagramm von links nach rechts betrachtet werden sie demzufolge flacher, von rechts nach links steiler. Der Grund für diese Form ist die Annahme, dass Individuen knappe Güter höher bewerten als reichlich vorhandene (Blau u. Ferber 1986: 80).

  5. Diese Kurven symbolisieren, da sie eher flach verlaufen, eine stärkere Präferenz für Güter denn für Freizeit (vgl. Blau u. Ferber 1986: 61).

  6. Aufgrund ihres eher steilen Verlaufs symbolisieren diese Kurven eine stärkere Präferenz für Freizeit als für Güter (vgl. Blau u. Ferber 1986: 61).

  7. Ob dies wirklich alle Mütter erfasst, die Arbeit anbieten wollen, ist fraglich. Beachtenswert ist gerade in Bezug auf Mütter die sogenannte „stille Reserve“ des Arbeitsmarktes. Dies sind Personen, die erwerbsbereit sind, jedoch aus den offiziellen Arbeitsmarktstatistiken herausfallen, da keine Meldung bei der Arbeitsverwaltung vorliegt. Gründe hierfür können beispielsweise Entmutigungseffekte nach langer Arbeitsplatzsuche sein (vgl. Holst 2000).

  8. Die Zerlegung dieser beiden Effekte ist in Abb. 2 nicht dargestellt.

  9. Empirisch hat sich bestätigt, dass die individuelle Bildung einen positiven Effekt auf die Erwerbstätigkeit einer Mutter hat (Wenk u. Garrett 1992; Uunk et al. 2005; Kreyenfeld et al. 2007).

  10. Dieser Zusammenhang hat sich u. a. bei Pettit u. Hook (2005) empirisch bestätigt.

  11. Diese Kosten müssen nicht als monetäre Größen verstanden werden, sondern können sich ebenfalls als soziale Sanktionen im Sinne von gesellschaftlicher Ächtung ausdrücken. Ebenso kann eine Abweichung vom Mehrheitsverhalten für das Individuum Entscheidungsfindungs-, Informations- und Koordinationskosten zur Folge haben (Rüther 2001: 118).

  12. Die Freizeit gilt im Modell als normales Gut. Entsprechend sinkt mit der Niveauverringerung der Budgetlinie die Nachfrage nach Freizeit.

  13. Ausnahmen stellen hier Irland und Italien dar, deren Daten sich auf das Jahr 2000 beziehen; die Angaben über Polen stammen aus dem Jahr 2001; Frankreichs Daten sind aus dem Jahr 2002 und die Informationen über Dänemark beziehen sich auf das Jahr 2005. Die Angaben für Ost- und Westdeutschland beziehen sich auf das Jahr 2002 und sind dem Gender-Datenreport entnommen (Cornelißen 2005: 323).

  14. Island und Norwegen stellen hier in Bezug auf die EU-Mitgliedschaft Ausnahmen dar, sie sind jedoch Mitglieder der Europäischen Freihandelsassoziation (EFTA).

  15. Vgl. hierzu Tab. 2.

  16. In der Allgemeinen Bevölkerungsumfrage der Sozialwissenschaften (ALLBUS) aus dem Jahr 2004 stimmen 62 Prozent der Westdeutschen der Aussage „Ein Kleinkind wird sicherlich darunter leiden, wenn seine Mutter berufstätig ist“ eher, bzw. voll und ganz zu; im Osten sind es zum gleichen Zeitpunkt nur 29 Prozent (Kreyenfeld u. Geisler 2006: 339)

  17. Hierzu zählen leibliche und adoptierte Kinder, Stief- und Pflegekinder sowie Kinder des im Haushalt lebenden Partners.

  18. Vgl. Statistisches Bundesamt 2007.

  19. Die genaue Fragestellung lautet: „Using this card, which of these descriptions applies to what you have been doing for the last 7 days?“ Antwortkategorie: „In paid work (or away temporarily) (employee, self-employed, working for your family business)“.

  20. Antwortkategorien zur Frage oben: „unemployed, actively looking for job“ und „unemployed, not actively looking for job“. Abweichend vom Konzept der ILO gelten auch Mütter, die in der letzten Woche nicht aktiv nach Arbeit gesucht haben, als Arbeitsanbieterinnen. Das ILO-Konzept fordert eigentlich eine aktive Suche innerhalb der letzten vier Wochen.

  21. Antwortkategorie zur Frage oben: „Doing housework, looking after children or other persons“.

  22. Eine Kontrollvariable sichert, dass wirklich jegliche bezahlte Arbeit erfasst wird. Fragestellung: „Can I just check, did you do any paid work (of an hour or more) in the last seven days?“.

  23. Die genauen Fragestellungen lauten: „Sind Sie der Meinung, dass Frauen ganztags, halbtags oder überhaupt nicht außer Haus arbeiten sollten?

    – …wenn ein Kind da ist, was noch nicht zur Schule geht.

    – …dann, wenn auch das jüngste Kind zur Schule geht.“

  24. Von einer Modellierung des Steigungskoeffizienten mit Zufallseffekt wird aufgrund einer zu geringen Fallzahl auf Länderebene abgesehen. Empfohlen wird hier ein Minimum von 30 Einheiten auf der zweiten Ebene (Hox u. Maas 2004).

  25. Es gilt hierbei die Annahme, dass die Untersuchungseinheiten auf der oberen ebenso wie auf der unteren Ebene zufällig aus einer größeren Grundgesamtheit ausgewählt werden. In dieser Arbeit entspricht die Stichprobe auf Ebene Zwei der Grundgesamtheit. Statistische Inferenz ist jedoch auch bei Totalerhebungen sinnvoll. In der stochastischen Komponente µ befinden sich, wie bei Zufallsstichproben auch, Messfehler und weitere, nicht modellierbare Determinanten der abhängigen Variablen.

  26. Eine adäquate Operationalisierung dieser Variablen ist äußerst schwierig, da sich die Bedingungen zur Bewilligung von Transferleistung zwischen den Staaten extrem unterscheiden (vgl. OECD 2007b).

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  1. Wirtschafts- und Sozialwissenschaftliche Fakultät, Forschungsinstitut für Soziologie (FIS), Universität zu Köln, Greinstr. 2, 50939, Köln, Deutschland

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