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Die Beeinflussung des Heiratsverhaltens durch die Merkmale Alter, Geschlecht, Bildungsabschluss und Einkommen

Eine Beispielrechnung zur logistischen Regressionsanalyse

Hausarbeit 2009 35 Seiten

Soziologie - Familie, Frauen, Männer, Sexualität, Geschlechter

Leseprobe

Inhaltsverzeichnis

Abbildungsverzeichnis

Tabellenverzeichnis

1 Einleitung

2 Heiratsverhalten und Eheschließung
2.1 Institution Ehe – Begriffsbestimmung
2.2 Analyse möglicher Einflussfaktoren

3 Arbeithypothesen

4 Der Datensatz

5 Logistische Regressionsanalyse
5.1 Aufbereitung der Daten
5.1.1 Abhängige Variable
5.1.2 Unabhängige Variablen
5.2 Rechnerische Vorgehensweise

6 Prüfung des Gesamtmodells
6.1 Klassifikationsergebnisse
6.2 Güte der Modellanpassung
6.3 Güte des Gesamtmodells / Pseudo-R²
6.4 Residuendiagnostik - Ausreißer
6.5 Analyse einflussreicher Fälle
6.6 Prüfung der Pradiktorvariablen / Modellrelevanz
6.7 Multikollinearitätsdiagnose
6.8 Autokorrelation

7 Ergebnisse

8 Interpretation

9 Fazit

Anhang A: Daten und Tabellen
A.1 Klassifizierungstabellen
A.2 Kontingenztabellen für Hosmer-Lemeshow-Test
A.3 Variablen der Gleichung
A.4 Logistische Funktionskurve

Literaturverzeichnis

Erklärung

Abbildungsverzeichnis

Abbildung 1: Eheschließungen und Ehelösungen 1965 - 2004

Abbildung 2: Erstheiratsalter in Ost und West Deutschland 1991-2003

Abbildung 3: Streudiagramm der Ausreißer

Tabellenverzeichnis

Tabelle 1: Familienstand / Häufigkeit

Tabelle 2: Verheiratet / Häufigkeit

Tabelle 3: Geschlecht / Häufigkeit

Tabelle 4: Allg. Schulabschluss / Häufigkeit

Tabelle 5: Schulabschluss / Häufigkeit

Tabelle 6: Prozent der richtigen Zuordnung

Tabelle 7: Zufallswahrscheinlichkeiten

Tabelle 8: Press´s Q-Test

Tabelle 9: Hosmer-Lemeshow-Test

Tabelle 10: -2log-Likelihood

Tabelle 11: Likelihood-Ratio-Test

Tabelle 12: Nagelkerke´s-R²

Tabelle 13: Cox und Snells-R²

Tabelle 14: McFadden´s-R²

Tabelle 15: Cook´s Distanzen

Tabelle 16: Likelihood-Quotienten-Test

Tabelle 17: Kollinearitätsdiagnose

Tabelle 18: Regressions- und Effektkoeffizienten

1 Einleitung

Die Pluralisierung der familialen Lebensformen, die sich seit den 70er Jahren vollzogen hat, ist am traditionellen Modell der Ehe nicht spurlos vorbei gegangen. So lässt sich z.B. eine starke Veränderung im Heiratsverhalten in Deutschland feststellen: Waren in der Zeit von 1950 bis Mitte der 70er Jahre noch fast 95% eines Altersjahrgangs verheiratet, so ging die Heiratsneigung von da an erheblich zurück[1].

Abbildung 1: Eheschließungen und Ehelösungen 1965 - 2004[2]

Abbildung in dieser Leseprobe nicht enthalten

Dieses Phänomen ist jedoch nach Nave-Herz nicht auf den von Lenz[3] postulierten Bedeutungsverlust von Ehe und Familie zurück zu führen. Nach ihrer Auffassung

„bleiben Ehe und Familie für die Mehrzahl (…) die ideale Lebensform. (…) Das bürgerliche Familienmodell [hat] (…) an subjektiver Wertschätzung keinesfalls verloren. Das gilt selbst für viele derjenigen, die zurzeit in einer anderen Daseinsform leben.“[4]

Wenn dieser Bedeutungsverlust jedoch nicht das ausschlaggebende Moment für den Rückgang der Eheschließungen ist, stellt sich die Frage nach den Einflussfaktoren, die diese Entwicklung begünstigen oder hervorrufen.

In den folgenden Ausführungen sollen, anhand einer Sekundäranalyse, mögliche Faktoren herausgearbeitet werden, die das Heiratsverhalten beeinflussen könnten[5]. Anschließend sollen diese dann mit Hilfe einer multivariaten Analyse anhand eines selbst gewählten Datensatzes (ALLBUS 2006) auf ihre Einflussstärke hin untersucht werden.

2 Heiratsverhalten und Eheschließung

2.1 Institution Ehe – Begriffsbestimmung

Als Ehe bezeichnet man eine auf Dauer angelegte Form der gegengeschlechtlichen sexuellen Partnerschaft, die durch Sitte und Gesetz anerkannt ist[6]. Mit dem Eingehen der Ehe erkennen beide Partner gewisse Regeln an, die durch Tradition, Brauchtum, Gesetz, Religion etc. abgesichert sind und sanktioniert werden können.[7] Daher kann man auch von der Ehe als einer Institution reden.

2.2 Analyse möglicher Einflussfaktoren

Im Lauf der Jahre hat die Ehe ihre Monopolstellung verloren, denn sie ist heute nicht mehr die einzige legitime Form der Mann-Frau-Beziehung[8]. Es sind mittlerweile vermehrt nichteheliche Lebensgemeinschaften vorzufinden, die ein ähnliches Maß an Intimität und Emotionalität erlauben, aber nicht mit den gleichen Regeln und Sanktionen verbunden sind wie die Ehe. Wie das Zitat von Nave-Herz und auch die Ausführungen von Müller/Sommer/Timm[9] zeigen, wird diese Form des Zusammenlebens nicht als adäquater Ersatz für die Ehe gesehen und kann somit auch nicht ausschließlich für den Rückgang der Heiratsziffer verantwortlich gemacht werden. Einen möglichen Erklärungsansatz bietet das gestiegene Erstheiratsalter.

Wie aus der folgenden Abbildung ersichtlich ist, hat sich das Erstheiratsalter im Zeitraum von 1991 bis 2003 für Frauen 2,9 und für Männer um 3,5 Jahre erhöht. Diese Entwicklung ist jedoch nicht erst seit den neunziger Jahren zu verzeichnen. Seit 1950 ist das Erstheiratsalter in Westdeutschland kontinuierlich angestiegen.[10]

Als Begründung dieses Sachverhaltes lassen sich die verlängerten Ausbildungszeiten, die sich im Zuge der Bildungsexpansion für einen breiten Teil der Bevölkerung ergeben haben, anführen. Daraus ergeben sich für die jungen Erwachsenen gewisse ökonomische Unsicherheiten und Abhängigkeiten (Nesthocker-Generation)[11].

Abbildung 2: Erstheiratsalter in Ost und West Deutschland 1991-2003[12]

Abbildung in dieser Leseprobe nicht enthalten

Des Weiteren ergibt sich aus dem gestiegenen Bildungs- und Qualifikationsniveau für Frauen keine Notwendigkeit eines schnellen Übergangs in eine Versorgungsehe und führt ebenfalls zum Aufschub einer Heirat.[13] Für gut ausgebildete Frauen ist die Eheschließung oder Familiengründung z. T mit hohen Opportunitätskosten verbunden, die auch die Spezialisierungsgewinne[14] der Ehe nicht ausgleichen können.[15]

Bezüglich der Heiratshäufigkeit lassen sich in den verschiedenen Bevölkerungsgruppen bzw. -schichten kaum Unterschiede feststellen, wohl aber ist erkennbar, dass „Personen mit hohem Bildungsstand (…) seltener verheiratet [sind] als solche mit geringerer Bildung.“[16] Bertram und Diekmann weisen außerdem auf eine gewisse Schichtungs-Homogamie bei den Eheschließungen hin[17] - dies soll heißen, dass die meisten Eheschließungen zwischen Personen gleicher Bildungs-, Einkommens- und Sozialschichten zu Stande kommen.

„Der Bildungsabschluss von Frauen und Männern beeinflusst wohl mehr denn je und in hohem Maße die Entscheidung für die Ehe (…), die Ehescheidung, das Heiratsalter und die Kinderzahl. So hat sich während den vergangenen Jahrzehnten das Verhalten zwischen den einzelnen, vor allem über den Bildungsabschluss definierten, sozialen Schichten polarisiert.“ [18]

Aus den vorangestellten Ausführungen lässt sich herleiten, dass sowohl das Geschlecht und das Alter, als auch der Bildungsabschluss Einfluss auf die Wahrscheinlichkeit nehmen, verheiratet zu sein. Da mit einem höheren Bildungs- bzw. Qualifikationsniveau meist auch eine bessere Einkommenslage einhergeht, bzw. junge Frauen durch eigene ökonomische Absicherung nicht mehr gezwungen sind eine Ehe einzugehen, wird auch das Einkommen in die folgende Analyse mit einbezogen.

3 Arbeithypothesen

Anhand der herausgearbeiteten Faktoren, die auf die Wahrscheinlichkeit verheiratet zu sein Einfluss nehmen, sollen nun einige Hypothesen formuliert und in der anschließend Analyse überprüft werden.

Wie die vorangestellten Ausführungen zeigen, hat sich das Erstheiratsalter im Laufe der Jahre kontinuierlich erhöht, daher lässt sich folgende Vermutung aufstellen:

1. Mit steigendem Alter steigt auch die Wahrscheinlichkeit zu der Gruppe der Verheirateten zu gehören.

Höhere Bildungsabschlüsse bzw. ein daraus resultierenden höheres Einkommen gehen meist mit verlängerten Ausbildungszeiten einher und führen zu einem späteren Eingehen einer Ehe. Daher ergibt sich:

2. Mit höherem Bildungsabschluss ist die Wahrscheinlichkeit zur Gruppe der Verheirateten zu gehören im Vergleich zu Gleichaltrigen, auf die diese Eigenschaft nicht zutrifft, geringer. Gleiches gilt für Personen mit einem höheren Einkommen.

Für Frauen mit einem höheren Bildungsabschluss dient die Ehe nicht mehr als Versorgungsmodell. Dies führt zum Aufschub einer Heirat, so dass sich herleiten lässt:

3. Für Frauen mit höherem Bildungsabschuss bzw. Einkommen ergibt sich eine geringere Wahrscheinlichkeit, verheiratet zu sein, als für Frauen mit einem geringeren Bildungsabschluss bzw. Einkommen.

Außerdem könnte ergänzend, aufgrund der beruflichen Einschränkungen, die für Frauen häufig mit dem Eingehen einer Ehe bzw. Gründen einer Familie verbunden sind, vermutet werden:

4. Für Frauen mit höherem Bildungsabschuss bzw. Einkommen ergibt sich eine geringere Wahrscheinlichkeit, verheiratet zu sein, als für gleichaltrige Männer, die ebenfalls einen höheren Bildungsabschluss bzw. ein höheres Einkommen besitzen.

Diese These vernachlässigt zwar das geringere Erstheiratsalter bei Frauen, erscheint aber dennoch sinnvoll, da das Erstheiratsalter keine Rückschlüsse auf den Bildungsabschluss bzw. das Einkommen der Frauen ermöglicht und davon ausgegangen wird, das bei gut ausgebildeten Frauen ein weitaus höheres Erstheiratsalter vorliegt.

Diese Hypothesen sollen nun mit Hilfe eines multivariaten Modells auf der Basis des Datensatzes des ALLBUS 2006 überprüft werden. Eine binär logistische Regression erweist sich als sinnvoll, da es sich um eine dichotome Ausprägung - verheiratet ja oder nein - der abhängigen Variablen handelt, die weder ausreichende Streuung, noch eine Normalverteilung der Residuen ausweist und somit eine Modellprämissenverletzung bei der Anwendung einer linearen Regression vorliegen würde. Vorab soll jedoch kurz der verwendete Datensatz erläutert und erklärt werden, was der ALLBUS ist und wie er erhoben wird.

4 Der Datensatz

Als Datengrundlage dient hierzu der ALLBUS 2006. Dabei handelt es sich um eine allgemeine sozialwissenschaftliche Befragung an der alle zwei Jahre ein repräsentativer Bevölkerungsquerschnitt teilnimmt und die als langfristige, multimathematische Umfragereihe zu Einstellungen, Verhaltensweisen und zur Sozialstruktur in der BRD angelegt ist[19]. Die Erhebungen werden seit 1980 durch persönliche Interviews durchgeführt. Ihre Finanzierung wurde von 1980 bis 1986 durch die deutsche Forschungsgemeinschaft sichergestellt, seitdem (mit Ausnahme der Basline-Studie 1991) ist der ALLBUS im Rahmen der Gesellschaft Sozialwissenschaftlicher Infrastruktureinrichtungen (GESIS) institutionalisiert und wird somit durch das Bundesministerium für Bildung und Forschung, sowie den Ländern finanziert[20].

„Die Grundgesamtheit der ALLBUS-Umfragen bestand bis einschließlich 1990 aus allen wahlberechtigten Personen in der (alten) Bundesrepublik und West-Berlin, die in Privathaushalten leben.“[21] Mit der Wiedervereinigung und der daher zusätzlich durchgeführten Umfrage 1991 änderte sich auch die Grundgesamtheit; sie besteht nun „aus der erwachsenen Wohnbevölkerung (d.h. Deutschen und Ausländern) in West- und Ostdeutschland.“[22]

Seit 1992 beträgt die angestrebte Nettofallzahl 2400 Interviews in den alten und 1100 Interviews in den neuen Bundesländern, d.h. Ostdeutsche sind in der ALLBUS-Stichprobe überrepräsentiert.

Auf Grund dieses Sachverhalts erfolgt die spätere Analyse unter Verwendung eines Gewichtungsfaktors, der eine Verzerrung der Ergebnisse ausgleichen und die Repräsentativität der Stichprobenergebnisse gewährleisten soll[23].

5 Logistische Regressionsanalyse

In dem nun folgenden Abschnitt soll untersucht werden, mit welcher Wahrscheinlichkeit die Eheschließung bei den Probanden in Abhängigkeit von bestimmten Einflussgrößen zu erwarten ist.[24] Der Auswahl dieser Einflussgrößen liegen die Ergebnisse der Sekundäranalyse, sowie die daraus abgeleiteten Arbeitshypothesen zu Grunde. Daher werden aus dem ALLBUS 2006 die Variablen Familienstand, Alter, Geschlecht, allgemeiner Schulabschluss und Netto-Einkommen ausgewählt, die mit SPSS 16 einer binär logistischen Regressionsanalyse unterzogen werden sollen.

Die vorliegen Daten bedürfen vorab allerdings einer Überarbeitung und Anpassung an das vorgesehene Verfahren.

5.1 Aufbereitung der Daten

5.1.1 Abhängige Variable

Da eine binär logistische Regressionsanalyse, die die Ereigniswahrscheinlichkeiten erfasst, durchgeführt werden soll, ist es notwendig, die Variable Familienstand als abhängige Variable umzucodieren.

Die ursprünglichen Ausprägungen sind:

Tabelle 1: Familienstand / Häufigkeit

Abbildung in dieser Leseprobe nicht enthalten

Sie wurden umcodiert in:

Tabelle 2: Verheiratet / Häufigkeit[25]

Abbildung in dieser Leseprobe nicht enthalten

Diese Vorgehensweise wurde als die sinnvollere erachtet, da es sich auch bei Geschiedenen, Verwitweten etc. um Personen handelt, die bereits ein mal verheiratet waren und in dieser Analyse das Heiratsverhalten also die Bereitschaft eine Ehe einzugehen von Interesse ist und nicht der aktuelle „Zustand“ der geschlossenen Ehe.

[...]


[1] vgl. Hradil, Stefan: Die Sozialstruktur Deutschlands im internationalen Vergleich. 2. Aufl., Wiesbaden: VS Verl., 2006, S. 100-101

[2] Quelle: Statistisches Bundesamt, Datenreport 2004, S. 40

[3] vgl. Lenz, Karl: Ehe? Familie? - beides, eines oder keines?. In: Böhnisch, Lothar [Hrsg.]:Familien.2., korrigierte Aufl.,Weinheim [u.a.]:Juventa-Verl.,1999, S. 188

[4] Nave-Herz, Rosemarie:Ehe- und Familiensoziologie.Weinheim [u.a.]:Juventa-Verl.,2004,S. 73

[5] Hierbei handelt es sich lediglich um eine begrenzte Auswahl aus einer Vielzahl möglicher Faktoren.

[6] vgl. Nave-Herz, Rosemarie:Ehe- und Familiensoziologie.Weinheim [u.a.]:Juventa-Verl.,2004,S. 24

[7] vgl. ebd. S. 137

[8] vgl. Lenz, Karl: Ehe? Familie? - beides, eines oder keines?. In: Böhnisch, Lothar [Hrsg.]:
Familien.2., korrigierte Aufl.,Weinheim [u.a.]:Juventa-Verl.,1999, S. 188

[9] vgl. Müller, Rolf:Nichteheliche Lebensgemeinschaft oder Ehe?.Bremen:Univ.,1999, S. 11

[10] vgl. http://www.sozialpolitik-aktuell.de/tl_files/sozialpolitik-aktuell/_Politikfelder/Familienpolitik/Datensam-
mlung/PDF-Dateien/tabVII5.pdf (19.02.09, 15:45)

[11] vgl. http://kops.ub.uni-konstanz.de/volltexte/2002/770/pdf/Ap33.pdf (19.02.09, 16:14), S. 3-4

[12] Quelle: http://www.bmfsfj.de/bmfsfj/generator/Publikationen/genderreport/01-Redaktion/PDF-Anlagen/
einleitung,property=pdf,bereich=genderreport,sprache=de,rwb=true.pdf (19.02.09, 15:31)

[13] vgl. Nave-Herz, Rosemarie:Heirat ausgeschlossen?.Frankfurt/Main [u.a.]:Campus-Verl.,1998, S. 44

[14] Spezialisierungsgewinn in der Ehe: geschlechtsspezifische Arbeitsteilung, wonach dem Mann die Rolle
des Ernährers zugeschrieben wird und sich die Frau in ihrer Tätigkeit auf den Haushalt spezialisiert.
vgl. http://www.demogr.mpg.de/papers/working/wp-2004-007.pdf (10.02.09, 16:50), S. 5

[15] vgl. ebd. S. 45

[16] Hradil, Stefan: Soziale Ungleichheit in Deutschland. 8. Aufl., Wiesbaden: VS Verl., 2006, S. 444

[17] Vgl. ebd.

[18] Eggen, Bernd: Bildung der Eltern und der Kinder. In: Eggen, Bernd[Hrsg.]:Kinderreiche Familien.
1. Aufl..Wiesbaden:VS, Verl. für Sozialwiss.,2006, S. 55

[19] http://www.gesis.org/dienstleistungen/daten/umfragedaten/allbus/ (14.01.09, 9:09)

[20] vgl. ebd.

[21] ebd.

[22] ebd.

[23] im vorliegenden Datensatz ist bereist eine dazu konstruierte Variable vorhanden (v735)

[24] vgl. Backhaus, Klaus:Multivariate Analysemethoden.12., vollst. überarb. und erw. Aufl.. Berlin [u.a.]:
Springer, 2008, S. 244

[25] Diese Variable heißt später Familienstand_dummy

Details

Seiten
35
Jahr
2009
ISBN (eBook)
9783640427567
Dateigröße
572 KB
Sprache
Deutsch
Katalognummer
v134973
Institution / Hochschule
Universität Duisburg-Essen – Soziologie
Note
1,0
Schlagworte
Beeinflussung Heiratsverhaltens Merkmale Alter Geschlecht Bildungsabschluss Einkommen Eine Beispielrechnung Regressionsanalyse

Autor

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Titel: Die Beeinflussung des Heiratsverhaltens durch die Merkmale Alter, Geschlecht, Bildungsabschluss und Einkommen