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Gefährdet Pendelmobilität die Stabilität von Paarbeziehungen? Einflüsse von Erwerbskonstellationen und Haushaltsarrangements in Ost-und Westdeutschland auf die Trennungswahrscheinlichkeit von Paaren Does Commuting to Work Endanger Partnership Stability? Influences of Employment and Household Arrangements on the Probability of Couples Separating in East and West Germany

October 2012
Zeitschrift für Soziologie 41(5):356-374

Authors:

Hamburg University

This contribution considers the question of whether long-distance commuting between the place of residence and the working place increases the risk of separation for couples. The question is analyzed on the couple level and within a contrast group design with respondents from East and West Germany. Both married and unmarried couples with different locational constellations in their household arrangements are analyzed. The data come from random samples drawn from a three-year panel study in an East and a West German city. Partnership, residence, and occupational information are investigated longitudinally for 890 couples. Discrete event history models indicate that long-distance commuting between home and work significantly enhances the risk of separation for couples if the woman commutes but not if the man commutes. In the West German sample, female full-time employment per se exerts a negative effect on the stability of partnerships. In the East German sample, it is the necessity of commuting over long distances rather than the full-time employment of women which significantly enhances the risk of separation. Further analyses show that negative effects of female long-distance commuting are detectable in various work arrangements and household constellations of couples.

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Gefährdet Pendelmobilität die Stabilität von Paarbeziehungen?

Einflüsse von Erwerbskonstellationen und Haushaltsarrangements in Ost- und

Westdeutschland auf die Trennungswahrscheinlichkeit von Paaren

Does Commuting to Work Endanger Partnership Stability?

Influences of Employment and Household Arrangements on the Probability of Couples

Separating in East and West Germany

Stefanie Kley

Universität Hamburg, Fakultät Wirtschafts- und Sozialwissenschaften, Fachbereich Sozialwissenschaften, Allende-Platz 1,

20146 Hamburg, Germany

stefanie.kley@uni-hamburg.de

Zusammenfassung: Dieser Beitrag geht der Frage nach, ob das Fernpendeln zwischen Wohn- und Arbeitsort die Tren-

nungswahrscheinlichkeit von Paaren erhçht. Die Analyse erfolgt auf Paarebene und innerhalb eines Kontrastgruppen-

designs mit Befragten aus Ost- und Westdeutschland. Sowohl verheiratete als auch unverheiratete Paare werden unter-

sucht, wobei verschiedene räumliche Haushaltsarrangements berücksichtigt werden. Die Daten stammen aus Zufalls-

stichproben, die im Rahmen einer dreijährigen Panelstudie in einer ostdeutschen und einer westdeutschen Stadt erhoben

wurden. Untersucht wird die Paarbeziehungs-, Wohn- und Arbeitsgeschichte von 890 Paaren. Diskrete Ereignisdaten-

modelle zeigen, dass das Fernpendeln zum Arbeitsplatz das Trennungsrisiko von Paaren signifikant erhçht, wenn die

Frau pendelt, nicht jedoch wenn der Mann pendelt. In der westdeutschen Teilstichprobe hat die Vollzeiterwerbstätigkeit

von Frauen an sich bereits einen negativen Effekt auf die Partnerschaftsstabilität. In der ostdeutschen Teilstichprobe er-

hçht nicht die Vollzeiterwerbstätigkeit, sondern das Pendeln über große Entfernungen das Trennungsrisiko signifikant.

Weitere Analysen zeigen, dass die negativen Effekte erwerbsbezogener Pendelmobilität von Frauen in verschiedenen Er-

werbs- und Haushaltskonstellationen von Paaren nachweisbar sind.

Schlagworte: Trennung; Scheidung; Pendeln; Zirkuläre Mobilität; Frauenerwerbstätigkeit; Getrennte Haushalte.

Summary: This contribution considers the question of whether long-distance commuting between the place of residence

and the working place increases the risk of separation for couples. The question is analyzed on the couple level and within

a contrast group design with respondents from East and West Germany. Both married and unmarried couples with differ-

ent locational constellations in their household arrangements are analyzed. The data come from random samples drawn

from a three-year panel study in an East and a West German city. Partnership, residence, and occupational information

are investigated longitudinally for 890 couples. Discrete event history models indicate that long-distance commuting be-

tween home and work significantly enhances the risk of separation for couples if the woman commutes but not if the

man commutes. In the West German sample, female full-time employment per se exerts a negative effect on the stability

of partnerships. In the East German sample, it is the necessity of commuting over long distances rather than the full-time

employment of women which significantly enhances the risk of separation. Further analyses show that negative effects of

female long-distance commuting are detectible in various work arrangements and household constellations of couples.

Keywords: Separation; Divorce; Commuting; Circular Mobility; Women’s Employment; Separate Households.

1. Einleitung

Das Pendeln zwischen Wohnung und Arbeitsplatz

beansprucht persçnliche Ressourcen in Form von

Zeit, Geld oder Gesundheit, sobald der Weg zur Ar-

beitsstelle eine gewisse Distanz überschreitet (Kos-

lowsky et al. 1995). Nach Daten des deutschen So-

zio-oekonomischen Panels berichtet ein Fünftel der

Erwerbstätigen, die einen Arbeitsweg von mehr als

30 Minuten zu bewältigen haben, dass das Pendeln

für sie eine große psychische und kçrperliche Belas-

tung darstelle, und es wurde gezeigt, dass die sub-

jektive Lebenszufriedenheit mit der Länge des Ar-

beitsweges sinkt (Stutzer & Frey 2008). Pendler

nehmen diese Bürde auf sich, weil sie sowohl außer-

çrtliche Karrierechancen realisieren als auch in

356  Lucius & Lucius Verlag Stuttgart Zeitschrift für Soziologie, Jg. 41, Heft 5, Oktober 2012, S. 356–374

wohnçrtliche Sozialbeziehungen eingebettet bleiben

wollen. Ein großer Teil der Berufspendler ist verhei-

ratet oder lebt in nichtehelicher Lebensgemein-

schaft und hat Kinder (Schneider et al. 2008: 129;

Kley 2010). In jüngster Zeit wurden einige Studien

verçffentlicht, welche die sozialen Beziehungen und

Familienformen von Berufspendlern zum Gegen-

stand haben (z. B. Reuschke 2010; Rüger et al.

2011) und die negative Auswirkungen verschiede-

ner Formen von Pendelmobilität auf soziale Inter-

aktionsmçglichkeiten illustrieren (z. B. van der Klis

& Mulder 2008; Schneider et al. 2009).

Ein Wohnortwechsel zur Vermeidung langer Pen-

delstrecken ist indes für Paare ungleich kosten-

trächtiger als für Alleinstehende, da verschiedene

Interessen berücksichtigt werden müssen (Kalter

1998; Abraham et al. 2010), und in der Regel profi-

tiert einer der Partner deutlich mehr vom Orts-

wechsel als der andere (Bielby & Bielby 1992; Kal-

ter 1998; Nisic 2010). Dies gilt in besonderem

Maße, wenn beide Partner erwerbstätig sind und

wenn Kinder im schulpflichtigen Alter in der Fami-

lie leben. Pendelmobilität ist somit eine konkurrie-

rende Form der räumlichen Mobilität, die gewählt

werden kann, um Migration zu vermeiden (Kalter

1994; van Ham 2002; Clark & Huang 2003). Hält

man sich jedoch die Stressbelastung der Pendler vor

Augen, lässt dies die Frage aufkommen, ob und ge-

gebenenfalls unter welchen Umständen die mit Pen-

delmobilität verbundene Belastung auf andere Le-

bensbereiche ausstrahlt und das Trennungsrisiko

für Paare erhçht.

Die gesellschaftspolitische Brisanz dieser Fragestel-

lung wird deutlich, wenn man sich zeitgençssische

Prognosen zu den Auswirkungen der modernen Ar-

beitswelt vor Augen hält: In der fortschreitenden

Moderne erschweren die zunehmenden Flexibili-

täts- und Mobilitätserfordernisse langfristige Le-

benspläne und gefährden die Aufrechterhaltung

dauerhafter Beziehungen (z. B. Sennett 1998). Ab-

gesehen von der Frage, ob in Deutschland die ar-

beitsbezogene Pendelmobilität in den letzten Jahren

auf Kosten der Binnenmigration zugenommen hat

(Schneider et al. 2008; Ruppenthal & Lück 2009),

sind mçgliche destabilisierende Effekte der Pendel-

mobilität für Paarbeziehungen deshalb von beson-

derem Interesse. Das Pendeln zwischen Wohn- und

Arbeitsort über weite Strecken kann als Strategie

angesehen werden, den Erfordernissen der moder-

nen Arbeitswelt Rechnung zu tragen, ohne die lokal

verankerten Beziehungen zu gefährden, die sich

zum Beispiel in der familiären Wohnung, dem Ar-

beitsplatz des Partners, der Schule der Kinder, der

räumlichen Nähe von Eltern und Freunden mani-

festieren. Ist die Pendelmobilität eine Strategie, die

„aufgeht“ in unserer heutigen Gesellschaft, oder ge-

fährdet diese räumliche Flexibilität eine der wich-

tigsten sozialen Beziehungen, nämlich die Paarbe-

ziehung?

Um diese Frage angemessen analysieren zu kçnnen,

muss für die Pendeldistanz ein Schwellenwert ge-

wählt werden, der kostenträchtige von weniger

kostenträchtigen Distanzen trennt. Die vorliegende

Analyse wird sich deshalb auf das Fernpendeln

konzentrieren, das durch mindestens eine Stunde

Wegezeit für den einfachen Weg zwischen Woh-

nung und Arbeitsplatz charakterisiert ist.

Der Be-

griff der Trennung bezieht sich auf den Zeitpunkt

des (von den Befragten genannten) Endes der Paar-

beziehung sowohl von unverheirateten als auch von

verheirateten Paaren.

In gängigen Scheidungstheorien wird das Fernpen-

deln zwischen Wohn- und Arbeitsplatz nicht expli-

zit thematisiert, wohl aber die Erwerbstätigkeit an

sich. Die mikroçkonomische Theorie der Eheschei-

dung sieht in der Erwerbstätigkeit von Frauen gene-

rell ein destabilisierendes Moment für Paarbezie-

hungen. Da die zu untersuchenden Pendler eine

Teilgruppe der Erwerbstätigen darstellen, muss ein

eventuell genereller Effekt der (weiblichen) Er-

werbsbeteiligung vom Effekt der Pendelmobilität

unterschieden werden. Es werden deshalb exempla-

rische Erwerbskonstellationen von Paaren unter-

sucht, d. h. das Fernpendeln wird additiv zur

Erwerbsbeteiligung der Frau bzw. des Mannes ana-

lysiert.

Üblicherweise werden in Scheidungsstudien zusam-

menlebende Paare betrachtet (Amato 2010; Lyngs-

tad & Jalovaara 2010). Da hier der Einfluss von

räumlicher Mobilität auf die Trennung von Paaren

untersucht wird, sollte jedoch mçglichst die ganze

Bandbreite an Haushaltsarrangements einbezogen

werden, denn diese Arrangements haben selbst eine

räumliche Komponente. Deshalb werden auch Paa-

re mit separaten Wohnungen in die Untersuchung

einbezogen. Das Zusammenleben und die Heirat

werden als Merkmale einer Paarbeziehung verstan-

den, die den Grad ihrer Institutionalisierung abbil-

den (Arrnz Becker & Hill 2010). Ein zweiter

Wohnsitz sollte ebenfalls berücksichtigt werden, da

er die Interaktionsmçglichkeiten eines Paares beein-

flusst – ungeachtet der Frage, ob arbeitsbezogene

oder andere Gründe für den Zweitwohnsitz aus-

schlaggebend waren. Auf der Basis der betrachteten

Stefanie Kley: Gefährdet Pendelmobilität die Stabilität von Paarbeziehungen? 357

1Diese Definition ist angelehnt an die internationale Stu-

die „Job Mobilities and Family Life in Europe“ Limmer

& Schneider (2008: 34).

Theorien lässt sich vermuten, dass Paarbeziehungen

umso stärker trennungsgefährdet sind, je geringer

ihr Grad der Institutionalisierung ist und je weniger

Mçglichkeiten zu gemeinsamer Freizeitgestaltung

und Interaktion gegeben sind.

Alle diese Aspekte stellen hohe Anforderungen an

das Forschungsdesign; bençtigt werden längs-

schnittliche Daten, die detaillierte Informationen

über die Wohn- und Arbeitsorte von zusammenle-

benden und nicht zusammenlebenden Partnern ent-

halten. Eine relativ kleine aber in dieser Hinsicht

bislang einmalig detaillierte Studie in Deutschland

stammt aus dem durch die Deutsche Forschungs-

gemeinschaft (DFG) gefçrderten Projekt „Migra-

tionsentscheidungen im Lebensverlauf“ (Kley &

Huinink 2010).

Die Daten basieren auf Zufalls-

stichproben unter der 18- bis 50-jährigen Wohnbe-

vçlkerung in zwei deutschen Städten (Magdeburg

in Ost- und Freiburg in Westdeutschland) und ent-

halten monatsgenaue Angaben zur Wohn- und Ar-

beitsgeschichte beider Partner während der dreijäh-

rigen Panellaufzeit. Die Analysen basieren auf

Angaben von 890 Befragten, die im Beobachtungs-

fenster mindestens einen Partner hatten und bis zur

letzten Welle teilgenommen haben (N&26.000

Personenmonate). Mittels diskreter Ereignisdaten-

modelle wird das relative Trennungsrisiko in Ab-

hängigkeit des Fernpendelns und unter Kontrolle

des räumlichen Haushaltsarrangements sowie gän-

giger Scheidungsprädiktoren längsschnittlich ge-

schätzt. Abschließend werden die geschätzten Ef-

fekte des Fernpendelns auf das Trennungsrisiko für

verschiedene Eigenschaften der Paarbeziehung noch

genauer analysiert, und die Ergebnisse werden im

Lichte gängiger Scheidungstheorien diskutiert.

2. Theorie und Forschungsstand

Die theoretischen Erklärungsansätze, die in deut-

schen Scheidungsstudien am häufigsten Anwen-

dung finden, sind die mikroçkonomische Schei-

dungstheorie und die soziale Austauschtheorie

(Wagner & Weiß 2003: 38). Diese Theorien wur-

den in den 1960er und 1970er Jahren entworfen

und beziehen sich auf Ehen; aus theoretischer Sicht

spricht jedoch wenig dagegen, sie auch auf nicht-

eheliche Paarbeziehungen anzuwenden. Aus em-

pirischer Sicht kann man anführen, dass die nicht-

eheliche Paarbeziehung in vielen westlichen Gesell-

schaften zunehmend Verbreitung gefunden hat. Es

gibt Hinweise darauf, dass das unverheiratete Zu-

sammenleben in Deutschland die Heirat als wich-

tigsten Grund für den Auszug aus dem Elternhaus

im frühen Erwachsenenleben abgelçst hat (Konietz-

ka & Huinink 2003; Kley & Huinink 2006). Dass

man kaum annehmen kann, nichteheliche Bezie-

hungen seien weniger ernsthaft als eheliche, zeigt

sich daran, dass heutzutage ein beträchtlicher An-

teil der Geburten auf nicht verheiratete Eltern

entfallen (in Ostdeutschland 60 Prozent, in West-

deutschland 27 Prozent).

2.1 Theoretische Perspektiven auf die Stabilität

von Paarbeziehungen

Die soziale Austauschtheorie beruht auf Thibaut &

Kelleys (1959) Theorie der Interdependenz, die sich

auf den sozialen Austausch zwischen den Partnern

und signifikanten Anderen bezieht (Karney &

Bradbury 1995). Frühe Anwendungen der Theorie

auf die Stabilität von Ehen analysierten drei Bündel

von Einflüssen (Levinger 1965): Die Anziehungs-

kraft der Beziehung; die Barrieren, die Partner-

schaft zu verlassen; und die Präsenz von attraktiven

Alternativen außerhalb der Beziehung. Lewis &

Spanier (1979) schlugen ein kausales Modell zur

Erklärung der Ehestabilität vor, in dem die Qualität

der Ehe der wichtigste Prädiktor ist. Die Qualität

der Ehe beruht demnach auf vorehelichen Charak-

teristiken, wie dem Grad der Homogamie zwischen

den Partnern oder dem Ausmaß ihrer materiellen

Ressourcen; auf der Zufriedenheit mit dem momen-

tanen Lebensstil, zum Beispiel mit der eigenen be-

ruflichen Position und der des Partners oder mit der

Zahl der Kinder; und schließlich auf dem Beloh-

nungscharakter ehelicher Interaktionen durch Auf-

merksamkeit, Liebe und Versorgung (Hill & Kopp

1999: 30).

Im Rahmen der sozialen Austauschtheorie kann er-

wartet werden, dass die Pendelmobilität generell

das Trennungsrisiko von Paaren erhçht (H1), denn

den Partnern bleibt weniger Zeit für gemeinsame

Aktivitäten. Stattdessen verbringen Pendler mehr

Zeit in sozialen Kontexten, in denen der Partner

bzw. die Partnerin nicht präsent ist, zum Beispiel

358 Zeitschrift für Soziologie, Jg. 41, Heft 5, Oktober 2012, S. 356–374

2Das Sozio-oekonomische Panel (SOEP) enthält ebenfalls

einige Informationen über Wohn- und Arbeitsorte und hat

die Vorteile bundesweiter Stichproben und der direkten

Befragung des jeweiligen Partners der Zielperson. Ein

Nachteil ist jedoch, dass keine Informationen zur Arbeits-

und Wohngeschichte von Partnern vorliegen, die nicht mit

dem Befragten in einem Haushalt zusammenleben.

3Daten vom Statistischen Bundesamt; http://www.zeit.de/

news/2011-08/gesellschaft-jedes-dritte-kind-wird-unehe-

lichgeboren-12115204. Siehe auch Statistisches Bundes-

amt: Fachserie 1, Reihe 1.1, Wiesbaden 2012.

auf der Fahrt zur Arbeit und in der Umgebung ihres

Arbeitsplatzes, insbesondere wenn sie über Nacht

am Arbeitsort bleiben. Dies kçnnte zur Erweiterung

der wahrgenommenen Alternativen zur bestehen-

den Paarbeziehung führen, zum Beispiel weil am

Arbeitsort vom Partner unabhängige Bekanntschaf-

ten gepflegt werden oder weil am Arbeitsort eine

weitere Wohnung vorhanden ist. Nicht zuletzt ver-

ringern lange Wegezeiten zwischen Wohn- und Ar-

beitsort vermutlich die Zufriedenheit mit dem mo-

mentanen Lebensstil, da das Pendeln als stressig

empfunden wird.

Die mikroçkonomische Theorie der Ehe ist kein

von der Austauschtheorie fundamental verschiede-

nes Paradigma (Hill & Kopp 1999: 36; Wagner

1997: 97): Im Hinblick auf die Trennung von Paa-

ren führen beide Theorien zu ähnlichen empiri-

schen Hypothesen und auch zu ähnlichen Analy-

sestrategien. In der mikroçkonomischen Theorie

(Becker et al. 1977) ist der Nutzen, der aus der

Paarbeziehung erwächst, von zentraler Bedeutung

für deren Stabilität. Wichtige Determinanten für

den Nutzen einer Partnerschaft sind der „Partner-

Match“,Formen der Arbeitsteilung und Investitio-

nen in paarspezifisches Kapital. Der „Partner-

Match“ wird gedacht als eng verwoben mit der

paarspezifischen Arbeitsteilung. Optimal für die

Stabilität der Paarbeziehung ist es demnach, wenn

bestimmte Eigenschaften der Partner positiv korre-

lieren, während andere, die sich gegenseitig ergän-

zen, negativ korrelieren (Hill & Kopp 1999: 33).

Zu den Eigenschaften, die mçglichst ähnlich sein

sollten, gehçren zum Beispiel das Lebensalter und

der sozioçkonomische Hintergrund der Partner,

denn sie führen in der Regel zu ähnlichen Geschmä-

ckern bzw. Präferenzen. Eigenschaften, die sich ge-

genseitig ergänzen, beziehen sich vor allem auf un-

terschiedliche Potenziale am Arbeitsmarkt. Die

Theorie nimmt an, dass Partnerschaften, in denen

eine geschlechtsspezifische Arbeitsteilung prakti-

ziert wird, besonders stabil sein sollten, da die Paar-

beziehung durch die Spezialisierung des Mannes

auf die Erwerbsrolle und der Frau auf die Haus-

frauenrolle beiden den grçßten Nutzen bringt (Be-

cker et al. 1977: 1145ff.). Diese Erwartung beruht

auf der Annahme, dass Frauen in der Regel ein ge-

ringeres Bildungsniveau und damit ein geringeres

Arbeitsmarktpotential aufweisen als Männer. Die

Erwerbsarbeit von Frauen kçnnte demnach generell

das Trennungsrisiko erhçhen (H2). Denn erstens

kann das Paar durch die gemeinsame Arbeitsmarkt-

beteiligung keine Spezialisierungsgewinne realisie-

ren, zweitens stellt das Alleinleben nur dann eine

echte Alternative für Frauen dar, wenn sie çkono-

misch „auf eigenen Füßen stehen“.

Es gab und gibt einigen Widerspruch gegen die Prä-

missen der mikroçkonomischen Theorie der Ehe-

scheidung. Anhand von Wohnortwechseln bei Dop-

pelverdiener-Paaren wurde gezeigt, dass in Zeiten

steigender Arbeitsmarktchancen für Frauen Fragen

der paarinternen Arbeitsteilung oft verhandelt wer-

den (Abraham et al. 2010). In Verhandlungsmodel-

len hängt das Ergebnis des gemeinsamen Entschei-

dungsprozesses über die optimale Allokation der

Haushaltsressourcen von der relativen Verhand-

lungsmacht eines jeden Partners ab, und die Vertei-

lung der Macht in einer Paarbeziehung ändert sich

mit jeder Veränderung der Arbeitsteilung (Engel-

hardt 2002: 42ff.). Obgleich kooperative Verhand-

lungsmodelle im Hinblick auf die Stabilität von

Paarbeziehungen ähnliche Hypothesen generieren

wie mikroçkonomische Modelle, ist die Erklärung

der Mechanismen, die zu einer Trennung führen,

dennoch verschieden: Beim mikroçkonomischen

Modell ist eine Trennung letztlich auf den (von Be-

ginn an bestehenden) mismatch der Partner zurück-

zuführen, denn die Präferenzen der Partner werden

als weitgehend stabil gedacht. Das Verhandlungs-

modell hingegen lässt die Veränderung der Präfe-

renzen, z. B. im Hinblick auf die Arbeitsteilung zwi-

schen den Partnern, explizit zu.

In den letzten Jahrzehnten haben Frauen durch-

schnittlich deutlich an Bildungsstand und Arbeits-

marktchancen gewonnen, so dass die Verbreitung

stärker egalitärer Geschlechtsrollen vermutlich zu-

genommen hat (Huinink & Rçhler 2005; Treas &

Drobnic 2010). Es ist deshalb denkbar, dass die Er-

werbstätigkeit der Frau prinzipiell keine Gefähr-

dung mehr für die Stabilität von Paarbeziehungen

darstellt. Andererseits ist bekannt, dass Haushalts-

tätigkeiten nach wie vor eine weibliche Domäne

sind und dass die Kombination von Erwerbsarbeit

und der Verantwortlichkeit für Hausarbeit und

Kindererziehung zu einer Doppelbelastung der

Frauen führt (Künzler 1999; Huinink & Rçhler

2005; Treas & Drobnic 2010). Die Einstellungen

zu Geschlechterrollen bestimmt sowohl die Zeit,

die Frauen mit Hausarbeit verbringen (van der Lip-

pe 2010) wie auch das Ausmaß an Konflikten über

die Arbeitsteilung zwischen den Partnern (Rçhler

& Huinink 2010), welche insbesondere Frauen zu

einer Trennung veranlassen kçnnen (Frisco & Wil-

liams 2003). Da in Ostdeutschland eine positive

Einstellung gegenüber der Erwerbstätigkeit von

Frauen weiter verbreitet ist als in Westdeutschland

(Huinink & Rçhler 2005), kann ein Kontrastgrup-

pendesign mit ost- und westdeutschen Befragten

dazu dienen, den evtl. interagierenden Einfluss von

Geschlechtsrollenüberzeugungen auf die Partner-

Stefanie Kley: Gefährdet Pendelmobilität die Stabilität von Paarbeziehungen? 359

schaftsstabilität zu analysieren. Auf Basis des Ver-

handlungsmodells ist zu erwarten, dass die Arbeits-

marktbeteiligung von Frauen in Ostdeutschland die

Stabilität von Paarbeziehungen weniger gefährdet

als in Westdeutschland (H3).

Eine stärkere Arbeitsmarktbeteiligung von Frauen

und eine stärker egalitäre Einstellung im Hinblick

auf die Verteilung von Hausarbeit schlagen sich je-

doch in der Praxis der Haushaltsführung nicht un-

bedingt signifikant nieder. Es wurde gezeigt, dass

erwerbstätige Frauen trotz egalitärer Einstellungen

beider Partner oft einen Großteil der Hausarbeit

quasi nebenbei erledigen (Huinink & Rçhler 2005;

Rçhler & Huinink 2010). Dies erfordert ein straffes

Zeitregiment, insbesondere wenn noch Kinder zu

versorgen sind. Lange Arbeitswege kçnnten diese

Praxis der Haushaltsführung erschweren. Mçgli-

cherweise kommt es dann zu Konflikten zwischen

den Partnern, wenn sich Frauen gezwungen sehen,

eine stärkere Beteilung ihrer Männer an der Haus-

arbeit einzufordern. Diese Situation stellt das

Selbstverständnis einer egalitären Paarbeziehung in

Frage und gefährdet eventuell auch deren Stabilität.

Man kann deshalb erwarten, dass insbesondere das

Fernpendeln von Frauen die Trennungswahrschein-

lichkeit erhçht (H4).

2.2 Forschungsstand

Es gibt relativ wenige Befunde zum Einfluss von Pen-

delmobilität auf das Trennungsrisiko von Paaren. In

ihrer Dissertation zeigte Sandow (2010) auf der Ba-

sis von schwedischen Registerdaten, dass Fernpend-

ler mit einer einfachen Wegstrecke von mindestens

30 km ein signifikant hçheres Trennungsrisiko auf-

weisen als andere Paare. Sie untersuchte eine Periode

von zehn Jahren und analysierte verheiratete und un-

verheiratet zusammenlebende Paare.

Viry et al. (2010) untersuchten den Einfluss von ar-

beitsbezogener Mobilität auf die wahrgenommene

Qualität von Paarbeziehungen. Sie fanden keinen

Nettoeffekt, weil zwei gegenläufige Einflüsse am

Werk waren: Wenn Kontakte im sozialen Netzwerk

zur Mobilität gedrängt hatten, war Mobilität nega-

tiv mit der Qualität von Paarbeziehungen asso-

ziiert; wenn hingegen die Mobilität als durch den

Arbeitsmarkt erzwungen wahrgenommen wurde,

ging sie mit einer erhçhten Qualität von Paarbezie-

hungen einher. Diese Befunde stützen die Idee, dass

individuelle Wahrnehmungen und Einstellungen ei-

ne bedeutsame Rolle für die Effekte von beruflicher

Pendelmobilität haben. Da jedoch die Analyse auf

Querschnittsdaten beruht, bleibt die Kausalität die-

ser Effekte fragwürdig.

Auch geografische Aspekte erwiesen sich als be-

deutsam. Für Berufspendler, die in einer ländlichen

Gegend leben, wurde ein hçheres Trennungsrisiko

geschätzt als für Pendler aus städtischen Gebieten

(Sandow 2010). Andere Studien fanden ebenfalls

unterschiedliche Trennungsraten in verschiedenen

Gebieten, die in der Regel mit Unterschieden im

Partnermarkt und in der Verteilung sozio-demogra-

fischer Eigenschaften erklärt werden (South 2001;

Lyngstad 2011). Aus diesen Befunden kann man

den Schluss ziehen, dass der Gebietstyp in Analysen

zur Stabilität von Paarbeziehungen kontrolliert

werden sollte.

Der Befund, dass Frauen seltener Fernpendler sind

als Männer, wird in der Regel mit der Doppelbelas-

tung von Frauen durch Erwerbsarbeit und Haus-

haltsführung erklärt, die lange Wege zum Arbeits-

platz besonders unattraktiv macht (Kalter 1994;

Limmer 2005; Schneider et al. 2008; Kley 2010).

Untersuchungen zum geschlechtsspezifischen Ein-

fluss von Pendelmobilität auf die Trennungswahr-

scheinlichkeit von Paaren sind mir nicht bekannt;

es gibt jedoch diesbezügliche Befunde zur Erwerbs-

tätigkeit generell. Schmitt & Trappe (2010) unter-

suchten den Einfluss von weiblicher Erwerbstätig-

keit auf die Trennungswahrscheinlichkeit in Verbin-

dung mit Geschlechtsrollenüberzeugungen, indem

sie einen Vergleich von ost- und westdeutschen Paa-

ren vornahmen. In der ostdeutschen Teilstichprobe

fanden sie keinen negativen Effekt von weiblicher

Erwerbsarbeit auf die Beziehungsstabilität, wohl

aber in der westdeutschen Teilstichprobe. In West-

deutschland war das Trennungsrisiko für Paare mit

einer stärker egalitären Arbeitsteilung im Vergleich

zu Paaren, die das männliche Ernährermodell prak-

tizieren (der Mann arbeitet Vollzeit, die Frau ist

nicht erwerbstätig), signifikant erhçht. War die

Frau in Teilzeit erwerbstätig, gab es in West-

deutschland keine Effekte, in Ostdeutschland hal-

bierte sich jedoch das Trennungsrisiko im Vergleich

zu Paaren, die das männliche Ernährermodell prak-

tizieren. Die Teilzeiterwerbstätigkeit der Frau hat

auf ostdeutsche Paarbeziehungen demnach sogar ei-

nen stabilisierenden Effekt. Dieser Befund spricht

dafür, dass die Erwerbstätigkeit der Frau für Paare

mit stärker egalitären Geschlechtsrollenüberzeu-

gungen kein grundsätzliches Risiko für die Stabili-

tät der Paarbeziehung darstellt. Es sollte allerdings

nicht außer Acht gelassen werden, dass die gesell-

schaftliche Akzeptanz der Frauenerwerbstätigkeit

in Ostdeutschland hçher ist, was sich auch in einer

stärkeren Verbreitung von Kinderbetreuungsein-

richtungen niederschlägt, sodass in Ostdeutschland

bessere Rahmenbedingungen für eine (Vollzeit-)Er-

360 Zeitschrift für Soziologie, Jg. 41, Heft 5, Oktober 2012, S. 356–374

werbstätigkeit der Frau bestehen (Pfau-Effinger

2010; Rçhler & Huinink 2010).

Im Licht dieser Befunde lassen sich für diesen Bei-

trag zwei Ziele spezifizieren: Erstens sollen die

Befunde zum differenzierten Einfluss der Arbeits-

marktpartizipation von Frauen auf das Trennungs-

risiko von Paaren in Deutschland repliziert werden.

Zweitens gilt es zu analysieren, ob das Pendeln zwi-

schen Wohn- und Arbeitsort die Wahrscheinlichkeit

einer Trennung (zusätzlich) erhçht.

Im Hinblick auf Scheidungsprädiktoren gibt es eine

Fülle von Befunden, aber relativ wenige davon er-

wiesen sich über verschiedene Studien als reliabel.

Die folgende Darstellung konzentriert sich auf

Befunde zu Einflüssen, die auf der Basis der sozia-

len Austauschtheorie und der mikroçkonomischen

Theorie der Ehescheidung gewonnen wurden. Die

Hauptquellen für diese Darstellung sind eine Meta-

analyse deutscher Scheidungsstudien, die zwischen

1987 und 2001 durchgeführt wurden (Wagner &

Weiß 2003), und Literatur-Reviews zu Scheidungs-

studien, die in Europa und den Vereinigten Staaten

von Amerika in den letzten zwei Dekaden verçf-

fentlicht wurden (Amato 2010; Lyngstad & Jalo-

vaara 2010). Danach werden folgende Indikatoren

berücksichtigt:

a) Indikatoren des „Partner-Match“ bzw. der At-

traktivität der Paarbeziehung. Es wurde gezeigt,

dass die Heirat in jungen Jahren das Scheidungs-

risiko stark erhçht, während ein hçheres Hei-

ratsalter dieses Risiko senkt (Heaton 1991;

Teachman 2002; South 1995). Homogamie im

Hinblick auf ethnische Zugehçrigkeit, Bildung

oder Religion wurde lediglich in den USA (Brat-

ter & King 2008; Teachman 2002), nicht jedoch

in Deutschland und den Nordeuropäischen Staa-

ten als einflussreich ausgemacht (Wagner &

Weiß 2003; Jalovaara 2003; Lyngstad 2004).

b) Indikatoren der Arbeitsteilung. Befunde zum

Einfluss der Arbeitsteilung zwischen den Part-

nern aus deutschen Studien stützen die Hypo-

these, dass die Arbeitsmarktpartizipation von

Frauen das Scheidungsrisiko erhçht (Wagner &

Weiß 2003). Neuere Studien insbesondere aus

den USA zeigen jedoch eine gemischte Evidenz

im Hinblick auf die Stärke und sogar die Rich-

tung dieses Zusammenhangs für bestimmte

Gruppen (Sayer & Bianchi 2000; Rogers 2004;

Schoen et al. 2006). Eine ländervergleichende

Studie kam zu dem Befund, dass sich in West-

deutschland das Scheidungsrisiko erhçht, wenn

die Frau einen etwas grçßeren Anteil zum Haus-

haltseinkommen beiträgt oder der Mann einen

etwas grçßeren Anteil an der Hausarbeit leistet,

während sich in den USA egalitäre Partnerschaf-

ten als die stabilsten erwiesen (Cooke 2006).

Dieser Befund stützt die oben angeführten Über-

legungen zum Einfluss von Geschlechtsrollen

auf das Trennungsrisiko.

c) Indikatoren des paarspezifischen Kapitals bzw.

Barrieren, die Partnerschaft zu beenden. Die

Geburt des ersten Kindes, das Vorhandensein

gemeinsamer Kinder, Wohneigentum, katholi-

sche Religionszugehçrigkeit sowie die kirchliche

Trauung wurden in deutschen Studien wieder-

holt als Merkmale ausgemacht, die das Schei-

dungsrisiko senken, während das Leben in der

Großstadt, wo die soziale Kontrolle mçglicher-

weise geringer ausfällt als in kleineren Gemein-

den, das Scheidungsrisiko erhçht (Wagner &

Weiß 2003). Des Weiteren kann man argumen-

tieren, dass das Zusammenleben in einem ge-

meinsamen Haushalt ein wichtiger Schritt zur

Institutionalisierung einer Partnerschaft ist und

deshalb als Investition in paarspezifisches Kapi-

tal angesehen werden kann. Es wurde gezeigt,

dass das Zusammenleben die subjektive Wahr-

nehmung von Instabilität in der Paarbeziehung

in ähnlichem Umfang senkt wie die Heirat

(Arrnz Becker & Hill 2010). Die Heirat ist oft

der nächste Schritt, und es ist bekannt, dass die

Ehe eine starke Barriere darstellt, die Partner-

schaft zu beenden: Die Trennungsraten sind für

unverheiratet zusammenlebende Paare generell

hçher als für verheiratete Paare, selbst in den für

nichteheliches Zusammenleben offenen skan-

dinavischen Gesellschaften (Jensen & Clausen

2003).

3. Daten und Analysemethoden

Die Daten der folgenden Analyse stammen aus der

Studie „Migrationsentscheidungen im Lebensver-

lauf“, einem Drei-Wellen-Panel mit Ereignisdaten,

die auf monatlicher Basis erhoben wurden (Kley &

Huinink 2010). Die Beobachtungsperiode deckt die

Dauer der Panelstudie ab und reicht von Januar

2006 bis Dezember 2008, das sind 36 Monate. Um

eine Linkszensierung zu vermeiden, wurde jeweils

der Beginn der ersten Episoden erfragt. Die Daten

wurden per Zufallsauswahl unter der Wohnbevçl-

kerung im Alter von 18 bis 50 Jahren in zwei deut-

schen Städten erhoben. Die Auswahl erfolgte mit-

tels Random Digit Dialing (Gabler et al. 1998), die

Erhebung als Computer Assisted Telephone Inter-

views (CATI). Abgesehen von unterschiedlichen

Stefanie Kley: Gefährdet Pendelmobilität die Stabilität von Paarbeziehungen? 361

çkonomischen Bedingungen aufgrund ihrer Lage in

Ost- und Westdeutschland sind die beiden ausge-

wählten Städte (Magdeburg und Freiburg) recht

ähnlich. Sie haben beide rund 200.000 Einwohner,

haben Universitäten und liegen nicht in unmittel-

barer Nähe zu einer anderen Großstadt, die in einer

kurzen Pendeldistanz erreicht werden kann. Im

Hinblick auf den Befund, dass der Einfluss des

Fernpendelns auf das Trennungsrisiko zwischen

ländlichen und städtischen Regionen variiert (Sand-

ow 2010), kann eine Einschränkung der Analysen

auf städtische Gebiete als Vorteil angesehen wer-

den. Im Hinblick auf den jeweiligen Partner-Markt

kçnnten die beiden Städte nichtsdestotrotz unter-

schiedlich sein, da es aufgrund der unterschiedli-

chen historischen Entwicklung in der ehemaligen

DDR und in der BRD Diskrepanzen in der Vertei-

lung von Bildungsabschlüssen zwischen Ost- und

Westdeutschland gibt. Diese Unterschiede spiegeln

sich auch in den Daten: In der ostdeutschen Stadt

ist zum Beispiel der Anteil an Personen mit mittle-

rem Schulabschluss hçher, hingegen die Anteile an

Personen, die hçchstens einen Hauptschulabschluss

erzielt haben, sowie an Personen, die eine Studien-

berechtigung erworben haben, jeweils geringer als

in der westdeutschen Stadt (Kley & Huinink

2010).

Neben dem Bildungsgrad wird deshalb der

Ort der Teilstichproben in den Analysen kontrol-

liert.

Die untersuchte Altersspanne reicht von 18 bis 50

Jahren (in der ersten Welle); Heranwachsende, die

noch an einer allgemein bildenden Schule involviert

waren, wurden jedoch aus der Untersuchung ausge-

schlossen, da sie noch nicht in den Ausbildungs-

markt und das Berufsleben eingetreten waren.

Ebenfalls ausgeschlossen wurden Paare, die zu Be-

ginn der Beobachtung verheiratet waren, aber ge-

trennt voneinander lebten. Sie haben die Trennung

vom Partner zumindest teilweise bereits vollzogen,

und ihre separaten Wohnsitze sind Ausdruck dieser

Trennung. Nach der Datenbereinigung verbleiben

890 von 944 Befragten, die mindestens einen Part-

ner während des Beobachtungszeitraums hatten.

Die Informationen über den Partner bzw. die Part-

nerin stammen jeweils vom Befragten.

Für die Analysen der Forschungsfragen sind Metho-

den der diskreten Ereignisdatenanalyse geeignet. Es

wird die logistische Regression verwendet. Dies hat

den Vorteil, dass das Antilog der geschätzten Koef-

fizienten (e

coeff

) als Veränderung im relativen Risiko

der abhängigen Variable interpretiert werden kann,

die aufgrund einer Änderung des Prädiktors um ei-

ne Einheit auftritt, während alle anderen Prädikto-

ren konstant gehalten werden (Long 1997: 80). Die

abhängige Variable bezieht sich auf das durch den

Befragten angegebene Ende der Paarbeziehung.

Innerhalb des Beobachtungszeitraums von 36 Mo-

naten wurden 141 Trennungen beobachtet, d. h.

Trennungen erfolgten bei 16 Prozent der Paare (un-

gewichtet). Kalkuliert auf der Basis des längs-

schnittlichen Datensatzes ist die Trennung ein ext-

rem seltenes Ereignis, das in 0,5 Prozent der

beobachteten 26.014 Personenmonate stattfand.

Beginnend mit dem ersten Monat des Beobach-

tungsfensters im Januar 2006 wird das Risiko einer

Trennung vom ersten Partner geschätzt, mit dem in

der Panellaufzeit eine Paarbeziehung bestand bzw.

eingegangen wurde.

Im Folgenden werden die Prädiktoren erläutert. Ta-

belle A1 im Anhang zeigt deren Verteilung in der

Stichprobe und gibt ihr Messniveau an. Außerdem

wird die Anzahl der Monate wiedergegeben, die

auf die jeweiligen Kategorien im Beobachtungszeit-

raum entfallen (Exposures), sowie die Zahl der

Trennungsereignisse in dieser Kategorie (Occurren-

ces) und deren Anteile (Occurences/Exposures).

Die Arbeitsmarktbeteiligung und die räumliche Pen-

delmobilität werden jeweils für beide Partner ge-

schlechtsspezifisch analysiert. Die Vollzeitbeschäfti-

gung umfasst mindestens 35 Arbeitsstunden pro

Woche, die Teilzeitbeschäftigung alle Beschäfti-

gungsverhältnisse geringeren Umfangs inklusive ge-

ringfügiger Beschäftigung. Sowohl abhängig Be-

schäftigte als auch Selbstständige und Freiberufler

gelten als erwerbstätig. Als momentan nicht er-

werbstätig wurden Hausfrauen und Hausmänner,

Arbeitslose, Auszubildende und Studierende, Prak-

tikanten und Personen im Ruhestand zusammenge-

fasst. Da der Erwerbsstatus monatsgenau erfasst

wurde, kçnnen auch temporäre Nebentätigkeiten

als Erwerbstätigkeit berücksichtigt werden. Da hier

die Analyse des Einflusses der Erwerbstätigkeit und

des Pendelns auf das Trennungsrisiko im Vorder-

grund stehen, wurde bei konkurrierenden Status-

lagen der Erwerbstätigkeit Vorrang eingeräumt.

362 Zeitschrift für Soziologie, Jg. 41, Heft 5, Oktober 2012, S. 356–374

4Die Verteilung der Bildungsabschlüsse verändert sich

nur unwesentlich, wenn man die Analyse auf Befragte be-

schränkt, die in der jeweiligen Stadt geboren sind.

5Um nicht weitere Fälle durch unvollständige Informatio-

nen im Hinblick auf die Arbeitsgeschichte der Partner zu

verlieren, wurden fehlende Werte beim Beginn oder Ende

einer Erwerbstätigkeit imputiert. Nach dem Geschlecht

der Partner wurde nicht gefragt. Im Folgenden werden he-

terosexuelle Paare angenommen, was zweifellos eine Ver-

einfachung darstellt.

6Damit werden auch alle temporären Nebentätigkeiten,

Als Fernpendler gelten Personen, die mindestens ei-

ne Stunde Fahrtzeit zu ihrem Arbeitsplatz bençti-

gen. Der Großteil pendelt täglich oder mehrmals

wçchentlich (72 Prozent), einige Personen pendeln

seltener (11 Prozent) bzw. unregelmäßig (18 Pro-

zent). Eine weitere Differenzierung der Pendler ist

jedoch aufgrund der Fallzahlen nicht sinnvoll.

Nahpendler, die weniger als eine Stunde je Strecke

unterwegs sind, und Personen, die am Wohnort ar-

beiten, werden zusammengefasst und als Erwerbs-

tätige im Nahbereich gekennzeichnet. Voranalysen

zeigten, dass sich das Trennungsrisiko der Nah-

pendler und der am Wohnort Erwerbstätigen nicht

unterscheidet. Abbildung 1 zeigt die Beschäfti-

gungsarten für Frauen und Männer nach der An-

zahl der Monate im Beobachtungszeitraum.

Die Anteile der Monate, in denen die in Vollzeit

oder in Teilzeit beschäftigten Frauen einen einfa-

chen Arbeitsweg von mindestens einer Stunde zu-

rücklegen, beträgt jeweils gut fünf Prozent der Mo-

nate, die Frauen insgesamt in Vollzeit- bzw.

Teilzeitbeschäftigung verbringen. Der Anteil der

Fernpendler-Monate von in Vollzeit erwerbstätigen

Männern ist mit rund elf Prozent deutlich hçher.

Der Anteil der Fernpendler-Monate von in Teilzeit

erwerbstätigen Männern beträgt sechs Prozent, al-

lerdings ist die Teilzeiterwerbstätigkeit unter Män-

nern insgesamt wenig verbreitet. Um die Arbeits-

marktbeteiligung und Pendelmobilität von Frauen

und Männern relativ detailliert, aber im Modell

nicht zu komplex zu analysieren, werden vier Kate-

gorien gebildet, um den Umfang der Erwerbstätig-

keit für beide Partner darzustellen: in Vollzeit be-

schäftigte Frau, in Teilzeit beschäftigte Frau. in

Vollzeit beschäftigter Mann; die Referenzkategorie

umfasst Frauen und Männer, die momentan nicht

erwerbstätig sind, sowie in Teilzeit arbeitende Män-

ner.

Die Information, ob die Frau Fernpendlerin

bzw. der Mann Fernpendler ist, wird additiv hinzu-

genommen. Damit kçnnen die Effekte des Pendelns

auf die Partnerschaftsstabilität von den Effekten

der Erwerbstätigkeit an sich unterschieden wer-

den.

Die bisherige Dauer der Partnerschaft zum Zeit-

punkt des ersten Interviews wird jeden Monat, den

der Befragte an der Studie teilnahm, fortgeschrie-

ben, um für unbeobachtete Heterogenität in den

Schätzmodellen zu kontrollieren. Ein quadratischer

Term bildet den nichtlinearen Verlauf des Tren-

nungsrisikos ab (Wagner 1997: 209; Engelhardt

2002: 63ff.). Zusätzlich wird das Alter des Befrag-

ten zum Zeitpunkt des Beginns der aktuellen Part-

nerschaft berücksichtigt. Das Alter des Partners

bzw. der Partnerin wurde nicht aufgenommen, da

Stefanie Kley: Gefährdet Pendelmobilität die Stabilität von Paarbeziehungen? 363

Abb. 1 Beschäftigungsarten von

Frauen (o) und Männern (O) nach

der Anzahl der Monate im Beobach-

tungszeitraum Jan. 2006 bis Dez.

2008 (Design-gewichtet)

zum Beispiel von Studierenden, Hausfrauen und -männern

oder Rentnern, als Erwerbstätigkeitsphasen in die Schät-

zung aufgenommen.

7Voranalysen zeigten, dass die Pendelfrequenz keinen

substanziellen Einfluss auf den untersuchten Zusammen-

hang mit der Beziehungsstabilität hat.

8Voranalysen zeigten, dass sich in Teilzeit erwerbstätige

Männer hinsichtlich ihres Trennungsrisikos nicht von

nichterwerbstätigen Männern unterscheiden.

9Bei der Interpretation der Effekte ist darauf zu achten,

dass die Effekte der Erwerbstätigkeit für den Nahbereich

gelten, da das Fernpendeln „kontrolliert“ wird.

es stark mit dem Alter des Befragten und mit der

Dauer der Paarbeziehung korreliert ist. Es wird je-

doch zeitabhängig gemessen, ob das Paar oder einer

der Partner über einen weiteren Wohnsitz verfügt,

da dies ebenso wie der Wohnort und die Pendel-

mobilität zu den räumlichen Charakteristiken der

Paarbeziehung gehçrt.

Der Bildungsgrad des Befragten und des Partners

wurde jeweils in drei Kategorien entsprechend der

ISCED-Klassifikation

zusammengefasst (Schroed-

ter et al. 2006). Der untere sekundäre Bildungsgrad

umfasst alle Befragten, die neun bis zehn Jahre

Schulzeit durchlaufen haben (Hauptschulabschluss,

Realschulabschluss). Der obere sekundäre Bil-

dungsgrad umfasst Personen, die mit ihrem Schul-

abschluss eine Studienberechtigung erworben ha-

ben (z. B. Fachhochschulreife, Abitur) und jene, die

eine Berufsausbildung abgeschlossen haben (z. B.

Ausbildung im Dualen System, Berufsschule). Ei-

nen tertiären Bildungsgrad haben Befragte erreicht,

die ein Studium oder eine hçhere Schule abge-

schlossen haben (z. B. Fachschulabschluss, Meister,

Techniker, Bachelor, Master, Diplom, Magister).

Ob der oder die Befragte mit seiner Partnerin bzw.

ihrem Partner zusammengezogen ist, wurde zeitab-

hängig gemessen. Dabei ist es unerheblich, ob die Be-

fragten an ihren Wohnsitzen polizeilich gemeldet

sind oder nicht, und es spielt auch keine Rolle, ob sie

am ersten oder zweiten Wohnsitz zusammenziehen.

Da die Ehe stark mit dem Zusammenleben und an-

deren wichtigen Prädiktoren konfundiert ist, wird

sie in der Analyse nicht zusätzlich berücksichtigt.

Um den Einfluss von Kindern auf das Trennungs-

risiko zu schätzen, wird das Alter des jüngsten im

Haushalt lebenden Kindes in der Analyse berück-

sichtigt, wobei Kinder unter drei Jahren und ältere

Kindern unterschieden werden. Darunter sind sehr

wenige Stiefkinder. Die Information über das Vor-

handensein eines Kindes unter drei Jahren wird be-

ginnend mit dem Monat der Geburt im Beobach-

tungsfenster aktualisiert.

Da Personen, die an einen Wegzug aus der Stadt

dachten, in der ersten Welle überproportional erho-

ben wurden, muss die deskriptive Analyse der

Schichtung der Stichprobe durch Designgewichte

Rechnung tragen. Eine leicht erhçhte Panelmortali-

tät unter denjenigen, die Wegzugsgedanken oder

-pläne hegten, macht außerdem die Unterrepräsenta-

tion von Personen wahrscheinlich, die tatsächlich

weggezogen sind (Kley & Huinink 2010); aus

diesem Grund wurden längsschnittliche Designge-

wichte konstruiert, die auch die Bleibewahrschein-

lichkeit bis zur dritten Welle der Studie berücksichti-

gen.

Die längsschnittlichen Analysen werden nicht

gewichtet, da die Schichtungsvariablen mit der ab-

hängigen Variablen nicht korreliert sind und da au-

ßerdem die Schichtungsvariablen (Migrationsgedan-

ken und -pläne) als Prädiktoren in der Schätzung

berücksichtigt werden (Winship & Radbill 1994).

4. Ergebnisse

4.1 Das Trennungsrisiko von Fernpendlern

Die Analyse des Einflusses von Pendelmobilität auf

das Trennungsrisiko von Paaren erfolgt in vier

Schritten, um den Stellenwert des Fernpendelns im

Vergleich zu anderen, aus der Theorie abgeleiteten

Einflussfaktoren zu bestimmen. Im ersten Modell

werden die Arbeitsmarktbeteiligung und die Pen-

delmobilität für Männer und Frauen analysiert,

während für den Wohnort und für Wegzugsgedan-

ken, die auch das Schichtungskriterium der Erhe-

bung waren, kontrolliert wird. Im zweiten Modell

werden zusätzlich Interaktionen zwischen der Art

der Erwerbstätigkeit der Frau und dem Wohnort

berücksichtigt, um die aus dem Forschungsstand

abgeleitete Erwartung zu prüfen, dass die Arbeits-

364 Zeitschrift für Soziologie, Jg. 41, Heft 5, Oktober 2012, S. 356–374

10 ISCED ist die Abkürzung für International Standard

Classification of Education, die von der UNESCO einge-

führt wurde.

11 Von den zusammenlebenden Paaren sind in der Stich-

probe 61 Prozent verheiratet, von denjenigen, die in sepa-

raten Wohnungen leben, nur 2 Prozent. Des Weiteren sind

die Arbeitsmarktpartizipation von Frauen und das Pen-

deln mit der Ehe verquickt: Von den verheirateten Frauen

arbeiten 38 Prozent in Vollzeit verglichen mit 44 Prozent

der nicht verheirateten, und der Anteil der fernpendelnden

Frauen wird mit der Heirat halbiert (5 zu 2 Prozent).

12 Zugunsten einer knappen Schätzung wurden weitere Va-

riablen, die keinen nennenswerten Einfluss auf das Schätz-

ergebnis zeigten, nicht in das Modell aufgenommen: Die

subjektive Wichtigkeit von Karriere und Einkommen, die

Anzahl der Kinder, ob der Befragte am Wohnort geboren

ist, selbst genutztes Wohneigentum.

13 Informationen über das Design der Längsschnittge-

wichte werden auf Anfrage bereitgestellt.

14 Man kann außerdem davon ausgehen, dass bei der An-

nahme einer weit entfernten Arbeitsstelle Überlegungen

zum Wohnortwechsel und zum Fernpendeln gegeneinan-

der abgewogen werden (Kalter 1994; van Ham 2002),

und dass Fernpendler häufiger Umzugsgedanken oder

-pläne hegen als Personen, die am Ort beschäftigt sind

(Clark & Huang 2003). Dies zeigt sich auch in den vorlie-

genden Daten. Der Einfluss des Fernpendelns auf das

Trennungsrisiko würde deshalb tendenziell überschätzt,

wenn Migrationsgedanken und -pläne nicht kontrolliert

würden.

marktbeteiligung von Frauen in Westdeutschland

die Stabilität von Paarbeziehungen eher gefährdet

als in Ostdeutschland. Im dritten und vierten Mo-

dell werden Angaben zu zeitlichen und räumlichen

Merkmalen der Paarbeziehungen sowie zur Homo-

gamie und zum paarspezifischen Kapital analysiert.

Es wird somit schrittweise geprüft, ob die erwarte-

ten Effekte der Pendelmobilität durch andere theo-

retisch bedeutsame Einflüsse aufgeklärt werden

oder ob das Fernpendeln ein zusätzliches (additives)

Risiko für die Partnerschaftsstabilität darstellt.

Modell 1 in Tabelle 1 zeigt, dass sowohl die Vollzeit-

erwerbstätigkeit als auch die Pendelmobilität der

Frau tendenziell das Trennungsrisiko eines Paares

erhçhen im Vergleich zu Paaren, in denen die Frau

nicht erwerbstätig ist, allerdings nicht in statistisch

signifikantem Ausmaß. Die Vollzeiterwerbstätigkeit

des Mannes hingegen senkt das Trennungsrisiko ei-

nes Paares deutlich gegenüber der Nichterwerbstä-

tigkeit oder Teilzeitbeschäftigung des Mannes, und

die Pendelmobilität hat ebenfalls einen negativen,

jedoch nicht signifikanten Effekt. Auch für weibli-

che Teilzeitarbeit wird ein negativer aber nicht

signifikanter Effekt geschätzt. Es gibt jedoch einen

signifikanten Effekt des Wohnortes, der auf bedeut-

same Kontexteffekte hindeutet und im nächsten

Modell erklärt werden soll.

Aufgrund der stärkeren Verbreitung traditioneller

bürgerlicher Geschlechtsrollen in Westdeutschland

wurde vermutet, dass sich eine Vollzeiterwerbstä-

tigkeit der Frau in der westdeutschen Stadt eher ne-

gativ auf die Partnerschaftsstabilität auswirkt als in

der ostdeutschen Stadt. Deshalb werden im zweiten

Modell (Tabelle 1) zwei Terme hinzugefügt, die den

Einfluss der Vollzeiterwerbstätigkeit der Frau und

des Fernpendelns der Frau auf das Trennungsrisiko

Stefanie Kley: Gefährdet Pendelmobilität die Stabilität von Paarbeziehungen? 365

Tabelle 1 Relatives Trennungsrisiko von Paaren in Abhängigkeit von Pendelmobilität

Binomiale Logistische Regression Modell 1

Exp(b)

(Std.F.)

Modell 2

Exp(b)

(Std.F.)

Modell 3

Exp(b)

(Std.F.)

Model 4

Exp(b)

(Std.F.)

Arbeit und räumliche Mobilität

onicht erwerbstätig, Oin Teilzeit (Nahbereich) oder

nicht erwerbstätig

1111

oVollzeit (Nahbereich) 1,37

(0,21)

0,69

(0,31)

0,99

(0,32)

1,02

(0,33)

oTeilzeit (Nahbereich) 0,83

(0,23)

0,90

(0,23)

1,19

(0,23)

1,26

0,24)

OVollzeit (Nahbereich) 0,40***

(0,18)

0,41***

(0,18)

0,57***

(0,19)

0,71*

(0,20)

oFernpendlerin (in Voll- oder Teilzeit beschäftigt) 1,57

(0,31)

3,99***

(0,44)

3,38***

(0,44)

3,31***

(0,44)

OFernpendler (in Voll- oder Teilzeit beschäftigt) 0,74

(0,37)

0,75

(0,37)

0,85

(0,37)

0,83

(0,38)

Wohnort: Freiburg (Ref. Magdeburg) 1,36*

(0,18)

0,96

(0,23)

0,98

(0,23)

1,02

(0,23)

oVollzeit x Wohnort Freiburg 2,98***

(0,37)

2,14**

(0,37)

1,91*

(0,37)

oPendlerin x Wohnort Freiburg 0,23**

(0,63)

0,33*

(0,64)

0,37

(0,65)

Zeit und Ort

Dauer der Paarbeziehung (Jahre) 0,90***

(0,02)

0,98

(0,02)

Dauer der Paarbeziehung quadriert 1,31*

(0,14)

0,95

(0,15)

Alter zu Beginn der Beziehung 0,99*

(0,01)

0,99

(0,01)

Zweiter Wohnsitz 0,89

(0,28)

0,77

(0,28)

in Interaktion mit dem Wohnort abbilden. Die ge-

schätzten Odds Ratios zeigen, dass in der Tat die

Vollzeiterwerbstätigkeit der Frau nur in Freiburg

das Trennungsrisiko signifikant erhçht; im Ver-

gleich zu Paaren, in denen die Frau nicht arbeitet,

verdoppelt sich das Trennungsrisiko (Odds Ratio =

0,69  2,98 = 2,06). In Magdeburg hingegen ver-

mindert die Vollzeit-Erwerbstätigkeit der Frau im

Vergleich zur Nichterwerbstätigkeit das Trennungs-

risiko eher (Odds Ratio = 0,69, n. s.). Modell 2

zeigt aber auch, dass sich das Trennungsrisiko für

ostdeutsche Paare stark erhçht, wenn die Frau

Fernpendlerin ist. Im Vergleich zu Paaren, in denen

die Frau nicht arbeitet, wird ein viermal hçheres

Trennungsrisiko geschätzt (Odds Ratio = 3,99). Für

westdeutsche Frauen hingegen erhçht das Fernpen-

deln das Trennungsrisiko nicht zusätzlich (Odds

Ratio = 3,99  0,23 = 0,92), welches bereits durch

die weibliche Vollzeiterwerbstätigkeit signifikant

erhçht ist. Der Haupteffekt des Wohnortes ist nun

nahe eins und nicht mehr signifikant, d. h. die im

ersten Modell geschätzte hçhere Trennungswahr-

scheinlichkeit in der westdeutschen Stadt wird

durch das hçhere Trennungsrisiko von in Vollzeit

erwerbstätigen Frauen vollständig erklärt.

In Modell 3 (Tabelle 1) werden zeitliche und räum-

liche Merkmale der Paarbeziehung hinzugefügt.

Der Einfluss der Vollzeiterwerbstätigkeit und derje-

nige der Pendelmobilität auf das Trennungsrisiko

verringern sich, sobald die Dauer der Paarbezie-

hung berücksichtigt wird. Allerdings sind die Effek-

te immer noch hoch und auch statistisch signifi-

kant. Die Reduzierung der Effekte ist darauf

zurückzuführen, dass die Arbeitsmarktpartizipation

und das Pendeln mit der Beziehungsdauer verbun-

den sind, was in Form von t-Tests für mittlere Part-

nerschaftsdauern dargestellt werden kann.

Voll-

366 Zeitschrift für Soziologie, Jg. 41, Heft 5, Oktober 2012, S. 356–374

Tabelle 1 (Fortsetzung)

Binomiale Logistische Regression Modell 1

Exp(b)

(Std.F.)

Modell 2

Exp(b)

(Std.F.)

Modell 3

Exp(b)

(Std.F.)

Model 4

Exp(b)

(Std.F.)

Homogamie

Bildungsgrad: Beide tertiärer 1

Beide oberer sekundärer 1,25

(0,27)

Beide unterer sekundärer 3,76*

(0,76)

Ohçher als o1,43

(0,27)

ohçher als O1,03

(0,27)

Paarspezifisches Kapital

Zusammenleben 0,20***

(0,27)

Jüngstes Kind: kein Kind 1

unter 3 Jahren 0,28*

(0,74)

3 Jahre und älter 0,80

(0,29)

Konstante 0,01***

(0,22)

0,01***

(0,22)

0,01***

(0,31)

0,02***

(0,41)

Zahl der Personenmonate 26.014 26.014 26.014 26.014

LR Chi

(Freiheitsgrade) 52,5(7) 65,0(9) 128,1(13) 188,9(20)

Modellsignifikanz 0,000 0,000 0,000 0,000

Mc Faddens Pseudo-R

0,030 0,037 0,073 0,108

*p < 0.10, **p < 0.05, ***p < 0.01; alle Modelle kontrolliert für Wegzugsgedanken und -pläne

o= Frau, O= Mann; Fernpendler = einfacher Weg zw. Wohnung und Arbeitsstätte mind. 1 Std.

15 Da das Ergebnis der Signifikanztests von der Fallzahl

abhängt, beschränken sich die Mittelwertvergleiche auf

zeitbeschäftigte leben durchschnittlich länger mit

ihrem Partner bzw. ihrer Partnerin zusammen als

andere, die Differenz in der mittleren Beziehungs-

dauer ist bei Frauen allerdings nicht signifikant (bei

vollzeiterwerbstätigen Frauen liegt sie bei 9,8 und

bei anderen Frauen bei 9,3 Jahren). Für Männer

hingegen zeigen sich signifikante Unterschiede

(vollzeiterwerbstätige Männer: 9,1 Jahre, andere

Männer: 4,3 Jahre). Bei Fernpendlern zeigen sich

für die Geschlechter entgegengesetzte Zusammen-

hänge, die mit den Schätzergebnissen korrespondie-

ren: Fernpendelnde Frauen weisen mit durch-

schnittlich 6,1 Jahren signifikant kürzere Paarbezie-

hungsdauern auf als andere Frauen mit 9,7 Jahren.

Fernpendelnde Männer sind hingegen mit durch-

schnittlich 9,1 Jahren länger mit ihrer Partnerin zu-

sammen als andere Männer mit 6,8 Jahren, der Un-

terschied ist jedoch statistisch nicht signifikant.

Die in Modell 3 (Tabelle 1) geschätzten Effekte für

die bisherige Dauer der Paarbeziehung und das Al-

ter bei Beginn der Beziehung entsprechen den Er-

wartungen gemäß dem Stand der Forschung. Die

Wahrscheinlichkeit einer Trennung sinkt mit jedem

zusätzlichen Jahr der Beziehungsdauer, die Kurve

wird jedoch flacher: Jedes zusätzliche Altersjahr zu

Beginn der Beziehung senkt die Trennungswahr-

scheinlichkeit signifikant, allerdings in einem gerin-

gen Ausmaß. Ob das Paar einen weiteren Wohnsitz

hat, spielt keine bedeutsame Rolle, und entgegen

den Erwartungen wird ein eher stabilisierender

Effekt auf die Paarbeziehung geschätzt (nicht signi-

fikant). Weitere Analysen zeigen, dass das Tren-

nungsrisiko von Fernpendlern durch das Vorhan-

densein einer zweiten Wohnung stärker reduziert

wird als für andere Gruppen. Dies steht im Wider-

spruch zu der Hypothese, dass ein zweiter Wohnsitz

die Trennungswahrscheinlichkeit erhçhen kçnnte,

weil dadurch ein Partner grçßeren Freiraum ge-

winnt. Ein zweiter Wohnsitz scheint eher den Cha-

rakter einer Ressource zu haben, die den Stress des

Fernpendelns reduzieren kann.

Im vierten und letzten Modell (Tabelle 1) werden

die Bildungshomogamie des Paares und paarspezifi-

sches Kapital berücksichtigt. Für Paarbeziehungen,

in denen entweder der Mann oder die Frau ein hç-

heres Bildungsniveau hat, wird im Vergleich zu bil-

dungshomogamen Paaren kein signifikant hçheres

Trennungsrisiko geschätzt. Wenn beide Partner

hçchstens einen unteren sekundären Bildungsgrad

erreicht haben, verdreifacht sich im Vergleich zu

Akademikerpaaren jedoch das Trennungsrisiko. Es

handelt sich hierbei um einen substanziellen Effekt,

da für das Alter und die Beziehungsdauer kontrol-

liert wird.

In Übereinstimmung mit den theoretischen Erwar-

tungen erweist sich das paarspezifische Kapital als

sehr bedeutsam für das Trennungsrisiko. Lebt das

Paar in mindestens einer Wohnung zusammen, so

reduziert sich das Risiko einer Trennung signifikant

um 80 Prozent (Modell 4 in Tabelle 1). Zusätzlich

halten Kinder die Partner von einer Trennung ab,

insbesondere wenn das jüngste Kind weniger als

drei Jahre alt ist. Dieser Befund erscheint bemer-

kenswert, da das Vorhandensein von Kindern so-

wohl mit dem Beschäftigungsstatus als auch mit

dem Zusammenleben korreliert ist.

Die geschätzten Effekte von Vollzeiterwerbstätig-

keit und Pendelmobilität erweisen sich als relativ

robust gegenüber Trennungsbarrieren (Modell 4 in

Tabelle 1). Für Fernpendlerinnen in der ostdeut-

schen Stadt wird immer noch ein mehr als dreimal

so hohes Trennungsrisiko geschätzt im Vergleich zu

Paaren, in denen die Frau nicht arbeitet (Odds Ra-

tio = 3,31). Die Interaktion zwischen weiblicher

Pendelmobilität und dem Wohnort verliert aller-

dings an Signifikanz durch die Berücksichtigung

der Trennungsbarrieren. Für Fernpendlerinnen in

Westdeutschland wird nun ein positiver, aber gerin-

ger Effekt ausgewiesen (Odds Ratio = 3,31  0,37 =

1,22). Allerdings wird weiterhin für die westdeut-

sche Stadt eine Verdopplung des Trennungsrisikos

allein durch die Vollzeiterwerbstätigkeit der Frau

geschätzt (Odds Ratio = 1,02  1,91 = 1,95), und

auch die Teilzeiterwerbstätigkeit zeigt nun eine

leichte Erhçhung der Trennungswahrscheinlichkeit

an (Odds Ratio = 1,26, n. s.).

Insgesamt zeigt sich

somit in beiden Städten eine signifikant grçßere

Trennungswahrscheinlichkeit bei Paaren, in denen

die Frau Fernpendlerin ist.

Die Effekte der Beziehungsdauer und des Alters bei

Beginn der Paarbeziehung verlieren im vollen Mo-

dell an Signifikanz (Modell 4 in Tabelle 1). Dies ist

auf deren starke Verquickung mit dem Zusammen-

Stefanie Kley: Gefährdet Pendelmobilität die Stabilität von Paarbeziehungen? 367

Angaben aus der ersten Welle (N=890). Die Angaben zur

mittleren Beziehungsdauer sind Design-gewichtet.

16 Im Vergleich zu Kinderlosen in der Stichprobe leben

diejenigen mit Kind(ern) deutlich häufiger mit ihrem Part-

ner bzw. ihrer Partnerin zusammen (57 zu 95 Prozent). Im

Hinblick auf das Fernpendeln gelten wiederum gegenteili-

ge Zusammenhänge für Männer und Frauen: Im Vergleich

zu kinderlosen Frauen sind Mütter seltener Fernpendlerin-

nen (5 zu 3 Prozent), während für Männer der gegenteilige

Zusammenhang gilt (6 Prozent der kinderlosen Männer

sind Fernpendler, jedoch 11 Prozent der Väter).

17 Interaktionen der Teilzeiterwerbstätigkeit mit dem

Wohnort erwiesen sich als nicht signifikant.

leben zurückzuführen (t-Tests; vgl. Fußnote 15):

Paare, die in der ersten Welle zusammenleben, wei-

sen in der ersten Welle eine mittlere Beziehungs-

dauer von 12,7 Jahren auf, während jene, die nicht

in einer gemeinsamen Wohnung zusammenleben,

im Mittel erst seit 1,4 Jahren ein Paar sind. Außer-

dem waren die zusammenlebenden Befragten zu

dem Zeitpunkt, als sie die Beziehung eingingen,

durchschnittlich signifikant älter (24,7 Jahre) als

die separat lebenden (17,4 Jahre).

4.2 Zur Varianz des Trennungsrisikos

In dem geschätzten nichtlininearen (logistischen)

Regressionsmodell sind die Koeffizienten jeweils

von den Ausprägungen aller anderen Prädiktoren

abhängig (Long 1997: 5). Angesichts der unter-

schiedlichen Effekte des weiblichen Fernpendelns

nach dem Umfang der Erwerbstätigkeit und der

Wohnregion, und angesichts des stark stabilisieren-

den Einflusses paarspezifischen Kapitals stellt sich

die Frage, welche Arten von Beziehungen in einem

relevanten Ausmaß gefährdet sind. Hierzu kçnnen

marginale Effekte auf der Basis des vollen Modells

herangezogen werden (Modell 4 in Tabelle 1). Der

marginale Effekt gibt an, in welchem Ausmaß sich

die Trennungswahrscheinlichkeit durch einen be-

stimmten Parameter – die Pendelmobilität der Frau

– verändert, während andere Parameter im Modell

konstant gehalten werden (Long 1997: 71). Es wer-

den sechs exemplarische Erwerbs- und Haushalts-

konstellationen der Paare gebildet, um diese Varia-

tion zu illustrieren (Tabelle 2).

Die letzten beiden

Spalten von Tabelle 2 zeigen die Verteilung dieser

Konstellationen in den beiden Teilstichproben der

Wohnorte Magdeburg und Freiburg.

Abbildung 2 illustriert, dass das Fernpendeln der

Frau in allen untersuchten Konstellationen die

Trennungswahrscheinlichkeit signifikant erhçht. Ist

die Pendlerin zum Beispiel in Vollzeit in der west-

deutschen Stadt erwerbstätig und lebt mit einem

vollzeiterwerbstätigen Partner zusammen, so wird

eine partielle Erhçhung der Trennungswahrschein-

lichkeit durch die Pendelmobilität der Frau um

0,14 Prozentpunkte geschätzt. Angesichts des gerin-

gen Wertes kçnnte man dazu verleitet werden, dies

als unbedeutend anzusehen; es handelt sich jedoch

um die monatliche Trennungswahrscheinlichkeit.

Das Modell 4 (Tabelle 1) schätzt die durchschnittli-

che Trennungswahrscheinlichkeit auf 0,54 Prozent

im Monat, so dass eine Erhçhung um 0,14 Prozent-

punkte deutlich zu Buche schlägt. Arbeitet dieselbe

Frau in Teilzeit, so wird die Trennungswahrschein-

lichkeit durch die Pendelmobilität in der westdeut-

schen Teilstichprobe noch etwas stärker erhçht. In

Magdeburg sind die negativen Effekte des Fernpen-

delns auf die Beziehungsstabilität noch deutlicher:

0,19 Prozentpunkte, wenn die Frau in Vollzeit er-

werbstätig ist, und sogar 0,23 Prozentpunkte, wenn

sie in Teilzeit erwerbstätig ist.

368 Zeitschrift für Soziologie, Jg. 41, Heft 5, Oktober 2012, S. 356–374

Tabelle 2 Ausgewählte Erwerbs- und Haushaltskonstellationen von Fernpendlerinnen und marginale Effekte des Pen-

delns auf das Trennungsrisiko

Marginale

Effekte

Std. F. Personen-

monate

Anteil in

Teilstichprobe

oVollzeit, Freiburg

(OVollzeit, gemeinsamer Haushalt)

0,0014** 0,0007 124 16 %

oTeilzeit, Freiburg

(OVollzeit, gemeinsamer Haushalt)

0,0017* 0,0010 219 29 %

oVollzeit, Magdeburg

(OVollzeit, gemeinsamer Haushalt)

0,0019** 0,0008 184 37 %

oTeilzeit, Magdeburg

(OVollzeit, gemeinsamer Haushalt)

0,0023** 0,0012 52 11 %

Onicht Vollzeit

(oVollzeit, Magdeburg, gemeinsamer Haushalt)

0,0027** 0,0012 74 15 %

Separate Haushalte

(OVollzeit, oVollzeit, Magdeburg)

0,0093** 0,0039 133 27 %

o= Frau, O= Mann; *p < 0,10; **p < 0,05; ***p < 0,01

auf Basis von Modell 4 in Tabelle 1; restliche Prädiktoren im arithmetischen Mittel

bezogen auf 760 Pendlerinnenmonate in Freiburg und 491 in Magdeburg; ungewichtet

18 Berechnet wurden die durchschnittlichen marginalen

Effekte, mit dem Postestimation-Kommando margins in

Stata 12.1.

Anhand der ostdeutschen Teilstichprobe wurde des

Weiteren untersucht, wie sich die Konstellationen

auswirken, wenn der Partner gar nicht oder ledig-

lich in Teilzeit erwerbstätig ist und wenn das Paar

nicht zusammenlebt. Wie Abbildung 2 zeigt, wird

der negative Einfluss der weiblichen Pendelmobili-

tät jeweils verstärkt. Bei nicht zusammen lebenden

Paaren wird das Trennungsrisiko im Vergleich zum

Durchschnitt um fast das Doppelte erhçht.

5. Diskussion

In diesem Beitrag wurde das Trennungsrisiko für

verheiratete und unverheiratete Paare im Hinblick

auf Pendelmobilität zwischen Wohn- und Arbeits-

ort untersucht, wobei das räumliche Lebensarran-

gement der Paare explizit berücksichtigt wurde. Als

Schwellenwert für eine bedeutsame Pendeldistanz

wurde das Fernpendeln mit einem einfachen Weg

von mindestens einer Stunde zwischen Wohnung

und Arbeitsstätte gewählt, während Nahpendler

mit einem kürzeren Arbeitsweg mit den am Wohn-

ort Erwerbstätigen zusammengefasst wurden. Aus

der sozialen Austauschtheorie und der mikroçko-

nomischen Theorie der Ehestabilität und gestützt

auf aktuelle Literaturstudien und eine Meta-Analy-

se deutscher Scheidungsstudien wurden Prädikto-

ren abgeleitet, die anschließend mit einer diskreten

Ereignisdatenanalyse empirisch getestet wurden.

Als Datenbasis diente die deutsche Panelstudie

„Migrationsentscheidungen im Lebensverlauf“.

Die aus der sozialen Austauschtheorie abgeleitete

Hypothese 1, dass die Pendelmobilität das Tren-

nungsrisiko von Paaren generell erhçht, konnte klar

widerlegt werden. Die Analysen zeigen, dass der

Einfluss des Fernpendelns auf das Trennungsrisiko

zum einen mit dem Geschlecht des Pendlers va-

riiert; zum anderen hat die weibliche Erwerbs-

tätigkeit per se im regionalen Kontext einen unter-

schiedlichen Einfluss auf Partnerschaftsstabilität.

Eine Vollzeiterwerbstätigkeit der Frau erhçht im

Vergleich zur Nichterwerbstätigkeit das Trennungs-

risiko für ein Paar signifikant, und zwar auf das

Doppelte – allerdings ausschließlich in der west-

deutschen, nicht in der ostdeutschen Teilstichprobe.

Die mikroçkonomische motivierte Annahme, dass

die geschlechtsspezifische Arbeitsteilung zwischen

den Partnern einen positiven Einfluss auf die Part-

nerschaftsstabilität ausübt, wird somit nur im west-

lichen Teil Deutschlands gestützt, wo traditionelle

bürgerliche Geschlechtsrollen weiter verbreitet sind.

Die Hypothese 2, wonach die Erwerbstätigkeit der

Frau das Trennungsrisiko generell erhçht, wird so-

mit durch die Befunde ebenfalls nicht gestützt.

Die Analysen zeigen, dass gemäß der Hypothese 3

die Vollzeiterwerbstätigkeit von Frauen in Ost-

deutschland die Stabilität von Paarbeziehungen we-

niger gefährdet als in Westdeutschland, dass jedoch

in Ostdeutschland das Fernpendeln von Frauen die

Trennungswahrscheinlichkeit signifikant erhçht. Da-

mit wird Hypothese 4, wonach die Pendelmobilität

von Frauen ein besonderes Trennungsrisiko dar-

stellt, zunächst nur für die ostdeutsche Teilstichpro-

be gestützt: Für ostdeutsche Paare wurde durch das

Fernpendeln der Frau ein dreimal so hohes Tren-

nungsrisiko geschätzt, während das mit der weibli-

chen Erwerbstätigkeit ohnehin erhçhte Trennungs-

risiko für westdeutsche Paare durch die Pendel-

mobilität der Frau nicht zusätzlich in signifikantem

Ausmaß steigt.

Diese Befunde stützen eine Erklärung des Tren-

nungsrisikos durch Pendelmobilität auf der Basis

der Verhandlungstheorie, wobei Überzeugungen zu

Stefanie Kley: Gefährdet Pendelmobilität die Stabilität von Paarbeziehungen? 369

Abb. 2 Marginale Effekte der

Pendelmobilität der Frau auf das

Trennungsrisiko von Paaren

nach Modell 4 in Tabelle 1;

restliche Prädiktoren im arithm.

Mittel; o= Frau, O= Mann

Pendeln = einfacher Weg zwischen

Wohnung und Arbeitsplatz

mindestens 1 Stunde

Geschlechtsrollen und die Art der Alltagsarrange-

ments eine prominente Rolle zu spielen scheinen.

Für Paare, die stärker egalitäre Geschlechterrollen

praktizieren – was durch ein entsprechendes Ange-

bot an Kinderbetreuung erst ermçglicht wird –, ist

die Vollzeiterwerbstätigkeit der Frau demnach ge-

nerell keine Bedrohung für die Partnerschaft. Sie

wird mçglicherweise dann zum Risiko, wenn sie

der Frau zu hohe Bürden auflädt, etwa in Form von

langen Pendelwegen zum Arbeitsplatz, die Frauen

im Vergleich zu Männern durchschnittlich als be-

lastender empfinden. Studien haben gezeigt, dass

diese Wahrnehmung darin begründet ist, dass sich

Frauen häufig auch dann als Hauptverantwortliche

für die Hausarbeit und Kindererziehung sehen,

wenn sie in Vollzeit erwerbstätig sind (z. B. Huinink

& Rçhler 2005).

Mit dieser Interpretation steht im Einklang, dass

die Vollzeiterwerbstätigkeit des Mannes in heutigen

Partnerschaften ein stabilisierender Faktor ist, wo-

bei es von untergeordneter Bedeutung ist, ob dafür

Pendelmobilität in Kauf genommen werden muss

oder nicht. Die Analysen zeigen ein signifikant ver-

mindertes Trennungsrisiko von Paaren, bei denen

der Mann vollzeiterwerbstätig ist im Vergleich zu

Paaren, bei denen der Mann nicht oder lediglich in

Teilzeit arbeitet. Pendelt der Mann über lange Dis-

tanzen zum Arbeitsplatz, hat dies eher einen zusätz-

lich dämpfenden Effekt auf das Trennungsrisiko,

obgleich nicht in statistisch signifikantem Ausmaß.

Diese Befunde erwiesen sich als robust gegenüber

zusätzlichen Einflüssen, wie der Dauer der Paarbe-

ziehung, dem Alter zu Beginn der Beziehung, dem

Bildungsgrad beider Partner, dem Zusammenleben

und dem Vorhandensein von Kindern. Ob ein Part-

ner einen zweiten Wohnsitz hat oder nicht, spielt

gemäß den Schätzungen keine wichtige Rolle. Die

aus der sozialen Austauschtheorie abgeleitete Er-

wartung eines negativen Einflusses von räumlicher

Mobilität auf die Partnerschaftsstabilität durch eine

Erweiterung des Partnermarktes, wozu ein zweiter

Wohnsitz beitragen kçnnte, wird somit durch die

Befunde nicht gestützt.

Wie nach dem Stand der Forschung zu erwarten,

beeinflussen Investitionen in paarspezifisches Kapi-

tal, die eine Barrierefunktion für die Beendigung ei-

ner Paarbeziehung haben kçnnen, das Trennungsri-

siko zusätzlich. Am bedeutsamsten ist dabei, ob das

Paar mindestens eine Wohnung gemeinsam be-

wohnt. Dass die Dauer der Paarbeziehung an Signi-

fikanz verliert, sobald die gemeinsame Wohnge-

schichte beider Partner im Modell berücksichtigt

wird, unterstützt die Sichtweise, dass das gemeinsa-

me Wohnen ein guter Prädiktor für paarspezifisches

Kapital darstellt. Ein gemeinsames Kind im Haus-

halt senkt das Trennungsrisiko zusätzlich, insbeson-

dere wenn das jüngste Kind weniger als drei Jahre

alt ist.

Ein genauerer Blick auf die Erwerbskonstellationen

und Haushaltsarrangements von Fernpendlerinnen

gab einigen Aufschluss über den relativen Einfluss

von Pendelmobilität auf die Partnerschaftsstabili-

tät. Die Analysen der marginalen Effekte bestätig-

ten den Befund, dass das Pendeln der Frau negative

Auswirkungen auf die Beziehungsstabilität hat, für

alle analysierten Gruppen. Wenn Frauen lange We-

ge zwischen Wohnort und Arbeitsplatz zurücklegen

(müssen), erhçht dies sowohl in der ostdeutschen

wie auch in der westdeutschen Teilstichprobe die

Trennungswahrscheinlichkeit signifikant, für zu-

sammenlebende Paare zum Beispiel um bis zu 50

Prozent.

Ob die Frau in Vollzeit oder Teilzeit ar-

beitet, ist dabei ebenso von untergeordneter Bedeu-

tung wie der Umfang der Erwerbstätigkeit des

Mannes. Fehlt es allerdings in dieser Situation an

paarspezifischem Kapital, etwa an einer gemeinsa-

men Wohnung, ist die Beziehung hochgradig ge-

fährdet: Das Trennungsrisiko steigt um nahezu 200

Prozent. Man kann deshalb in Übereinstimmung

mit Hypothese 4 den Schluss ziehen, dass die Pen-

delmobilität von Frauen zu einem weit entfernten

Arbeitsplatz ein besonderes Trennungsrisiko für

Paare mit sich bringt.

Insgesamt zeigt sich also, dass das Fernpendeln zwi-

schen Wohnung und Arbeitsplatz für Paare in unse-

rer heutigen Gesellschaft nur unter bestimmten Be-

dingen eine geeignete Strategie zu sein scheint, den

Mobilitätserfordernissen der Arbeitswelt Rechnung

zu tragen, ohne dadurch die Paarbeziehung zu ge-

fährden. Zukünftige Forschung sollte sich auf die

Mechanismen konzentrieren, die den hier gefunde-

nen differentiellen Einflüssen der Pendelmobilität

nach der Geschlechtszugehçrigkeit und dem regio-

nalen Kontext zugrunde liegen. Ein Zusammen-

hang mit individuellen Wahrnehmungen und Ge-

schlechtsrollenüberzeugungen sowie gesellschaftli-

chen Rahmenbedingungen konnte hier allenfalls

370 Zeitschrift für Soziologie, Jg. 41, Heft 5, Oktober 2012, S. 356–374

19 Die marginalen Effekte des Fernpendelns der Frau auf

das Trennungsrisiko des Paares betragen zwischen 0,14

und 0,27 Prozentpunkte, je nach Ausprägung des Um-

fangs ihrer Erwerbstätigkeit, der Erwerbstätigkeit des

Partners und des Wohnortes (siehe Tabelle 2). Bezogen auf

die geschätzte durchschnittliche Trennungswahrschein-

lichkeit von 0,54 Prozent pro Monat errechnet sich somit

eine Steigerung des Trennungsrisikos durch die Pendelmo-

bilität der Frau um bis zu 50 Prozent (unter Konstanthal-

tung aller anderen Prädiktoren des Modells).

vermutet, anhand der Daten jedoch nicht explizit

geprüft werden.

In diesem Beitrag wurde räumliche Mobilität auf

umfassende Art analysiert, da eine große Bandbrei-

te an Lebensarrangements von Paaren berücksich-

tigt wurde. Nicht zusammenlebende Paare sollten

in diesem Forschungszweig nicht vernachlässigt

werden, da zum einen das Zusammenwohnen ein

wichtiges Merkmal räumlicher Lebensarrange-

ments ist und zum anderen nicht zusammenlebende

Paare einen bedeutsamen Anteil stellen (25 Prozent

in der untersuchten Stichprobe der 18- bis 50-Jähri-

gen in zwei Städten). Die Analysen basierten auf

Angaben von 890 Befragten zur eigenen Wohn- und

Arbeitsgeschichte sowie derjenigen ihrer Partner,

wobei längsschnittliche Analysemethoden ange-

wandt wurden. Obgleich die Stichproben sorgfältig

per Zufallsauswahl gezogen wurden, weisen die

Daten einige Eigenschaften auf, die die Genera-

lisierbarkeit der Ergebnisse mçglicherweise ein-

schränken. Die Stichproben wurden in nur zwei

Städten gezogen und das Beobachtungsfenster war

mit drei Jahren relativ kurz. Die Angaben zur Er-

werbsgeschichte und zum Bildungsstand der Part-

ner beruhen auf Auskünften der Zielperson und das

Geschlecht der Partner wurde nicht erfragt, so dass

heterosexuelle Paare angenommen werden muss-

ten. Solange die Befunde nicht mit anderen Daten

repliziert worden sind, sollten sie deshalb mit Vor-

sicht interpretiert werden.

Stefanie Kley: Gefährdet Pendelmobilität die Stabilität von Paarbeziehungen? 371

Tabelle A1 Verteilung der Variablen im Beobachtungszeitraum Jan. 2006 bis Dez. 2008 (Design-gewichtet) und Zahl

der exposures und occurrences

Prozent

(Mean;

St.Dev.)

Min Max

Exposures Occurrences

(O/E in %)

Abhängige Variable

Trennung („Dauert diese Partnerschaft bis heute an?“) 0,5 0 1 26.014 141

Arbeit und räumliche Mobilität

oVollzeit (mind. 35 Std. pro Woche) 41,5 0 1 10.278 60 (0,6)

oTeilzeit (oder halbtags oder geringfügig beschäftigt) 32,2 0 1 8.562 38 (0,4)

onicht erwerbstätig (Hausfrau/Hausmann arbeitslos, in

Ausbildung, im Studium, im Praktikum, im Ruhestand)

26,4 0 1 7.174 43 (0,6)

OVollzeit 70,2 0 1 17.907 64 (0,3)

OTeilzeit 11,6 0 1 3.023 21 (0,7)

Onicht erwerbstätig 18,3 0 1 5.084 56 (1,1)

oFernpendlerin (mind. 1 Stunde einfache Wegstrecke) 4,0 0 1 1.251 12 (0,9)

OFernpendler 8,7 0 1 2.502 8 (0,3)

Migrationsgedanken („Haben Sie in letzter Zeit einmal

darüber nachgedacht, aus Wohnort wegzuziehen um

woanders zu leben?“)

24,5 0 1 8.011 65 (0,8)

Zeit und Ort

Dauer der Paarbeziehung (Jahre) (10,8; 8,9) 0 36,7

Alter zu Beginn der Paarbeziehung (generiert) (25,6; 7,0) 15 50

Wohnort (Stichprobenziehung): Magdeburg 51,6 0 1 12.488 56 (0,4)

Freiburg 48,4 0 1 13.526 85 (0,6)

Zweiter Wohnsitz („Haben oder hatten Sie seit Januar

2006 noch eine weitere Wohnung, z. B. einen

Zweitwohnsitz?“

8,4 0 1 2.389 15 (0,6)

Anhang

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Tabelle A1 (Fortsetzung)

Prozent

(Mean;

St.Dev.)

Min Max

Exposures Occurrences

(O/E in %)

Homogamie

Bildungsgrad (generiert aus hçchstem Schulabschluss

und Berufsausbildung bzw. Studium)

Beide tertiär (Fachschulabschluss, Meister, Techniker,

Bachelor, Master, Diplom, Magister)

32,2 0 1 9.356 31 (0,3)

Beide oberer sekundärer (Fachhochschulreife, Abitur,

Ausbildung im Dualen System, Berufsschule)

26,4 0 1 6.165 40 (0,6)

Beide unterer sekundärer (Haupt-, Realschulabschluss) 0,9 0 1 162 2 (1,2)

Ohçher als o19,5 0 1 4.934 34 (0,7)

ohçher als O21,0 0 1 5.397 34 (0,6)

Paarspezifisches Kapital

Zusammenleben 75,1 0 1 19.017 33 (0,2)

Jüngstes Kind (generiert aus Angaben zu Haushaltsmitglie-

dern, zum Alter des Kindes und Geburten im Beobach-

tungsfenster)

Kein Kind 51,5 0 1 13.646 120 (0,9)

Mind. ein Kind unter 3 Jahren 12,7 0 1 3.253 2 (0,06)

Mind. ein Kind im Alter ab 3 Jahren 35,8 0 1 9.115 19 (0,2)

Quelle: Studie „Migrationsentscheidungen im Lebensverlauf“ (ZA5228)

Die Prädiktoren gehen zeitvariabel in die Analyse ein, bis auf folgende Ausnahmen (Konstanten, gemessen in der ersten Welle):

Alter zu Beginn der Paarbeziehung, Wohnort, Bildungsgrad.

o= Frau, O= Mann

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Autorenvorstellung

Stefanie Kley, geb. 1971 in Mannheim. Studium der Soziologie und Sozialçkonomie in Hamburg. Promotion in Bremen.

Von 2003-2009 wissenschaftliche Mitarbeiterin an der Universität Bremen. Seit 2009 Wissenschaftliche Mitarbeiterin

(Postdoc) an der Universität Hamburg und seit 2011 Vertretungsprofessorin für Soziologie, Methoden der empirischen

Sozialforschung ebendort.

Forschungsschwerpunkte: Migration und räumliche Mobilität, Lebenslauf, soziale Ungleichheit.

Wichtigste Publikationen: Explaining the Stages of Migration Within a Life-course Framework, European Sociological

Review 27, 2011; Migration im Lebensverlauf. Der Einfluss von Lebensbedingungen und Lebenslaufereignissen auf den

Wohnortwechsel, Wiesbaden 2009; Regionaler Kontext und Migrationsentscheidungen im Lebensverlauf (mit Johannes

Huinink), in: Kalter, Frank (Hrsg.): Migration und Integration. KZfSS Sonderheft 48, Wiesbaden 2008.

374 Zeitschrift für Soziologie, Jg. 41, Heft 5, Oktober 2012, S. 356–374

Familie und räumliche Mobilität

Chapter

Dec 2022

Der Beitrag zeigt die enge Verflechtung von räumlicher Mobilität und familialen Entwicklungen auf. Dabei wird der Versuch unternommen, die vielfältigen und umfangreichen theoretischen und empirischen Befunde zur räumlichen Mobilität im Partnerschafts- und Familienkontext zueinander in Beziehung zu setzten und zu ordnen. Zunächst wird Umfang und Entwicklung der räumlichen Mobilität in Deutschland und im internationalen Vergleich dargestellt. Es folgt eine Diskussion theoretischer Ansätze, die bislang zur Erklärung der Determinanten und Konsequenzen unterschiedlicher Mobilitätsformen im Kontext von Partnerschaft und Familie verwendet wurden. Daran anknüpfend wird der aktuelle Stand der Forschung im Hinblick auf Mobilitätsform und familialem Lebensbereich zusammengefasst. Abschließend wird der weitere Forschungsbedarf im Zuge veränderter gesellschaftlicher Rahmenbedingungen aufgezeigt, die eine weiterhin zunehmende Bedeutung und Brisanz der Thematik nahelegen.

Familie und räumliche Mobilität

Chapter

May 2023

Family, Work, and Spatial Mobility: The Influence of Commuting on the Subjective Well-Being of Couples

Article

Feb 2019

Previous research shows that commuting is often accompanied by increased stress, exhaustion and less time for partners and children. On the basis of the life course approach and work-life balance theory, we argue that these negative outcomes also influence the dynamics of the social relationships of individuals who live together in the same household. Most research has focused on the commuter, whereas less is known regarding how commuting affects the subjective well-being of other household members, in this case, the partner. Our paper contributes to this research gap by analysing the interdependencies of parents who commute in regard to their overall and domain-specific well-being. We use pooled data from three waves of the German Family Panel, which includes standardised information related to working conditions and job-related mobility as well as family dynamics from both parents’ perspectives. The resulting subsample has N = 2443 dyads in families. Our dyadic analysis shows negative spillover effects of commuting times on all included measures of subjective well-being, but only for mothers. Moreover, there are two crossover effects: a negative crossover effect from mothers commuting on fathers’ satisfaction with family life and a positive crossover effect of fathers commuting on mothers’ satisfaction with social contacts outside the family (i.e. friends). Overall, the findings indicate that mothers own commuting works as a more general burden, whereas fathers seem to suffer more from their partner’s commuting time than vice versa.

Pendelmobilität und Familiengründung

Book

Full-text available

Jun 2018

Thomas Skora

Untersuchungen zeigen, dass die Übernahme der Elternrolle – insbesondere für Frauen – schwer mit langen Pendelwegen vereinbar ist. Allerdings sind die Wirkrichtungen nach wie vor unklar. Verringert die Gründung einer Familie die Bereitschaft für größere Pendeldistanzen und werden dafür berufliche Nachteile in Kauf genommen? Oder führt Pendeln zu einem Aufschub der Familiengründung oder verhindert diese gar? Mit diesen Forschungsfragen beleuchtet das Buch einen neuen Erklärungsansatz für geringere Erwerbschancen von Müttern und leistet einen Beitrag zur Identifikation von Bestimmungsgründen der Fertilität.

It’s getting late today, please do the laundry: The influence of long-distance commuting on the division of domestic labor

Article

Full-text available

Feb 2020

The study examines the effect of long-distance commuting on the division of domestic labor in heterosexual couples. A long journey to work can affect other areas of life. Commuters often have lower life satisfaction and their intimate relationships may be impaired by mental stress. When looking at domestic labor the question arises of who is in charge of managing the household and childcare. Do women still adopt the “lion’s share of housework” or take over the “second shift” if they spend part of the day on long commutes to work and back home? A long commute is defined as a journey to work of at least 45 minutes, daily or several times a week. We present the results of pooled regression analysis and fixed effects regressions conducted on data from the German Panel Analysis of Intimate Relationships and Family Dynamics (pairfam) for the years 2013, 2015, and 2016. The pooled analysis suggests a moderate association between a woman’s long commute and her partner’s engagement in housework and childcare, especially when she commutes daily. Instead of living ‘reversed roles’, the partners share such tasks. However, when the association between a woman’s long commute and her partner’s engagement in childcare is estimated exclusively with fixed regression, it remains significant. If the man is a long-distance commuter, most often his partner is solely responsible for all household tasks. Relative labor market position and income distribution within the couples, as well as adherence to gender roles explain the effects of long-distance commuting on labor division.

A socioeconomic analysis of commuting professionals

Article

Full-text available

Oct 2021
TRANSPORTATION

Everyday commuting as a mobility phenomenon is well-investigated and has been the topic of many contributions. Nevertheless, the distinct determinants of the commuting professional’s motivation to regularly travel comparably long distances have not been in the focus of research yet. Thus, this contribution analyses the sociodemographic variables that underpin the well-educated group’s decision to commute longer distances than other educational groups. For German Microcensus data, ordered logistic regression models are used to estimate and compare the influences of sociodemographic variables on all commuting employees and commuting professionals. The data of German Microcensus of the year 2012 are used for the analysis. The results imply that some characteristics exert the already known effects on both samples. Others do vary with education and thus illustrate some unique sociodemographic influences on the commuting behaviour of professionals.

Soziologie der Mobilität

Book

Full-text available

Dec 2022

Katharina Manderscheid

Der Band führt in die soziologische Mobilitätsforschung ein und schließt dabei an das „Mobilities Paradigm“ an. Im Anschluss an die Darstellung soziologischer Traditionslinien werden verschiedene Gegenstände dieser Forschungsrichtung wie Formen räumlich flexibilisierter Arbeitsverhältnisse, Pendel- und Reisepraktiken, Freizeitverkehr, multilokale Lebensformen und Migration vorgestellt.

Une approche spatio-temporelle de la dépendance à la mobilité dans les métropoles de Barcelone et d'Aix-Marseille-Provence

Thesis

Nov 2020

Paolo Chevalier

Cette thèse tente d'éclairer un paradoxe entre, d’un côté, le fait que la mobilité spatiale constitue une ressource, notamment à l'accès à l'emploi ou au logement, et, de l’autre, que les pratiques de mobilité génèrent des coûts ou des difficultés importantes (en termes financiers, d'efforts au quotidien, de conséquences sur l’organisation de la vie personnelle ou familiale), en particulier pour ceux qui ont de longs budgets-temps de transport pour se rendre sur leur(s) lieu(x) de travail. Nous nous intéressons aux travailleurs qui appartiennent aux catégories sociales les plus modestes car nous faisons l'hypothèse qu'ils ont moins de marges de manœuvre pour s'adapter à ces situations de mobilité fortement contraintes. Pour cette étude, nous chercherons à comprendre dans quelle mesure les longs budgets-temps quotidiens pour se rendre au travail sont révélateurs d'une dépendance à la mobilité et quelles en sont les formes et les conséquences pour les actifs disposant de revenus modestes.Après avoir quantifié cette population avec les enquêtes de mobilité disponibles dans la Région Métropolitaine de Barcelone et la Métropole Aix-Marseille-Provence et divisé celle-ci en quatre groupes : les « Lents pendulaires », les « Rapides pendulaires », les « Lents multi-lieux de travail » et les « Rapides multi-lieux de travail », nous mènerons une enquête qualitative auprès de 40 d’entre eux. D’abord, la collecte de données GPS va permettre d’observer leurs déplacements quotidiens pendant une semaine. Un entretien semi-directif avec les individus permet ensuite de commenter l’espace parcouru ainsi que leur situation résidentielle, professionnelle et familiale. Dans un second temps, le recueil de données biographiques nous donnera la possibilité de reconstruire leur parcours de vie dans le temps et dans l’espace. Avec cet ensemble de données, nous analysons comment cette situation de mobilité quotidienne fortement contrainte est liée aux ajustements entre leurs aspirations et les conditions d'accès au logement, aux ajustements de la vie professionnelle et de la situation familiale, et aussi, aux évolutions de leurs aptitudes et de leurs potentiels de mobilité au cours de la vie. Malgré l’observation de pratiques de mobilité très hétérogènes, nous constatons pour les actifs modestes que les longs budgets-temps de transport sont, parfois, le prix à payer pour être intégrés socialement dans ces deux métropoles européennes.

Arbeit und Leben unter Bedingungen beruflicher Mobilität: Alltagspraxen in einer ungewissen Arbeitswelt

Chapter

Jul 2019

Helga Pelizäus

Dass sich der Raum in der Reflexiven oder Zweiten Moderne durch Uneindeutigkeit und Unsicherheit auszeichnet, hat sich schon in den vorangegangenen Beiträgen gezeigt. Und insbesondere die Bewegung im Raum, hier verstanden als geografische Mobilität, verweist auf weitere Ebenen der Ungewissheit. Sven Kesselring hat sich im ersten Teil dieses Bandes umfassend der Mobilität gewidmet und diskutiert das sich dynamisierende und stetig wandelnde, uneindeutige und ungewisse Leben in der Reflexiven Moderne.

L’analyse de séquence pour étudier les comportements de mobilité spatiale dans le parcours de vie

Article

Full-text available

Jun 2019

A meta-analysis of German research on divorce risks

Article

Full-text available

Feb 2003

The aim of the paper is to evaluate divorce studies in Germany and to apply meta-analytic techniques in order to summarize the results of this research. A literature search has identified forty-two studies published between 1987 and 2001. These studies use longitudinal data from seven projects and all the studies employ event history models with the divorce rate as the dependent variable. In sum, they examine 399 different risk factors and report 3730 effects. Results of the meta-analysis are threefold. First, there are methodological problems in the field of meta-analysis that are not resolved in a very satisfactory way. Second, no theory of divorce has been tested in detail. At least, some hypotheses of the micro-economic theory concerning premarital information about the spouse, search costs, and marital investments find empirical support. In contrast, our analysis reveals no significant associations between social homogamy and marital stability. The impact of marital alternatives on divorce risks has not been examined so far. Third, divorce research can be improved by a more cumulative design which means that we need more studies to replicate existing empirical findings.

Cultural and Institutional Contexts

Chapter

Feb 2010

Birgit Pfau-Effinger

Germany – A Country of Locally Attached but Highly Mobile People

Chapter

Nov 2008

Chapter

Nov 2008

Count Outcomes: Regression Models for Counts. Regression Models for Categorical and Limited Dependent Variables

Article

Jan 1997

J Scott Long

Pair Relationships and Housework

Chapter

Feb 2010

Men and women have contradicting attitudes toward maternal employment and division of housework. To address this discrepancy between attitudes and behavior, this chapter examines the cultural changes in marital ideals and studies the different coping strategies in dealing with labor division within the household. It explains labor division stability in pair relationships and explores the possibilities for initiating long-term change in housework-related behavior. It draws upon the comparison between East and West Germany, where differences in norms pertaining to gender roles and relations persistently exist.

The destandardization of a status passage? On the changing process of leaving the parental home and the status passage to adulthood in West Germany

Article

Jan 2003
SOZ WELT

In the last decades, the process of leaving the parental home and the status passage to adulthood have changed considerably in Western Germany. We analyse three different analytical dimensions of the standardisation of the transition to adulthood: the age gradation of events, the coupling of different events and the sequence of events. The empirical analyses are based on data from the German Life History Study and the DJI-Familien-Survey 2000. The results show characteristic changes regarding the age at leaving home, the embeddedness of leaving home in the process of the transition to adulthood, the duration of the transition period and, finally, the coupling of leaving home and other transitional events. The age at leaving home has declined in the long run. It has also not risen again in the 1990s. Regarding changes in the transition phase to adulthood, some aspects point at a growing standardisation, others at a growing de-standardisation.

Regression Models for Categorical and Limited Dependent Variables

Article

Dec 1997

Article

May 1991

Tim B. Heaton

In this article, several dimensions of temporality are identified and their impact on marital dissolution is assessed in a multivariate continuous time model using marital and fertility histories from the June 1985 Current Population Survey. The temporal concepts are timing of prior events, historical time, duration dependence, and selectivity. Results indicate that marital stability is decreasing over time, increases over marital duration, increases with age at marriage, and varies with the arrival and aging of children. Models with unobserved heterogeneity indicate only modest effects for selectivity. Failure to consider several dimensions of time will often lead to biased results.

Marital Cohesiveness and Dissolution: An Integrative Review

Article

Feb 1965

George Levinger

Marriage is considered as a special instance of social groups in general. Marital cohesiveness and divorce are viewed in terms of the properties of group cohesiveness. It is suggested, therefore, that the strength of the marital relationship is a direct function of social and psychological attraction and barrier forces inside the marriage, and an inverse function of such influences from alternate relationships. Findings from major investigations of marriage and divorce are cited to illustrate the applicability of the conceptual framework.

Abstract

Recommended publications

The Impact of Job-Related Mobility and Migration Intentions on Union Dissolution

Gefährdet Pendelmobilität die Stabilität von Paarbeziehungen? / Does Commuting to Work Endanger Part...

Effects of female commuting on partnership stability in suburban and other residential regions

Räumliche Mobilität