Die nächstfolgende Partnerschaft der Alleinerziehenden (Prozess B)

In diesem Abschnitt werden die mutlivariaten Ergebnisse zur Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft vorgestellt (Prozess B). Dies umfasst zum einen die Untersuchung des Wechsels der partnerlosen Alleinerziehenden in eine Partnerschaft (Prozess B.1) zum anderen die Untersuchung der gemeinsamen Haushaltsgründung des Paares bzw. alternativ die Auflösung der LATPartnerschaft (Prozess B.2). Zunächst werden die Nullmodelle zu den einzelnen Teilprozessen dargestellt. Anschließend erfolgt die Vorstellung und Interpretation der Kovariateneinflüsse zu Prozess B.1 und Prozess B.2. In zusammenfassenden Abschnitten werden jeweils die aus den untersuchten Prozessen A und B gewonnenen Hauptergebnisse zu jedem Einfluss dargestellt und prozessübergreifend interpretiert.

Nullmodelle zu Prozess B

Die Gründung der nächstfolgenden Partnerschaft: Nullmodell zu Prozess B.1

Tabelle 57 zeigt die Ergebnisse des Nullmodells (Baseline, Geburtskohorte, Region, Alter) zum Übergang in die erste Partnerschaft nach Beginn des Alleinerziehens (Prozess B.1). Der Prozess beginnt mit dem Monat des ersten Alleinwohnens mit Kindern nach einer Partnerschaftstrennung oder partnerlosen Geburt und endet mit der Gründung einer Partnerschaft.

Analog zum deskriptiven Ergebnis zeigt sich, dass die Rate der Partnerschaftsgründungen mit ansteigender Dauer der Partnerlosigkeit abnimmt. Jedes Intervall weist signifikant geringere Raten auf als das Vorintervall. Der mit Abstand größte Unterschied zeigt sich zwischen dem ersten Jahr des Alleinerziehens und den beiden folgenden Jahren. Wer im ersten Jahr keine Partnerschaft eingegangen ist, hat im darauf folgenden Zeitraum eine um über 40 Prozent geringe Partnerschaftsgründungsrate. Nach vier Jahren hat sich die Rate gar um 70 Prozent im Vergleich zum ersten Jahr reduziert. Der Einfluss geht nicht allein auf Frauen zurück, die direkt nach Beginn des Alleinerziehens (innerhalb der ersten drei Monate) einen neuen Partner haben. Auch nach diesem ersten Vierteljahr liegt die Partnerschaftsgründungsrate im ersten partnerlosen Jahr höher als in den darauf folgenden Jahren, was darauf hindeutet, dass der Effekt nicht allein auf Frauen zurückzuführen ist, die sich wegen eines neuen Mannes trennten und damit zu Beginn des Alleinerziehens bereits weiter im Partnersuchprozess vorangeschritten waren als andere Frauen. Die Zahlen zum Einfluss der Baseline sind in allen Modellen robust. Das Alter bei Beginn des Alleinerziehens erweist sich im Nullmodell als nur mäßig einflussreicher Prädiktor einer Partnerschaftsgründung, was sich im vollen Modell jedoch ändert. Dies wird unten ausführlicher diskutiert. Alleinerziehende der jüngeren Geburtskohorte weisen – auch unter Kontrolle des Alters – signifikant höhere Raten der Partnerschaftsgründung auf. Dieser Effekt erklärt sich im vollen Modell primär durch die Kontrolle der Anzahl an Partnerschaften vor einer eventuell bei Geburt be- stehenden und des Alters des jüngsten Kindes (ausführlicher zu diesen Kovariaten siehe unten). Ost-West-Unterschiede zeigen sich auch hier keine.

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 57: Stückweise konstante Ratenmodelle zum Übergang in eine Partnerschaft (Prozess B.1), Nullmodell, Hazardraten

Die Haushaltszusammenlegung versus Trennung der nächstfolgenden Partnerschaft: Nullmodelle zu Prozess B.2

Tabelle 58 zeigt die Nullmodelle zur Entwicklung der ersten Partnerschaft nach Beginn des Alleinerziehens. Nicht zensierte LAT-Episoden enden in der Haushaltsgründung (Prozess B.2.1) oder in der Trennung (Prozess B.2.2). Um zu kontrollieren, ob ein kürzerer Verbleib in der Phase des „Living apart togethers“ mit einer ausführlichen Partnerprüfung vor dem Eingehen der Partnerschaft in Verbindung steht, wird die Dauer seit Beginn des Alleinerziehens bis zum Eingehen der Partnerschaft in allen Modellen zu Prozess B.2 kontrolliert.

Im ersten Beziehungsjahr liegen die Haushaltsgründungsraten am höchsten. Paare, die nach drei Jahren Beziehung noch nicht zusammengezogen sind, haben ein sehr geringes Risiko diesen Übergang in den folgenden Jahren mitei- nander zu vollziehen. Analog dazu ist die Trennungsrate nicht zusammenlebender Paare zwischen dem dritten und fünften Beziehungsjahr signifikant höher als in vorigen Zeiträumen – allerdings auch höher als für Paare, die auch nach fünf Jahren noch nicht zusammengezogen sind. Bei letzteren handelt es sich möglicherweise um Paare, die den LAT-Status sehr bewusst gewählt haben und für die sich diese Lebensform auch langfristig als vorteilhaft darstellt.

Im Nullmodell lassen sich keine Effekte der Geburtskohorte auf die Haushaltsgründungsrate nach Eingehen einer Partnerschaft erkennen. Kontrolliert man jedoch für das Alter des jüngsten Kindes, das Zusammenleben mit den Eltern sowie den Entstehungszusammenhang des Alleinerziehens weisen alleinerziehende Mütter der jüngeren Geburtskohorte signifikant höhere Haushaltsgründungsraten auf als die der älteren (siehe Tabelle A 8 im Anhang). Gleichzeitig trennen sich Alleinerziehende dieser Kohorte häufiger vom LAT-Partner als Alleinerziehende der älteren Kohorte. Das Ergebnis erweist sich auch im vollen Modell als stabil (siehe Tabelle A 8 im Anhang). Möglicherweise macht sich hier bemerkbar, dass in der jüngeren Kohorte weniger traditionelle Familienvorstellungen herrschen, welche jede Form von Übergang (Haushaltsgründung, Partnerschaftstrennung) begünstigen. Eventuell gewichten Personen der jüngeren Generation Umstrukturierungskosten weniger stark, da sie eher in einer Umgebung sozialisiert wurden und werden, in der familiale Umstrukturierungsprozesse alltäglicher waren und sind. Die Analyse der Periode des Alleinerziehens soll an entsprechender Stelle Aufschluss darüber geben, ob es sich hier um einen Kohortenoder einen Periodeneffekt handelt.

Hinsichtlich der Haushaltsgründungsrate unterscheiden sich Alleinerziehende in Partnerschaften nicht danach, ob sie zum Befragungszeitpunkt in Ostoder Westdeutschland leben.^[1]

Das Alter der Alleinerziehenden bei Beginn der Beziehung wirkt sich weder im Nullmodell noch im vollen Modell signifikant auf die Transformationsrate der Partnerschaften in gemeinsame Haushalte aus noch trennen sich die LATPaare in Abhängigkeit vom Alter der Alleinerziehenden bei Beginn der Beziehung.

Die Variable zur Dauer zwischen Eintritt in das Alleinerziehen und dem Beziehungsbeginn zeigt einen hoch signifikanten Einfluss darauf, ob sich das Paar mehr oder weniger schnell für die Haushaltszusammenlegung entscheidet. Demnach haben Paare, die im ersten Jahr nach Beginn des Alleinerziehens zusammengekommen sind die höchsten Übergangsraten in einen partnerschaftlichen Haushalt. Man sollte annehmen, dass ein Teil dieses Effekts auf solche Beziehungen zurückzuführen ist, die sich direkt an die vergangene Partnerschaft anschließen. Diese Paare kennen sich in der Regel bereits zu Beginn des Prozesses und weisen aufgrund ihrer Entstehungsumstände vermutlich eine positiv selektive Qualität auf: Die Trennung vom Kindsvater erfolgt wohl dann eher wegen eines anderen Mannes, wenn dieser besonders gut statt nur mäßig passend ist. Allerdings zeigt sich, dass Paare, die innerhalb der ersten drei Monate des Alleinerziehens entstehen gar eine tendenziell niedrigere Zusammenzugsrate aufweisen als in den darauf folgenden Monaten gegründete Partnerschaften (1- a=0,86). Möglicherweise beinhaltet eine Partnerschaft, die unmittelbar aus einer ehemaligen Beziehung heraus entsteht, ein großes Konfliktpotenzial, welches sich nachteilig auf die neue Beziehung auswirkt. Allerdings sind für diese Partnerschaften keine erhöhten Trennungsraten auszumachen. Direkt neu liierte Alleinerziehende leben also länger mit ihren Partnern in separaten Haushalten. Eventuell ist die Bewältigung der frischen Familientrennung der Grund für den Aufschub einer erneuten Umstrukturierung der Wohnsituation (siehe Stresstheorie, Abschnitt 2.3.4). Paare, die sich nach dem ersten Jahr des Alleinerziehens zusammenfinden weisen ebenfalls geringere Haushaltsgründungsraten auf, ohne gleichzeitig ein erhöhtes Trennungsrisiko zu haben. Dies deutet darauf hin, dass Alleinerziehende, die schnell eine Partnerschaft eingehen, ohne sich wegen des neuen Mannes getrennt zu haben, diese auch eher schnell in eine Haushaltsgemeinschaft transformieren. Möglicherweise handelt es sich um sehr attraktive Partnerinnen oder Frauen mit guten Gelegenheiten zum Kennenlernen von Partnern, die, aufgrund eines hohen Bedarfs an einem Haushaltspartner oder einer geringen Gewichtung von Umstrukturierungskosten, ein eher geringes Akzeptanzniveau hinsichtlich der Partnermerkmale aufweisen. Für sie ist eine schnelle Partnerschaftsund auch Haushaltsgründung möglich und attraktiv. Dass sich dieser Effekt auch im vollen Modell zeigt (siehe Tabelle A 8 im Anhang), verweist darauf, dass unbeobachtete Heterogenität einen großen Einfluss auf die untersuchten Prozesse hat.

Hinsichtlich des Einflusses der Geburtskohorte sei bereits an dieser Stelle zusammengefasst, dass Alleinerziehende der älteren Kohorte schneller eine Partnerschaft gründen (Prozess B.1) und sich seltener trennen (Prozess B.2.1) als Alleinerziehende der jüngeren Kohorte, beide Kohorten jedoch ähnliche Haushaltsgründungsraten (Prozess B.2.2) aufweisen. Damit lässt sich schließen, dass alleinerziehende Mütter der älteren Geburtskohorte eine ausgedehntere Partnerschaftsphase in separaten Haushalten (LAT) erleben. Im Gegensatz zu den Ergebnissen aus den Analysen zu Prozess A wird hier außerdem deutlich, dass Alleinerziehende der älteren Geburtskohorte nicht allein aufgrund höherer Raten direkter Verpartnerungen ein anderes Partnerschaftsverhalten aufweisen als Alleinerziehende der jüngeren Kohorte.

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 58: Stückweise konstante Ratenmodelle zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Prozess B.2), Nullmodell, relative konkurrierende Risiken (Haushaltsgründung versus Partnerschaftstrennung), Hazardraten

Kovariateneinflüsse auf die Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Prozess B)

Der Einfluss des Alters der Alleinerziehenden auf ihre Partnerschaftsentwicklung

Prozess B.1

Im vollen Modell (Tabelle A 7 im Anhang) zeigt sich ein hoch signifikanter und starker negativer Effekt eines höheren Alters auf den Übergang in eine Partnerschaft. Der Alterseffekt ist allerdings nur dann signifikant, wenn das Alter des jüngsten Kindes sowie die Anzahl vergangener Partnerschaften kontrolliert werden. So weisen insbesondere bei Beginn des Alleinerziehens über 30-jährige Frauen aber auch zwischen 23und 30-jährige deutlich geringere Raten der Partnerschaftsgründung auf als unter 23-jährige.

Prozess B.2

Für die weitere Entwicklung der Partnerschaft in eine Haushaltsgemeinschaft ebenso wie für das Trennungsverhalten der Paare ist das Alter der alleinerziehenden Mutter bei Beginn der Partnerschaft weniger relevant (siehe Tabelle 58). Interaktion zwischen der Zeit seit Beginn des Alleinerziehens bzw. der Dauer bis die Partnerschaft eingegangen wurde und dem Alter der Alleinerziehenden bei Beginn der Partnerschaft Die Annahmen der Stresstheorie ließen erwarten, dass ältere Alleinerziehende durch partnerschaftliche Veränderungen anfallende Umstrukturierungskosten höher gewichten und damit entsprechende Übergänge aufschieben. Da insbesondere die Anfangszeit des Alleinerziehens durch die Reorganisation des Alltags geprägt ist, sind etwaige Effekte einer Höhergewichtung insbesondere in diesem Zeitraum zu vermuten. Damit sollten ältere Alleinerziehende insbesondere zu Beginn des Alleinerziehens Partnerschaftsgründungen aufschieben sowie in diesem Zeitraum eingegangene Partnerschaften eher länger im LATStatus belassen.

Prozess B.1

Die Interaktionseffekte (siehe Tabelle 59) verweisen darauf, dass ein höheres Alter bei Beginn des Alleinerziehens in jedem Zeitintervall des Alleinerziehens negativ mit der Partnerschaftsgründung assoziiert ist. Besonders deutlich und stark signifikant sind die Effekte nach dem ersten und vor dem sechsten Jahr des Alleinerziehens.

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, kontrolliert für: Kohorte, Wohnregion (Ost/West), Bildung, Erwerbsstatus (zeitvariant), Alter des jüngsten Kindes (zeitvariant), Geschlechter und Anzahl der Kinder (zeitvariant), Zusammenwohnen mit den Eltern (zeitvariant), Geschlechteranteile innerhalb der Wohngemeinde, Wohnortgröße, Anzahl Partnerschaften vor evtl. bei Geburt bestehender, Entstehungszusammenhang des Alleinerziehens. Werte in Klammern beruhen auf weniger als zehn Ereignissen.

Tabelle 59: Stückweise konstantes Ratenmodell zum Übergang in eine Partnerschaft (Prozess B.1), Interaktionsmodell zwischen Zeit seit Beginn des Alleinerziehens (Baseline) und Alter bei Beginn des Alleinerziehens, Hazardraten, relative Risiken

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 60: Beobachtete Personenmonate und Ereignishäufigkeiten nach Zeit seit Beginn des Alleinerziehens (Baseline) und Alter bei Beginn des Alleinerziehens (Prozess B.1)

Prozess B.2

Während sich insgesamt kein Alterseinfluss auf die Haushaltsgründungsrate eines Paares erkennen ließ, deutet sich in den Interaktionsmodellen an, dass zu bestimmten Zeitpunkten gegründete Beziehungen je nach Alter der Alleinerziehenden zu höheren oder niedrigeren Raten in Haushaltsgemeinschaften transformiert werden (siehe Tabelle 61).

Findet die Partnerschaftsgründung bereits innerhalb der ersten drei Monate des Alleinerziehens statt, gründen ältere Alleinerziehende nicht zu geringeren Raten einen gemeinsamen Haushalt, sondern tendenziell gar zu höheren. Allerdings verweisen die tendenziell niedrigeren LAT-Trennungsraten darauf, dass die LAT-Phase direkt gegründeter Partnerschaften älterer alleinerziehender Frauen von höherer Dauer ist als diejenige sehr schnell gegründeter Partnerschaften junger alleinerziehender Frauen (siehe Tabelle 63).

Darüber hinaus sind nur noch für Partnerschaften, die nach einer relativ langen partnerlosen Phase von mindestens vier Jahren gegründet wurden, altersabhängige Zusammenzugsraten festzustellen. So werden diese von bei Beginn der Beziehung über 30-jährigen Alleinerziehenden deutlich häufiger bzw. schneller wieder aufgelöst und deutlich seltener in Haushaltsgemeinschaften transferiert als solche von zwischen 23 und 30-jährigen. Die Ergebnisse basieren jedoch auf relativ geringen Fallzahlen.

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, kontrolliert für: Baseline, Kohorte, Wohnregion (Ost/West), Bildung, Erwerbsstatus (zeitvariant), Alter des jüngsten Kindes (zeitvariant), Geschlechter und Anzahl der Kinder (zeitvariant), Zusammenwohnen mit den Eltern, Geschlechteranteile innerhalb der Wohngemeinde, Wohnortgröße, Anzahl Partnerschaften vor evtl. bei Geburt bestehender, Entstehungszusammenhang des Alleinerziehens.

Tabelle 61: Stückweise konstantes Ratenmodell zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Haushaltsgründung versus Partnerschaftstrennung), Interaktionsmodell zwischen der Dauer bis die Partnerschaft gegründet wurde und dem Alter bei Beginn der Beziehung, Hazardraten, relative konkurrierende Risiken, hier: Haushaltsgründung (Prozess B.2.1)

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 62: Beobachtete Personenmonate und Ereignishäufigkeiten nach Dauer bis die Partnerschaft gegründet wurde und dem Alter bei Beginn der Partnerschaft (Prozess B.2.1)

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, kontrolliert für: Baseline, Kohorte, Wohnregion (Ost/West), Bildung, Erwerbsstatus (zeitvariant), Alter des jüngsten Kindes (zeitvariant), Geschlechter und Anzahl der Kinder (zeitvariant), Zusammenwohnen mit den Eltern, Geschlechteranteile innerhalb der Wohngemeinde, Wohnortgröße, Anzahl Partnerschaften vor evtl. bei Geburt bestehender, Entstehungszusammenhang des Alleinerziehens. Werte in Klammern beruhen auf weniger als zehn Ereignissen.

Tabelle 63: Stückweise konstantes Ratenmodell zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Haushaltsgründung versus Partnerschaftstrennung), Interaktionsmodell zwischen der Dauer seit Beginn des Alleinerziehens bis die Partnerschaft gegründet wurde und dem Alter bei Beginn der Partnerschaft, Hazardraten, relative konkurrierende Risiken, hier: Partnerschaftstrennung (Prozess B.2.2)

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 64: Beobachtete Personenmonate und Ereignishäufigkeiten nach Dauer bis die Partnerschaft gegründet wurde und dem Alter bei Beginn der Beziehung (Prozess B.2.2)

Zusammenfassung des Einflusses des Alters der Alleinerziehenden auf ihre Partnerschaftsentwicklung (Prozesse A und B)

Die schnellere Beendigung des Alleinerziehens durch sehr junge Mütter insgesamt (siehe Ergebnisse zu Prozess A) kann damit allein auf die höheren Verpartnerungsraten dieser Frauen zurückgeführt werden (Prozess B.1) und nicht darauf, dass junge Alleinerziehende eingegangene Partnerschaften (auch) schneller in Haushaltsgemeinschaften transformieren (Prozess B.2).

Die verringerte Partnerschaftsgründungsrate (Prozess B.1) älterer Alleinerziehender findet sich nahezu durchgehend in allen Zeitintervallen des Alleinerziehens. Dies deutet darauf hin, dass insbesondere die eingeschränkten Gelegenheiten zum Kennenlernen von Partnern (marriage squeeze, geringe Einbindung in foci of activity) zu den geringeren Raten führen. Wäre die Befürchtung von Umstrukturierungskosten ein wirksamer Faktor, hätten sich insbesondere zu Beginn des Alleinerziehens geringere Partnerschaftsgründungsraten für ältere Alleinerziehende zeigen sollen. Allerdings lösen ältere Alleinerziehende bereits zu Beginn des Alleinerziehens gegründete Partnerschaften durchaus seltener auf als jüngere Alleinerziehende. Zusammen mit den etwa vergleichbaren Haushaltsgründungsraten der Altersgruppen deutet dies auf ausgedehntere LATPhasen für schnell gegründete Partnerschaften älterer Alleinerziehender hin. Der Effekt erklärt, warum jüngere Alleinerziehende im ersten Alleinerziehendenjahr (noch) keine signifikant erhöhten Raten der Beendigung des Alleinerziehens (Prozess A) aufweisen: Sie trennen sich häufiger von direkten neuen Partnern als ältere Alleinerziehende. Möglicherweise beenden ältere Alleinerziehende die Beziehung zum Kindsvater häufiger nur dann wegen eines neuen Partners, wenn dieser besonders gut in das Familiensystem passt. Dies kann als (marginaler) Hinweis auf die Relevanz der Gewichtung von Umstrukturierungskosten für die Partnerschaftsentwicklung gewertet werden. Der Einfluss der Wohnregion (Ost/West) auf die Partnerschaftsentwicklung der Alleinerziehenden

Prozesse B.1 und B.2

Weder der Übergang in die Partnerschaft (Prozess B.1), noch die darauf folgende Option der Haushaltsgründung (Prozess B.2.1) variiert signifikant danach, ob die Befragte zum Interviewzeitpunkt in Ostoder Westdeutschland lebt (siehe Tabelle 57). Der nur sehr schwache positive Effekt eines ostdeutschen Wohnortes auf das Risiko die Beziehung zu beenden anstatt mit dem Partner zusammenzuziehen, erklärt sich im vollen Modell durch die Kontrolle des Bildungsniveaus (Prozess B.2.2, siehe Tabelle A 8). Der Effekt erklärt sich also aus der Komposition der ostdeutschen Stichprobe, in der mehr Alleinerziehende mit niedrigem Bildungsniveau zu finden sind. Diese weisen ein tendenziell erhöhtes Risiko auf sich vom LAT-Partner zu trennen anstatt mit ihm zusammenzuziehen (ausführlicher zum Zusammenhang zwischen Bildung und der Trennung der (LAT-)Part-nerschaft siehe unten).

Zusammenfassung des Einflusses der Wohnregion (Ost/West) auf die Partnerschaftsentwicklung (Prozesse A und B)

Zum Befragungszeitpunkt in Ostoder Westdeutschland lebende Mütter unterscheiden sich weder in ihren Partnerschaftsgründungsraten, noch danach wie sich diese Partnerschaften entwickeln. Vermutet wurde, dass westdeutsche Alleinerziehende schneller in Partnerschaften wechseln und diese auch schneller in Haushaltsgemeinschaften transformieren sollten. Die stärkere Verankerung traditioneller Familienvorstellungen, das männliche Ernährermodell und die damit in Verbindung stehende schlechtere Kinderbetreuungsinfrastruktur sowie die größere ökonomische Attraktivität westdeutscher Partner verleiteten zu dieser Hypothese. Möglicherweise sind diese regionalen Unterschiede jedoch gänzlich irrelevant für die Partnerschaftsentwicklung alleinerziehender Mütter oder sie werden von entgegen gesetzt wirkenden Faktoren aufgehoben; beispielsweise durch die geringere Verbreitung Alleinerziehender in Westdeutschland, welche zu geringerer Attraktivität sowie einer Höherbewertung von Um- strukturierungskosten westdeutscher Alleinerziehender im Vergleich zu ostdeutschen führen mag. Der Einfluss des Bildungsniveaus auf die Partnerschaftsentwicklung der Alleinerziehenden

Prozesse B.1 und B.2

Tabelle 65 sowie Tabelle 66 verweisen darauf, dass das Schulbildungsniveau weder den Übergang in die Partnerschaft, noch die sich daran anschließende Entwicklung der Partnerschaft signifikant beeinflusst. Insbesondere im vollen Modell sind keine bildungsspezifischen Effekte zu erkennen (siehe im Anhang Tabellen A 7 und A 8 bzw. A 9).

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 65: Stückweise konstante Ratenmodelle zum Übergang in eine Partnerschaft (Prozess B.1), Einfluss des Bildungsniveaus, Hazardraten

Der Ausschluss von Frauen ohne Angaben zu Partnerschaften führt dazu, dass ein schwacher negativer Effekt für Frauen mit niedrigem Bildungsniveau stark an Signifikanz gewinnt – wenngleich er nur tendenziell auftritt (siehe Tabelle A 11 im Anhang).

Tabelle 66: Stückweise konstante Ratenmodelle zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Prozess B.2), Einfluss des Bildungsniveaus, relative konkurrierende Risiken

Interaktion zwischen der Zeit seit Beginn des Alleinerziehens bzw. der Dauer bis die Partnerschaft gegründet wurde und dem Bildungsniveau der Alleinerziehenden

Tabelle 67 zeigt Modelle, welche den Einfluss des Bildungsniveaus auf die Partnerschaftsentwicklung in Abhängigkeit von der Dauer des Alleinerziehens schätzen. Dahinter steht die Annahme, dass Alleinerziehende mit höherem Bildungsniveau insbesondere zu Beginn des Alleinerziehens Partnerschaftsgründungen aufschieben sollten, da sie die, besonders in diesem Zeitraum anfallenden, Umstrukturierungskosten stärker gewichten sollten. Zudem sollten sie insbesondere zu Beginn des Alleinerziehens eingegangene Partnerschaften länger im LAT-Status belassen, um Umstrukturierungskosten zu vermeiden (siehe Interaktionsmodelle aus Tabelle 69).

Prozess B.1

Die Interaktionsmodelle aus Bildungsniveau und der Dauer des Alleinerziehens fördern insgesamt keine signifikanten Einflüsse auf die Partnerschaftsgründungsrate zu Tage (siehe Tabelle 67). Allenfalls im vierten und fünften Jahr des Alleinerziehens zeigen sich tendenziell erhöhte Partnerschaftsgründungsraten für Alleinerziehende mit hohem Bildungsstand.

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, kontrolliert für: Kohorte, Wohnregion (Ost/West), Alter bei Beginn des Alleinerziehens, Erwerbsstatus (zeitvariant), Alter des jüngsten Kindes (zeitvariant), Geschlechter und Anzahl der Kinder (zeitvariant), Zusammenwohnen mit den Eltern (zeitvariant), Geschlechteranteile innerhalb der Wohngemeinde, Wohnortgröße, Anzahl Partnerschaften vor evtl. bei Geburt bestehender, Entstehungszusammenhang des Alleinerziehens. Werte in Klammern beruhen auf weniger als zehn Ereignissen.

Tabelle 67: Stückweise konstantes Ratenmodell zum Übergang in eine Partnerschaft (Prozess B.1), Interaktionsmodell zwischen Zeit seit Beginn des Alleinerziehens (Baseline) und Bildungsniveau der Alleinerziehenden, Hazardraten, relative Risiken

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 68: Beobachtete Personenmonate und Ereignishäufigkeiten nach Zeit seit Beginn des Alleinerziehens und dem Bildungsniveau der Alleinerziehenden (Prozess B.1)

Prozess B.2

Direkt nach Eintritt in das Alleinerziehen begonnene Beziehungen (maximal drei Monate nach Beginn) werden zu deutlich höheren Raten von Alleinerziehenden mit niedrigem Bildungsniveau in Haushaltsgemeinschaften transferiert als von solchen mit mittlerem oder hohem Bildungsabschluss (siehe Tabelle 69). Die beiden höheren Bildungsgruppen unterscheiden sich nicht signifikant. Dies deutet zunächst auf den vermuteten Zusammenhang zwischen Bildung und der Vermeidung weiterer Umstrukturierungsprozesse in dieser Anfangszeit hin. Allerdings zeigen die Modelle zum Konkurrenzrisiko der Partnerschaftstrennung, dass Alleinerziehende mit höherem Bildungsabschluss, welche direkt zu Beginn des Alleinerziehens bereits eine neue Partnerschaft haben (sich also vermutlich wegen des neuen Mannes getrennt haben), ein hohes Risiko der Partnerschaftstrennung aufweisen (siehe Tabelle 71). Anstatt eine ausgedehnte LAT-Phase zu erleben und deshalb geringe Haushaltsgründungsraten aufzuweisen, trennen sich diese direkt nach Beginn des Alleinerziehens entstandenen Partnerschaften häufig und/oder schnell, wenn die Alleinerziehende ein hohes statt eines mittleren oder niedrigen Bildungsniveaus aufweist. In den darauf folgenden Monaten gegründete Partnerschaften (drei bis zwölf Monate nach Beginn des Alleinerziehens) haben dagegen die höchsten Zusammenzugsraten, wenn die Alleinerziehende ein mittleres Bildungsniveau aufweist. Dies korrespondiert mit den tendenziell verringerten Trennungsraten von in diesem Intervall gegründeten Partnerschaften durch Alleinerziehende mit mittlerem Bildungsniveau. Nach dem ersten Jahr des Alleinerziehens gibt es keine signifikanten Einflüsse des Bildungsniveaus auf den Übergang der LAT-Paare in Haushaltsgemeinschaften oder Trennungen mehr.

Anmerkung: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, kontrolliert für: Kohorte, Wohnregion (Ost/West), Alter bei Beginn der Partnerschaft, Erwerbsstatus (zeitvariant), Alter des jüngsten Kindes (zeitvariant), Geschlechter und Anzahl der Kinder (zeitvariant), Zusammenwohnen mit den Eltern (zeitvariant), Geschlechteranteile innerhalb der Wohngemeinde, Wohnortgröße, Anzahl Partnerschaften vor evtl. bei Geburt bestehender, Entstehungszusammenhang des Alleinerziehens. Werte in Klammern basieren auf weniger als zehn Ereignissen.

Tabelle 69: Stückweise konstantes Ratenmodell zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Haushaltsgründung versus Partnerschaftstrennung), Interaktionsmodell zwischen der Dauer seit Beginn des Alleinerziehens bis die Partnerschaft gegründet wurde und dem Bildungsniveau der Alleinerziehenden, Hazardraten, relative konkurrierende Risiken, hier: Haushaltsgründung (Prozess B.2.1)

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 70: Beobachtete Personenmonate und Häufigkeit beobachteter Haushaltsgründungen nach der Dauer bis die Partnerschaft gegründet wurde und dem Bildungsniveau der Alleinerziehenden (Prozess B.2.1)

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, kontrolliert für: Kohorte, Wohnregion (Ost/West), Alter bei Beginn der Partnerschaft, Erwerbsstatus (zeitvariant), Alter des jüngsten Kindes (zeitvariant), Geschlechter und Anzahl der Kinder (zeitvariant), Zusammenwohnen mit den Eltern (zeitvariant), Geschlechteranteile innerhalb der Wohngemeinde, Wohnortgröße, Anzahl Partnerschaften vor evtl. bei Geburt bestehender, Entstehungszusammenhang des Alleinerziehens. Werte in Klammern beruhen auf weniger als zehn Ereignissen.

Tabelle 71: Stückweise konstantes Ratenmodell zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Haushaltsgründung versus Partnerschaftstrennung), Interaktionsmodell zwischen der Dauer seit Beginn des Alleinerziehens bis die Partnerschaft gegründet wurde und dem Bildungsniveau der Alleinerziehenden, Hazardraten, relative konkurrierende Risiken, hier: Partnerschaftstrennung (Prozess B.2.2)

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 72: Beobachtete Personenmonate und Häufigkeit beobachteter LATTrennungen nach Dauer bis die Partnerschaft gegründet wurde und dem Bildungsniveau der Alleinerziehenden (Prozess B.2.2)

Zusammenfassung des Einflusses des Bildungsniveaus auf die Partnerschaftsentwicklung der Alleinerziehenden (Prozesse A und B)

Insgesamt spielt das Bildungsniveau keine eindeutige Rolle bei der Beendigung des Alleinerziehens durch eine partnerschaftliche Haushaltsgründung dieser eher jungen Alleinerziehenden (Prozess A). Und auch der Übergang in die Partnerschaft sowie die Transformation dieser in eine Haushaltsgemeinschaft sind nicht deutlich mit dem Bildungsniveau assoziiert. Allenfalls sind zum einen unter Ausschluss von Frauen ohne jegliche Angaben zu Partnerschaften signifikant verringerte Raten der Beendigung des Alleinerziehens (Prozess A) für Alleinerziehende mit niedrigem Bildungsniveau zu verzeichnen. Die entsprechend verlängerte Dauer bis zur Partnerschaftsgründung (Prozess B.1) erklärt diesen Effekt wohl zumindest teilweise, sodass leichte Hinweise auf eine geringere Attraktivität für die Partnerschaftsgründung von Alleinerziehenden mit geringerem Bildungsniveau zu finden sind. Zum anderen zeigen sich geringfügige intervallspezifische Variationen des Einflusses: So lösen Alleinerziehende mit höherem Bildungsabschluss Beziehungen mit im ersten Jahr des Alleinerziehens gefundenen Partnern mit höherem Risiko wieder auf und transferieren sie mit geringerem Risiko in Haushaltsgemeinschaften als Alleinerziehende mit mittlerem Bildungsabschluss. Die niedrigen Raten der Beendigung des Alleinerziehens im zweiten bis fünften Jahr des Alleinerziehens durch Frauen mit niedrigerem Bildungsniveau (Prozess A) sind damit auf tendenziell geringere Haushaltsgründungsraten sowie signifikant erhöhte Trennungsraten von in diesem Zeitraum gegründeten LAT-Partnerschaften zurückzuführen und weniger darauf, dass Alleinerziehende mit geringerem Bildungsstand in diesen Zeiträumen weniger häufig Partnerschaften gründen. Dies mag bedeuten, dass Alleinerziehende mit hohem Bildungsabschluss den Konflikten denen sich die betreffenden Familienmitglieder insbesondere in der Anfangszeit des Alleinerziehens gegenübersehen ein größeres Gewicht beimessen. Eventuell investieren diese Frauen daraufhin weniger in die neue Partnerschaft als in das Funktionieren des Kernfamiliensystems. Die Gründung einer Partnerschaft wird möglicherweise weniger mit Umstrukturierungskosten in Verbindung gesetzt, weshalb sich in diesem Prozess (Prozess B.1) keine entsprechenden Unterschiede nach Bildungsniveau bemerkbar machen. Die geringen Fallzahlen und teils nur tendenziellen Effekte erlauben jedoch lediglich eine vorsichtige Interpretation der Ergebnisse. Die Hypothese, dass Alleinerziehende mit höherem Bildungsniveau auf dem Partnermarkt attraktiver sind und gleichzeitig Umstrukturierungskosten stärker gewichten und daher Übergänge zunächst aufschieben und schließlich nachholen lässt sich für diese Untersuchungspopulation damit zwar nicht eindeutig bestätigen, es lassen sich jedoch entsprechende Tendenzen ausmachen.

Der Einfluss des Erwerbsstatus auf die Partnerschaftsentwicklung der Alleinerziehenden

Prozess B.1

Das Modell zur Partnerschaftsgründung (Prozess B.1) zeigt keine signifikante Anpassungsverbesserung durch das Einfügen der zeitveränderlichen Information zur Erwerbstätigkeit (siehe Tabelle 73). Es sind nur leichte Unterschiede zwischen den Erwerbsstatus auszumachen. Nichterwerbstätige Alleinerziehende unterscheiden sich in ihren Partnerschaftsgründungsraten nicht von vollzeiterwerbstätigen. Eingeschränkte Gelegenheiten zum Kennenlernen von Partnern aufgrund einer geringeren Einbindung in den focus of activity „Arbeitsstelle“ scheinen damit für nichterwerbstätige Alleinerziehende kein dominierender Faktor bei der Partnerschaftsentwicklung zu sein. Im Vergleich zu vollzeiterwerbstätigen Alleinerziehenden weisen teilzeiterwerbstätige leicht erhöhte Übergangsraten in eine Partnerschaft auf. Im vollen Modell erweist sich der Unterschied als signifikant (siehe Tabelle A 7 im Anhang). Eventuell lässt ihnen der geringere Umfang der beruflichen Tätigkeit mehr zeitlichen Freiraum bei der Partnersuche. In Ausbildung zu sein ist teilweise aufgrund des jungen Alters der betreffenden Frauen positiv mit der Partnerschaftsgründungsrate assoziiert. Der Effekt ist nicht signifikant und löst sich vollständig auf, wenn direkte Partnerwechsel ausgeschlossen werden (siehe Tabelle A 11 im Anhang). Vermutlich trennen sich Mütter in Ausbildung damit eher aufgrund eines neuen Partners vom Kindsvater als vollzeiterwerbstätige Alleinerziehende. Sie haben unabhängig davon jedoch kein unterschiedliches Risiko einer Partnerschaftsgründung.

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, zv = zeitvariante Messung.

Tabelle 73: Stückweise konstante Ratenmodelle zum Übergang in eine Partnerschaft (Prozess B.1), Einfluss des Erwerbsstatus, Hazardraten

Prozess B.2

Auch die Modelle zur Entwicklung der nächsten eingegangenen Partnerschaft der Alleinerziehenden verbessern sich nicht signifikant durch die Berücksichtigung der Erwerbsstatusinformation (siehe Tabelle 74). Leichte Differenzen zeigen sich hier allerdings zwischen nichterwerbstätigen Alleinerziehenden und solchen in Vollzeitbeschäftigung. So weisen nichterwerbstätige alleinerziehende Mütter eine niedrigere Haushaltsgründungsrate auf als vollzeiterwerbstätige. Im vollen Modell ist der Effekt auf dem 90 Prozentniveau signifikant (siehe Tabelle A 8 im Anhang). Dieser Einfluss entspricht der Transferthese: Nichterwerbstätige Alleinerziehende sind vermutlich häufiger Bezieherinnen von bedarfsabhängigen staatlichen Leistungen, welche durch den Zusammenzug mit einem Partner gekürzt oder gestrichen werden könnten. Eine Ausdehnung der LAT-Phase wäre hier demnach zu erwarten. Die für nichterwerbstätige Alleinerziehende im Vergleich zu vollzeiterwerbstätigen tendenziell erhöhten Trennungsraten (im vollen Modell: 1-α=0,80, siehe Tabelle A 8 im Anhang) sprechen jedoch eher gegen eine stabile Partnerschaftsführung in separaten Haushalten und unterstützen die Transferthese damit nicht eindeutig. Möglicherweise sind die tendenziell ökonomisch belastenderen Lebensumstände für diese Paare mit einem erhöhten Trennungsrisiko verbunden. Eine alternative Erklärung mag im schlechteren Partnermatch liegen: So resultieren zumindest einiger der Partnerschaften erwerbstätiger Alleinerziehender vermutlich aus Verbindungen zu Partnern aus dem beruflichen Umfeld. Dies führt zu einer homogameren Partnerwahl und damit eventuell erfolgreicheren Beziehungen im Vergleich zu Paaren, die sich nicht im beruflichen Umfeld gefunden haben. Überdies zeigt sich der negative Nichterwerbstätigkeitseffekt auf den Zusammenzug nur dann, wenn auch Partnerschaften, die direkt zu Beginn des Alleinerziehens gegründet wurden, einbezogen werden, was ebenfalls eher gegen die Transferthese spricht.

Für Teilzeiterwerbstätige sind tendenziell geringere Raten des Zusammenzugs der Partner und höhere Raten an Partnerschaftstrennungen zu verzeichnen als für Vollzeiterwerbstätige. Für die deutlichen, aufgrund der geringen Fallzahlen allerdings nicht signifikanten, Unterschiede zwischen Teilund Vollzeiterwerbstätigen liierten Alleinerziehenden ist möglicherweise eine ähnliche Erklärungslogik passend wie für die Partnerschaftsentwicklung Nichterwerbstätiger. So könnte sich hier zeigen, dass ökonomische Deprivation oder eine heterogamere Partnerwahl zu konfliktbehafteten Beziehungen führt.

Des Weiteren zeigt Tabelle 74, dass Alleinerziehende in Ausbildung im Vergleich zu vollzeiterwerbstätigen Frauen eine verringerte Haushaltsgründungsrate nach Eingehen einer Partnerschaft aufweisen. Dies deutet auf den erwarteten Aufschub biografischer Festlegungen in unsicheren Lebensphasen wie der Ausbildungszeit hin (vgl. Oppenheimer 1988). Die im Vergleich zu erwerbstätigen Alleinerziehenden nicht erhöhten Trennungsraten der LATBeziehungen dieser Frauen sprechen ebenfalls für eine ausgedehnte Phase des Lebens in separaten Haushalten und unterstützen somit die Aufschubthese. Im vollen Modell erweist sich der Effekt zwar als nicht signifikant, die Einflussrichtung bleibt jedoch deutlich zu erkennen (siehe Tabelle A 8 im Anhang).

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, zv = zeitvariante Messung.

Tabelle 74: Stückweise konstante Ratenmodelle zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Prozess B.2), Einfluss des Erwerbs-

/Ausbildungsstatus, relative konkurrierende Risiken (Haushaltsgründung versus Partnerschaftstrennung), Hazardraten

Zusammenfassung des Einflusses des Erwerbsstatus auf die Partnerschaftsentwicklung der Alleinerziehenden (Prozesse A und B)

Nichterwerbstätige Alleinerziehende haben damit nicht aufgrund geringerer Partnerschaftsgründungsraten (Prozess B.1) eine tendenziell verringerte Haushaltsgründungsrate (Prozess A). Vielmehr ziehen nichterwerbstätige Alleinerziehende, unter anderem aufgrund erhöhter Trennungsraten, zu geringeren Raten mit dem LAT-Partner zusammen. Im Zuge der Trennung verlängert sich die Phase des Alleinerziehens. Der positive Effekt auf eine Trennung ist zwar nur auf geringem Niveau signifikant, deutet jedoch an, dass weder ungünstige Gelegenheiten zum Kennenlernen von Partnern noch die Befürchtung Transferzah- lungsansprüche zu verlieren, dominierende Einflüsse auf die Partnerschaftsentwicklung der untersuchten alleinerziehenden Frauen darstellen. In ähnlicher Weise zeigen auch teilzeiterwerbtätige Alleinerziehende im Vergleich zu vollzeiterwerbstätigen tendenziell erhöhte Trennungsraten und signifikant verringerte Zusammenzugsraten (Prozess B.2). Als Erklärungsalternativen wurde eine schwächere ökonomische Situation sowie eine heterogamere Partnerwahl durch teilzeiterwerbstätige Alleinerziehende angeführt, welche den Partner – aufgrund der geschlechtsspezifischen Segregation des Arbeitsmarktes

– vermutlich seltener als vollzeiterwerbstätige Alleinerziehende am Arbeitsplatz kennengelernt haben. Da teilzeiterwerbstätige Alleinerziehende gleichzeitig erhöhte Partnerschaftsgründungsraten aufweisen (Prozess B.1), unterscheiden sich teilund vollzeiterwerbstätige Alleinerziehende insgesamt nicht signifikant bei der Beendigung des Alleinerziehens durch eine partnerschaftliche Haushaltsgründung (Prozess A).

Überdies wirkt sich der Ausbildungsstatus wie erwartet insgesamt negativ auf die Beendigung des Alleinerziehens durch Zusammenzug mit einem Partner aus (Prozess A). Die Analysen zu Prozess B untermauern, dass dies insbesondere auf eine Ausdehnung der LAT Phase zurückzuführen ist. Der Einfluss des Alters des jüngsten Kindes auf die Partnerschaftsentwicklung der Alleinerziehenden

Prozess B.1

Führt man das Alter des jüngsten im Haushalt lebenden Kindes in das Modell zur Partnerschaftsgründung (Prozess B.1) ein, zeigt sich eine signifikante Modellverbesserung (1-a>0,99, siehe Tabelle 75). Demnach haben Schwangere und Alleinerziehende mit Kindern im Säuglingsoder Kleinkindalter niedrigere Übergangsraten in eine Partnerschaft als Alleinerziehende mit Kindern im Kindergartenalter (vier bis sechs Jahre). Die Effekte sind auch unter Berücksichtigung des Alters der Alleinerziehenden signifikant (1-a>0,90). Im vollen Modell erklärt sich insbesondere der negative Schwangerschaftseffekt durch die Kontrolle der Anzahl der im Haushalt lebenden Kinder (siehe Tabelle A 7 im Anhang). Auch weisen Mütter mit ein bis dreijährigen jüngsten Kindern im Vergleich zu Müttern von vierbis sechsjährigen Kindern eine weniger stark verringerte Partnerschaftsgründungsrate auf, wenn für die Kinderzahl kontrolliert wird. Doch auch danach sind die Tendenzen deutlich negativ. Darüber hinaus weisen auch Alleinerziehende deren jüngstes Kind bereits über fünf Jahre alt ist, geringere Partnerschaftsgründungsraten auf als Alleinerziehende mit Kindern im Kindergartenalter. Dies bestätigt sich auch im vollen Modell (siehe Tabelle A 7 im Anhang).

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, zv = zeitvariante Messung.

Tabelle 75: Stückweise konstante Ratenmodelle zum Übergang in eine Partnerschaft (Prozess B.1), Einfluss des Alters des jüngsten Kindes, Hazardraten, relative Risiken

Prozess B.2

Nach der Partnerschaftsgründung ziehen vor allem Schwangere und Mütter von Säuglingen eher mit dem Partner zusammen (siehe Tabelle 76). Die Vermutung liegt nahe, dass Haushaltsgründungen häufig mit den Vätern dieser Kinder erfolgen. Schließt man jedoch Frauen aus, die eine Partnerschaft mit dem biologischen Vater eines ihrer (geborenen oder ungeborenen) Kinder führen, erweisen sich die Ergebnisse als stabil (Ergebnisse nicht dargestellt). Möglicherweise bedingt das junge Alter des Kindes eine häufige Akzeptanz des Kindes oder gar Anerkennung der Vaterschaft, was einflussreicher für die Haushaltsgründung sein mag als die biologische Beziehung zwischen Kind und Partner. Im vollen Modell erklärt sich der Unterschied zwischen Partnerschaften von Müttern mit nullbis einjährigen und solchen mit vierbis sechsjährigen jüngsten Kindern durch den Entstehungszusammenhang des Alleinerziehens (siehe Tabelle A 8 im Anhang). Multikollinearität zwischen den Merkmalen „partnerlose Geburt“ und „alleinerziehend mit Säugling“ dürfte der Grund für die Auflösung des Effekts sein.

Für Alleinerziehende mit über einjährigen Kindern spielt das Alter der Kinder keine signifikante Rolle bei der Transformation einer Partnerschaft in eine Haushaltsgemeinschaft. Jedoch weisen die Modelle zur Partnerschaftstrennung darauf hin, dass sich Frauen mit Kindern im Kindergartenalter etwas häufiger und/oder schneller vom LAT-Partner trennen als Frauen mit unter vieroder über sechsjährigen Kindern. Im vollen Modell erweisen sich diese Unterschiede zumindest teilweise als signifikant (siehe Tabelle A 8 im Anhang).

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen: zv = zeitvariante Messung.

Tabelle 76: Stückweise konstante Ratenmodelle zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Prozess B.2), Einfluss des Alters des jüngsten Kindes, relative konkurrierende Risiken (Haushaltsgründung versus Partnerschaftstrennung), Hazardraten

Zusammenfassung des Einflusses des Alters des jüngsten Kindes auf die Partnerschaftsentwicklung der Alleinerziehenden (Prozesse A und B)

Insgesamt weisen Frauen mit vierbis sechsjährigen jüngsten Kindern ein höheres Risiko auf Partnerschaften zu gründen als Frauen mit älteren oder jüngeren jüngsten Kindern (Prozess B.1). Die sich anschließende Haushaltsgründung ist dagegen im Vergleich zu Schwangeren und Müttern von Säuglingen eher herabgesetzt (Prozess B.2). Dies legt die Schlussfolgerung nahe, dass die in Prozess A erkennbaren höheren Raten der Beendigung des Alleinerziehens durch Frauen mit jüngsten Kindern im Kindergartenalter auf das beschriebene erhöhte Partnerschaftsgründungsrisiko zurückzuführen sind. Mit Verlassen des Kleinkindalters nehmen vermutlich zum einen die Gelegenheiten zum Kennenlernen von Partnern zu, da das Kind weniger stark auf eine durchgängige Betreuung durch die primäre(n) Bezugsperson(en) angewiesen ist. Einstellungen hinsichtlich einer engen Mutter-Kind-Bindung in den ersten Lebensmonaten und -jahren korrespondieren ebenfalls mit den vergleichsweise wenigen Partnerschaftsgründungen in dieser Phase. Außerhäusliche Betreuung ist mit steigendem Alter des Kindes häufiger gegeben. Damit werden Zeitund Kraftressourcen frei, die bei der Partnersuche eingesetzt werden können. So könnte sich die Gelegenheit zum Kennenlernen von Partnern zum Beispiel dadurch verbessern, dass die Kinder dieser Frauen häufiger eine Betreuungseinrichtung besuchen, während die Mütter auf dem Arbeitsmarkt aktiv sind, dort neue Kontakte knüpfen und so eher einen Partner kennenlernen. Tabelle A 7 im Anhang zeigt allerdings, dass der Einfluss des Alters der Kinder nicht durch den Erwerbsstatus der Mutter erklärt wird. Hinsichtlich der Gelegenheit zum Kennenlernen von Partnern ist damit eventuell relevanter, dass die Betreuung von älteren Kindern – auch abends oder über Nacht – leichter von anderen Verwandten oder Babysittern übernommen werden kann als die jüngerer Kinder. Damit kommen ab diesem Alter eventuell auch zeitlich intensivere Aufenthalte des Kindes bei seinem Vater stärker zu tragen als vorher. Zusätzlich besitzen Frauen, deren jüngstes Kind vier bis sechs Jahre alt ist, gegenüber anderen Alleinerziehenden eventuell einen Attraktivitätsvorteil, was auch die geringeren Verpartnerungsraten von Frauen mit noch älteren und noch selbstständigeren Kindern erklären kann. Es wurde theoretisch dargelegt, dass ein sehr pflegebedürftiges Alter von Kindern auf potenzielle Partner unattraktiv wirken bzw. die Partnerschaftsgründung in dieser Phase auch durch potenzielle Partner als normativ unpassend empfunden werden kann (siehe Annahmen zur Stresstheorie). Gleichzeitig existieren ab einem gewissen Alter eventuell (hier das (Vor-)Schulalter) tatsächliche oder befürchtete Akzeptanzschwierigkeiten seitens des Kindes. Die Einnahme einer (ersatz-)väterlichen Rolle gegenüber Kindern im Kindergartenaltern wird vermutlich als Erfolg versprechender erachtet als gegenüber älteren Kindern, was Rollenklarheit erleichtert.

Dass Frauen mit Kindern im Kleinkindund Kindergartenalter höhere Verpartnerungsraten zeigen, könnte sich zusammenfassend damit begründen lassen, dass günstige Gelegenheitsfaktoren (siehe oben), eine erhöhte Attraktivität und vergleichsweise geringe erwartete Umstrukturierungskosten vorliegen. Die höheren Trennungsraten von Müttern mit Kindern im Kleinkindalter deuten allerdings möglicherweise auf eine zu geringe Einschätzung der Umstrukturierungskosten bzw. der möglichen Konflikte hin.

Die erhöhten Haushaltsgründungsraten von Paaren, in denen die Frau mit einem Säugling zusammenwohnt, sprechen zum einen für die großen Transaktionsvorteile, die diese Paare durch den Zusammenzug haben. Aufgrund von Multikollinearität zwischen dem Säuglingsalter jüngster Kinder und dem Alleinerziehen seit Kindgeburt, kann jedoch nicht ausgeschlossen werden, dass sich der Effekt allein für Frauen zeigt, die bereits seit der Geburt des Kindes alleinerziehend sind.

Der Einfluss der Anzahl und der Geschlechterkomposition der im Haushalt lebenden Kinder

Prozess B.1

Die Partnerschaftsgründungsrate der hier untersuchten Alleinerziehenden wird nicht davon beeinflusst, ob eines oder mehrere biologische Kinder im Haushalt leben (siehe Tabelle 77). Der lediglich im vollen Modell negative Effekt einer höheren Kinderzahl zeigt sich nur tendenziell (siehe Tabelle A 7 im Anhang). Sofern neben dem biologischen mindestens ein nicht biologisches Kind im Haushalt lebt, gründen Alleinerziehende mit deutlich erhöhtem Risiko neue Partnerschaften (1-a<0,99). Das Ergebnis beruht jedoch auf wenigen Fällen (siehe Tabelle A 2 im Anhang).

Die Berücksichtigung der Information zum Geschlecht der Kinder verweist ebenfalls auf eher marginale Zusammenhänge mit der Partnerschaftsgründungsrate. Nur tendenziell zeigt sich, dass weniger die Anzahl der Kinder als deren Geschlecht die Gründungsrate beeinflusst. Demnach haben Alleinerziehende zweier Söhne tendenziell die geringsten Aussichten auf eine Partnerschaftsgründung (im Vergleich zu Alleinerziehenden von einem Sohn und einer Tochter und unter Kontrolle des Alters bzw. im vollen Modell: 1-a<0,82). Alle anderen Vergleichsgruppen unterscheiden sich nicht voneinander.

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, zv = zeitvariante Messung.

Tabelle 77: Stückweise konstante Ratenmodelle zum Übergang in eine Partnerschaft (Prozess B.1), Einfluss der Anzahl und der Geschlechter der Kinder, Hazardraten

Prozess B.2

Die Zusammenlegung der Haushalte nach der Gründung einer Partnerschaft erfolgt unabhängig von der Anzahl der im Haushalt lebenden biologischen Kin- der (vgl. Tabelle 78). Tendenziell trennen sich Alleinerziehende mit mehreren Kindern seltener vom Partner, was sich dadurch erklären lässt, dass der neue Partner häufiger auch der Vater zumindest des jüngsten Kindes ist. Dafür spricht auch, dass der Effekt verschwindet, wenn man für eine Schwangerschaft kontrolliert (siehe Tabelle A 8 im Anhang). Wenn eines der Kinder nicht biologisch ist, kann eine stark erhöhte Zusammenzugsrate verzeichnet werden. Das Ergebnis basiert jedoch auf den Angaben sehr weniger Alleinerziehender mit nichtbiologischen Kindern und wird hier nicht weiter interpretiert.

Partnerschaften von Alleinerziehenden mit zwei Söhnen zeigen tendenziell die geringste Rate an Haushaltsgründungen (siehe Tabelle 79). Der Effekt ist jedoch nicht signifikant und löst sich im vollen Modell auf (siehe Tabelle A 8 im Anhang). Das geringere Risiko von Alleinerziehenden mit zwei Söhnen, sich vom LAT-Partner zu trennen deutet in Kombination mit den tendenziell geringeren Haushaltsgründungsraten darauf hin, dass Alleinerziehende zweier Söhne eine längere LAT-Phase erleben als andere Alleinerziehende. Annährend signifikant (1-a=0,84) ist der Effekt jedoch nur im vollen Modell, wenn Alleinerziehende mit einem Sohn und einer Tochter oder nur einer Tochter die Referenzkategorie bilden (siehe Tabelle A 8 im Angang).

Anmerkung: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, zv = zeitvariante Messung.

Tabelle 78: Stückweise konstante Ratenmodelle zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Prozess B.2), Einfluss der Anzahl der Kinder, relative konkurrierende Risiken (Haushaltsgründung versus Partnerschaftstrennung), Hazardraten

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, zv = zeitvariante Messung.

Tabelle 79: Stückweise konstantes Ratenmodell zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Prozess B.2), Einfluss der Anzahl und der Geschlechter der Kinder, relative konkurrierende Risiken (Haushaltsgründung versus Partnerschaftstrennung), Hazardraten

Zusammenfassung des Einflusses der Anzahl und der Geschlechter der Kinder auf die Partnerschaftsentwicklung der Alleinerziehenden (Prozesse A und B)

Es zeigt sich, dass die in den Analysen zu Prozess A gefundenen tendenziell negativen Einflüsse einer höheren Kinderzahl auf die Beendigung des Alleinerziehens eher auf ausgedehnte LAT-Phasen als auf niedrigere Partnerschaftsgründungsraten zurückzuführen sind. So sind die Haushaltsgründungsraten für Alleinerziehende mehrerer Kinder tendenziell verringert, ebenso wie die Trennungsraten. Signifikant sind die Einflüsse zwar nicht, weisen aber darauf hin, dass eine höhere Kinderzahl hier weniger als Gelegenheitsoder Attraktivitätshemmnis fungiert als eher die Integration eines neuen Haushaltsmitglieds erschwert.

Darüber hinaus deutet sich an, dass Alleinerziehende mit zwei Söhnen deshalb tendenziell länger alleinerziehend sind (Prozess A), da sie zum einen tendenziell geringere Partnerschaftsgründungsraten aufweisen und zum anderen länger im LAT Status verbleiben; die Partnerschaften werden tendenziell zu geringeren Raten in Haushaltsgemeinschaften transferiert oder aufgelöst. Der eher negative Effekt zweier Söhne auf die Partnerschaftsund Haushaltsgründungsraten lässt sich damit mit Attraktivitätsaber auch Bedarfsund Umstrukturierungsargumenten erklären: Alleinerziehende zweier Söhne erfahren vermutlich stärkere Unterstützung durch die Väter der Kinder als andere Alleinerziehende, was den Bedarf an einem Partner insgesamt und auch an der Zusammenlegung der Haushalte schmälert. Der zu vermutende engere Kontakt der Familie zum Vater der Kinder mag zudem aufgrund befürchteter Rollenkonflikte abschreckend auf neue Partner wirken bzw. die erwarteten Umstrukturierungskosten der Mutter steigern. Dass sich die Partnerschaften nicht verhältnismäßig häufig trennen, könnte darauf hinweisen, dass Beziehungen von Alleinerziehenden mit zwei Jungen nicht konfliktreicher sind als die anderer Alleinerziehender. Möglicherweise kommen Partnerschaften dieser Frauen aber auch überdurchschnittlich häufig nur dann zu Stande, wenn die Bedingungen für eine neue Beziehung besonders gut sind, also beispielsweise der biologische Vater nicht präsent ist oder eine starke Akzeptanz seitens aller Beteiligten, auch hinsichtlich aufkommender Konflikte vorliegt.

Auch die alternative Erklärung, nach der der negative Effekt mehrerer Söhne ein Hinweis darauf sein könnte, dass hier eine Präferenz für Mädchen innerhalb der Gesellschaft sichtbar wird, kann stehen bleiben.^[2]

Der Einfluss des Entstehungszusammenhangs des Alleinerziehens auf die Partnerschaftsentwicklung

Prozess B.1

Durch das Hinzufügen der Information zum Entstehungszusammenhang der alleinerziehenden Mutterschaft, verbessert sich das Modell zur Partnerschaftsgründung (Prozess B.1) deutlich (1-a>0,99, siehe Tabelle 80). Mütter, die durch die Trennung von einem LAT-Partner alleinerziehend werden, weisen demnach auch nach Kontrolle des Alters die höchsten Raten der Partnerschaftsgründung auf. Im Vergleich zu ehemals nichtehelich Kohabitierenden haben sie ein um ein Viertel erhöhtes Risiko der Partnerschaftsgründung (im vollen Modell: 1-

a=0,98, siehe Tabelle A 7 im Anhang). Die Kontrolle der Beziehungsdauer oder des Alters des ersten Kindes bei Beginn des Alleinerziehens lösen die Unterschiede nicht auf. Der Unterschied zu ehemals verheirateten Alleinerziehenden ist überdies nicht signifikant. Vielmehr zeigt sich im vollen Modell, dass ehemals Verheiratete ebenfalls tendenziell höhere Partnerschaftsgründungsraten aufweisen als Alleinerziehende aus getrennten nichtehelichen Lebensgemeinschaften.

Frauen, die schon bei der Geburt des Kindes partnerlos sind, weisen die geringsten Partnerschaftsgründungsraten auf. Im Vergleich zu vor dem Alleinerziehen nichtehelich Koresidierenden haben sie ein um etwa ein Drittel verringertes Risiko der Partnerschaftsgründung (1-a>0,99). Im vollen Modell erweisen sich die Koeffizienten als weitgehend stabil. Allerdings sorgt die Kontrolle der Dauer der Beziehung zum Kindsvater wie auch die Kontrolle des Alters des jüngsten Kindes bei Beginn des Alleinerziehens für eine Auflösung der Unterschiede. Aufgrund der geringen Fallzahlen und damit einhergehenden geringen Varianz in den Variablen sind diese Effekte nur schwierig zu interpretieren. Schließt man Frauen ohne jegliche Angaben zu Partnerschaften von den Analysen aus, zeigt sich, dass seit Geburt Alleinerziehende ein nahezu gleiches Partnerschaftsgründungsrisiko aufweisen wie Mütter, die vor Beginn des Alleinerziehens mit dem Kindsvater kohabitierten (siehe Tabelle A 11 im Anhang). Möglicherweise trägt also die Untererfassung von Partnerschaftsverläufen

„künstlich“ zu dem negativen Effekt einer partnerlosen Geburt bei.

Eine Erklärung dafür, dass Frauen, die seit der Trennung der LATPartnerschaft alleinerziehend sind, höhere Verpartnerungsraten aufweisen als die anderen Entstehungsgruppen, könnten geringere Verbindlichkeiten zwischen den Mitgliedern der betreffenden Kernfamilien im Vergleich zu solchen Familien sein, in denen die Eltern zuvor gemeinsam mit dem Kind in einem Haushalt gelebt haben. Eine starke Involviertheit des biologischen Vaters ist für Alleinerziehende aus ehemaligen LAT-Partnerschaften unwahrscheinlicher, was sowohl den Bedarf an einem Partner als auch die Attraktivität für Partner erhöht und Umstrukturierungskosten senkt. In diesem Fall sollten sich die Unterschiede jedoch vor allem zu den ehemals verheiratet Zusammenlebenden zeigen, was nicht der Fall ist. Besser passt damit eventuell die Erklärung, nach der Alleinerziehende aus nichtehelichen Lebensgemeinschaften aufgrund der häufigeren egalitären Rollenverteilung innerhalb der ehemaligen nichtehelichen Kohabitation insbesondere zu Beginn des Alleinerziehens stärker durch die Alltagsreorganisation ausgelastet sind, was eine Partnerschaftsgründung vor allem in diesem Zeitraum unwahrscheinlicher macht. Sowohl das Argument der Verbindung zum ehemaligen Partner als auch das Reorganisationsargument ließen erwarten, dass die Kontrolle der Beziehungsdauer oder der gemeinsamen Zeit als Familie (Alter des Kindes bei Beginn des Alleinerziehens) Unterschiede abmildern, was nicht der Fall ist. Möglicherweise ist es aber in erster Linie tatsächlich die gemeinsame ehemalige Haushaltsführung, die hier über die tatsächliche oder durch potenzielle Partner vermutete Intensität der Familienbeziehungen bzw. den Grad der Reorganisation entscheidet. Die folgenden Interaktionsmodelle sollen das Reorganisationsargument weiter prüfen.

Anmerkung: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, zv = zeitvariante Messung.

Tabelle 80: Stückweise konstante Ratenmodelle zum Übergang in eine Partnerschaft (Prozess B.1), Einfluss des Entstehungszusammenhangs des Alleinerziehens, der Dauer der letzten Beziehung und der Kernfamilienzeit, Hazardraten, relative Risiken

Prozess B.2

Beziehungen, die nach einer partnerlosen Geburt gegründet wurden^[3], werden zu deutlich höheren Raten in Haushaltsgemeinschaften transformiert als Partnerschaften Alleinerziehender, die aus anderen Beziehungsgeschichten resultieren (siehe Tabelle 81). Beispielsweise im Vergleich zu ehemals nichtehelich koresidierenden Alleinerziehenden liegt die Rate der Haushaltszusammenlegung doppelt so hoch (1-a=0,99). Schließt man Frauen aus, die als Anfangsmonat der Partnerschaft den Beginn der Kohabitation angegeben haben, verliert dieser Effekt deutlich an Stärke und Erklärungskraft, was erneut die Vermutung stützt, dass ein Teil der Besonderheit dieser Gruppe auf Untererfassung zurückzuführen ist (siehe Tabelle A 11 im Anhang). Da sich der Koeffizient jedoch auch danach noch als eindeutig positiv erweist, sind weitergehende Analysen zur Klärung des Effekts angeraten. Die Kontrolle der Dauer der Beziehung zum Kindsvater erklärt den Effekt nun vollständig (siehe Tabelle 81). Bei Geburt partnerlose Frauen ziehen also vornehmlich dann schneller mit dem neuen Partner zusammen, wenn sie keine oder nur eine kurze Beziehung zum Vater des Kindes angegeben haben.^[4] An dieser Stelle macht sich nun möglicherweise doch die Relevanz einer geringeren emotionalen Verbundenheit zwischen der Alleinerziehenden und dem Kindsvater bemerkbar. Aus partnerlosen Geburten gehen vermutlich häufiger Alleinerziehendenkontexte hervor, in welche der Kindsvater kaum involviert ist und in denen damit die Integration eines neuen Haushaltspartners sowohl einfacher als auch notwendiger ist. Trennungen vom neuen LAT-Partner erfahren diese Alleinerziehenden nicht mit höherem Risiko als andere.

Alleinerziehende aus ehemaligen LAT-Beziehungen transformieren eine neue Partnerschaft zu tendenziell geringeren Raten in Haushaltsgemeinschaften (im vollen Modell ist der Effekt auf dem 85 Prozentniveau signifikant). Gleichzeitig weisen sie tendenziell geringere Raten an Trennungen der neuen LATBeziehung auf, sodass sich insgesamt eine Tendenz zum partnerschaftlichen Leben in getrennten Haushalten für diese Frauen abzuzeichnen scheint. Es gibt jedoch auch hier Hinweise darauf, dass lediglich eine selektive Genauigkeit bei der Angabe der Partnerschaftsbiografie für den negativen Effekt sorgt: So löst sich dieser vollständig auf, wenn Frauen ausgeschlossen werden, die den Partnerschaftsbeginn auf den Kohabitationsbeginn datiert haben (siehe Tabelle A 12 im Anhang). Bei Kindgeburt in LAT-Partnerschaften lebende Frauen weisen also eventuell nur deshalb längere LAT-Phasen mit neuen Partnern auf, weil sie zu einer Gruppe von Frauen gehören, die Phasen des LATs eher im Fragebogen angeben.

Mütter, die zuvor mit dem Kindsvater kohabitierten, erleben, unabhängig davon, ob sie mit diesem verheiratet waren oder nicht, zu ähnlichen Raten die Haushaltsgründung mit dem neuen Partner. Allerdings trennen sich ehemals verheiratete Alleinerziehende mit tendenziell geringerem Risiko statt mit dem Partner zusammenzuziehen. Für sie scheint die Lebensform des LATs damit von tendenziell größerer Dauer zu sein als für Frauen, die zuvor in einer NEL lebten.

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 81: Stückweise konstante Ratenmodelle zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Prozess B.2), Einfluss des Entstehungszusammenhangs, relative konkurrierende Risiken (Haushaltsgründung versus Partnerschaftstrennung), Hazardraten

Anmerkung: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, kontrolliert für Baseline, Kohorte, Region (Ost/West), Alter, zv = zeitvariante Messung.

Tabelle 82: Stückweise konstante Ratenmodelle zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Prozess B.2), Einfluss des Entstehungszusammenhangs, der Dauer der ehemaligen Beziehung und der Kernfamilienzeit, relative konkurrierende Risiken (Haushaltsgründung versus Partnerschaftstrennung), Hazardraten

Interaktion zwischen der Zeit seit Beginn des Alleinerziehens bzw. der Dauer bis die Partnerschaft gegründet wurde und dem Entstehungszusammenhang des Alleinerziehens

Nichteheliche Lebensgemeinschaften leben häufig egalitärere Rollenverteilungen als eheliche (siehe 0). Für Alleinerziehende, die zuvor in einer solchen Partnerschaft lebten, sollte die Alltagsreorganisation zu Beginn des Alleinerziehens entsprechend besonders aufwändig sein und erneute partnerschaftliche Verände- rungen vor allem in diesem Zeitraum kostenträchtig. Ein Interaktionsterm zwischen dem Entstehungszusammenhang des Alleinerziehens und der Dauer seit Beginn des Alleinerziehens bzw. der Dauer bis die Partnerschaft eingegangen wurde soll klären, ob betreffende Alleinerziehende die Partnerschaftsgründung zu Beginn des Alleinerziehens aufschieben bzw. früh gegründete Beziehungen länger im LAT-Status belassen. Aufgrund der Ergebnisse aus dem vorigen Abschnitt werden Frauen ohne jegliche Angaben zu Partnerschaften von den Interaktionsmodellen ausgeschlossen.

Prozess B.1

Es zeigt sich, dass Alleinerziehende aus nichtehelichen Lebensgemeinschaften tatsächlich vor allem in den ersten zwei Jahren niedrigere Partnerschaftsgründungsraten aufweisen als Alleinerziehende aus anderen Entstehungskontexten (siehe Tabelle 83). Nach dem fünften Jahr zeigt sich der Effekt erneut, beruht aber auf nur geringen Fallzahlen (siehe Tabelle 84). Im dritten und vierten Jahr gründen Frauen, die zuvor nichtehelich kohabitierten, hingegen mit dem deutlich höchsten Risiko Partnerschaften – und holen damit gewissermaßen auf. Diese intervallspezifischen Effekte sprechen dafür, dass Alleinerziehende aus nichtehelichen Lebensgemeinschaften insbesondere in den ersten Jahren nach Beginn des Alleinerziehens seltener eine Partnerschaft gründen.

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, kontrolliert für: Kohorte, Wohnregion (Ost/West), Alter bei Beginn des Alleinerziehens, Bildung, Erwerbsstatus (zeitvariant), Alter des jüngsten Kindes (zeitvariant), Geschlechter und Anzahl der Kinder (zeitvariant), Zusammenwohnen mit den Eltern (zeitvariant), Geschlechteranteile innerhalb der Wohngemeinde, Wohnortgröße, Anzahl Partnerschaften vor evtl. bei Geburt bestehender. Werte in Klammern beruhen auf weniger als zehn Ereignissen.

Tabelle 83: Stückweise konstantes Ratenmodell zum Übergang in eine Partnerschaft nach dem Alleinerziehen (Prozess B.1), Interaktionsmodell zwischen Baseline und Entstehungszusammenhang, nur Frauen, die mindestens eine Partnerschaftsangabe machen, Hazardraten, relative Risiken

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 84: Beobachtete Personenmonate und Ereignishäufigkeiten nach Baselineintervall und Entstehungszusammenhang der alleinerziehenden Mutterschaft (Prozess B.1), nur Frauen, die mindestens eine Partnerschaftsangabe machen

Prozess B.2

Hinsichtlich der Transformation der Partnerschaft in eine Haushaltsgemeinschaft zeigt sich, dass im ersten Jahr des Alleinerziehens gegründete Partnerschaften (sofern die Beziehung nicht direkt im Anschluss an den Beginn des Alleinerziehens gegründet wurde) insbesondere von ehemaligen LATPartnerinnen nicht in Haushaltsgemeinschaften transferiert warden^[5] (siehe Tabelle 85). Die anderen Gruppen unterscheiden sich nicht. Auch in diesen Modellen bestätigt sich also nicht, dass früh eingegangene Partnerschaften vor allem von ehemaligen NEL-Partnerinnen mit geringerem Risiko in Haushaltsgemeinschaften transformiert werden. Erst ab dem vierten Jahr des Alleinerziehens gegründete Partnerschaften werden vor allem durch ehemals in NEL lebende Alleinerziehende nicht in Haushaltsgemeinschaften überführt – der Unterschied erweist sich jedoch lediglich im Vergleich zu bei Geburt partnerlosen Müttern als signifikant (1-a=0,89).

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, kontrolliert für: Kohorte, Wohnregion (Ost/West), Alter bei Beginn der Partnerschaft, Bildung, Erwerbsstatus (zeitvariant), Alter des jüngsten Kindes (zeitvariant), Geschlechter und Anzahl der Kinder (zeitvariant), Zusammenwohnen mit den Eltern (zeitvariant), Geschlechteranteile innerhalb der Wohngemeinde, Wohnortgröße, Anzahl Partnerschaften vor evtl. bei Geburt bestehender. Werte in Klammern beruhen auf weniger als zehn Ereignissen.

Tabelle 85: Stückweise konstantes Ratenmodell zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Haushaltsgründung versus Partnerschaftstrennung), Interaktionsmodell zwischen der Dauer seit Beginn des Alleinerziehens bis die Partnerschaft gegründet wurde und dem Alter bei Beginn der Beziehung, Hazardraten, relative konkurrierende Risiken, hier: Haushaltsgründung (Prozess B.2.1)

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 86: Beobachtete Personenmonate und Ereignishäufigkeiten nach Dauer bis die Partnerschaft gegründet wurde und Entstehungszusammenhang des Alleinerziehens (Prozess B.2.1)

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, kontrolliert für: Kohorte, Wohnregion (Ost/West), Alter bei Beginn der Partnerschaft, Bildung, Erwerbsstatus (zeitvariant), Alter des jüngsten Kindes (zeitvariant), Geschlechter und Anzahl der Kinder (zeitvariant), Zusammenwohnen mit den Eltern (zeitvariant), Geschlechteranteile innerhalb der Wohngemeinde, Wohnortgröße, Anzahl Partnerschaften vor evtl. bei Geburt bestehender. Werte in Klammern beruhen auf weniger als zehn Ereignissen.

Tabelle 87: Stückweise konstantes Ratenmodell zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Haushaltsgründung versus Partnerschaftstrennung), Interaktionsmodell zwischen der Dauer seit Beginn des Alleinerziehens bis die Partnerschaft gegründet wurde und dem Entstehungszusammenhang des Alleinerziehens, Hazardraten, relative konkurrierende Risiken, hier: Partnerschaftstrennung (Prozess B.2.2)

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 88: Beobachtete Personenmonate und Ereignishäufigkeiten nach Dauer bis die Partnerschaft gegründet wurde und dem Entstehungszusammenhang des Alleinerziehens (Prozess B.2.2)

Zusammenfassung des Einflusses des Entstehungszusammenhangs des Alleinerziehens auf die Partnerschaftsentwicklung der Alleinerziehenden (Prozesse A und B)

Insgesamt zeigte sich kein deutlicher Effekt der Beendigung des Alleinerziehens in Abhängigkeit vom Entstehungszusammenhang (Prozess A). Gleichwohl sind Differenzen zu erkennen, betrachtet man den Prozess übergangsspezifisch. Die Ergebnisse zu Prozess B.1 zeigen, dass Mütter, die vor Beginn des Alleinerziehens mit dem Kindsvater eine LAT-Beziehung geführt haben eher neue Partnerschaften eingehen als andere Alleinerziehende. Erhöhte Attraktivität bzw. Bedarfe aufgrund der häufigeren Abwesenheit des Kindsvaters bieten sich als Erklärung an. Da die Unterschiede zu den ehemals Verheirateten jedoch nicht signifikant sind, könnte man überzeugender argumentieren, dass diese Alleinerziehenden geringere Umstrukturierungskosten zu bewältigen haben als Mütter aus zerbrochenen nichtehelichen Kohabitationen. Diesem Argumentationsstrang folgend hätten sich insbesondere für diese Mütter aus ehemaligen LATBeziehungen erhöhte Haushaltsgründungsraten zeigen sollen. Dies ist nicht der Fall. Möglicherweise dominiert hier der Einfluss von Präferenzen für ein partnerschaftliches Leben in separaten Haushalten über die verhältnismäßig günstigen Bedingungen für einen Zusammenzug. Ebenso ist ein selektives Antwortverhalten dieser Frauen, demzufolge diese Frauen gescheiterte Beziehungen häufiger angeben als andere, eine plausible Erklärung für den Effekt. Dies wird durch das Verschwinden des positiven Partnerschaftsgründungseffekts bei Ausschluss von Frauen, die den Beziehungsbeginn auf den Kohabitationsbeginn datieren, unterstrichen.

Bei Geburt partnerlose Alleinerziehende gründen, insbesondere in den ersten Jahren, zu geringeren Raten Partnerschaften als Alleinerziehende mit anderem Entstehungshintergrund. Vor allem in den folgenden Jahren gegründete Beziehungen, wenn das Kind also nicht mehr im Kleinkindalter ist, werden mit deutlich größerem Risiko in Haushaltsgemeinschaften transferiert als es für Alleinerziehende aus ehemaligen nichtehelichen Lebensgemeinschaften der Fall ist. Die Kontrolle des Alters des Kindes erklärt die Effekte, was allerdings aufgrund von Multikollinearität schwierig zu interpretieren ist. Beide Ergebnisse sind plausibel mit der Relevanz von Umstrukturierungskosten aber auch Attraktivitätsoder Bedarfsaspekten zu erklären. Der Effekt beruht nun allein auf solchen Frauen, die nie eine Beziehung geführt oder zumindest angegeben haben, was wiederum darauf hindeuten könnte, dass diese Frauen erfolglose Beziehungen verschweigen und sich die Effekte hieraus ergeben.

Aufgrund der vermuteten egalitäreren Rollenaufteilung war angenommenen worden, dass für ehemalige NEL-Partnerinnen höhere Umstrukturierungsleis- tungen anfallen würden. Ein Aufschub partnerschaftlicher Veränderungen zu Beginn des Alleinerziehens ist für sie jedoch nicht zu erkennen.

Der Einfluss der Anzahl vergangener Partnerschaften der Alleinerziehenden auf ihre Partnerschaftsentwicklung

Prozess B.1

Für den Übergang in eine Partnerschaft spielt es eine wesentliche Rolle, ob die Alleinerziehende neben einer (eventuellen) Beziehung bei Kindgeburt weitere Beziehungen geführt hat (siehe Tabelle 89). Die genaue Anzahl weiterer Partnerschaften ist dabei von geringerer Bedeutung. Überdies zeigt sich der Effekt stabil, wenn auch weniger signifikant, wenn Frauen von den Analysen ausgeschlossen werden, die im gesamten Erhebungsmodul keine Partnerschaft angegeben haben (1-a=0,95, siehe Tabelle A 11 im Anhang).

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 89: Stückweise konstante Ratenmodelle zum Übergang in eine Partnerschaft (Prozess B.1), Einfluss der Anzahl an Partnerschaften vor der evtl. bei Geburt bestehenden Partnerschaft, Hazardraten

Prozess B.2

Hat eine Alleinerziehende neben der (eventuellen) Beziehung zum Kindsvater bereits weitere Beziehungen geführt, weist sie ein geringeres Risiko auf, mit einem neuen LAT-Partner zusammenzuziehen (siehe

). Dies gilt insbesondere für Alleinerziehende, die zwei und mehr weitere Beziehungen geführt haben. Gleichzeitig zeigt sich für Frauen mit mehr vergangenen Partnerschaften ein erhöhtes Trennungsrisiko vom Partner. Das volle Modell (siehe Tabelle A 8 im Anhang) verweist zwar darauf, dass hier einige Merkmale (kein einzelnes, spezifisches) moderierende Funktion übernehmen. In der Tendenz trennen sich jedoch auch hier Alleinerziehende mit mehr Partnerschaftserfahrung mit höherem Risiko vom neuen LAT-Partner als solche die lediglich mit dem Kindsvater oder keine Beziehung führten. Die geringen Haushaltsgründungsraten sind daher eher auf instabile Beziehungen als auf ausgedehnte LAT-Phasen zurückzuführen.

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 90: Stückweise konstante Ratenmodelle zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Prozess B.2), Einfluss der Anzahl Partnerschaften vor evtl. bei Geburt bestehender, relative konkurrierende Risiken (Haushaltsgründung versus Partnerschaftstrennung), Hazardraten

Zusammenfassung des Einflusses der Anzahl vergangener Partnerschaften auf die Partnerschaftsentwicklung der Alleinerziehenden (Prozesse A und B)

Insgesamt scheint sich damit zu bestätigen, dass Mütter, die bereits vor Beginn des Alleinerziehens mehrere Partnerschaften führten auch danach eher Partnerschaftsgründungen (Prozess B.1), genauso jedoch auch weitere Partnerschaftstrennungen (Prozess B.2) erfahren. Da die Frauen somit zwar schneller Partnerschaften gründen als andere Alleinerziehende, diese jedoch tendenziell häufiger wieder auflösen anstatt in Haushaltsgemeinschaften zu überführen und somit wieder am Beginn des Partnersuchprozesses stehen, zeigt sich insgesamt kein

Einfluss der Anzahl an Partnerschaften vor der eventuell bei Geburt bestehenden auf die Beendigung der alleinerziehenden Mutterschaft (Prozess A).

Möglicherweise handelt es sich bei diesen Müttern um Frauen mit einer größeren Neigung zu wechselnden Partnern bzw. um solche, die Partner weniger gewissenhaft auswählen. Geringere Partneransprüche führten somit zu geringerer Partnerschaftsqualität und erhöhten Trennungsraten. Doch auch die Untererfassung von Partnerschaften bei der Erhebung kann eine Ursache für den Effekt darstellen: Wenn Frauen ausschließlich sehr verbindliche Partnerschaften angeben, die von besonders großer Dauer sind oder in eine Kohabitation münden, sind sie hier sowohl eher in der Gruppe der Frauen mit wenigen (angegebenen) Partnerschaften enthalten als auch in der mit geringerem Trennungsrisiko.

Der Einfluss des Zusammenwohnens mit den Eltern auf die Partnerschaftsentwicklung der Alleinerziehenden

Prozess B.1

Auf die Partnerschaftsgründung zeigt das Wohnen bei den Eltern einen starken signifikant negativen Einfluss (siehe Tabelle 91). So weisen bei den Eltern lebende alleinerziehende Mütter eine um ein Drittel geringere Partnerschaftsgründungsrate auf als andere Alleinerziehende. Im vollen Modell ist der Effekt etwas schwächer, jedoch noch immer auf dem 90 Prozentniveau signifikant (siehe Tabelle A 7 im Anhang). Unter Ausschluss von Frauen ohne Partnerschaftsangaben schwächt sich der Effekt weiter ab und zeigt sich nur noch tendenziell (siehe Tabelle A 11 im Anhang). Damit ist ein Teil des Einflusses vermutlich auf eine besondere Selektivität dieser bei den Eltern lebenden Alleinerziehenden geschuldet.

In jedem Fall wirkt sich das Zusammenleben mit den Eltern nicht, wie vermutet, positiv auf den Übergang in eine Partnerschaft aus, indem Eltern durch ihre flexible Kinderbetreuungsfunktion die Gelegenheiten zum Kennenlernen von Partnern erhöhten. Im Gegenteil: Eher deckt sich mit den Ergebnissen eine Interpretation nach der sich geringerer Bedarf oder die Befürchtung höherer Umstrukturierungskosten negativ auf die Partnerschaftsgründung auswirkt. Zudem handelt es sich bei mit den Eltern zusammenwohnenden Alleinerziehenden mit geringen Verpartnerungsaussichten häufiger um eine selektivere Gruppe von Frauen ohne jegliche Angaben zu Partnerschaften.

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, zv = zeitvariante Messung.

Tabelle 91: Stückweise konstante Ratenmodelle zum Übergang in eine Partnerschaft (Prozess B.1), Einfluss des Wohnens mit den Eltern, Hazardraten

Prozess B.2

Für die Haushaltsgründung mit dem Partner ist das Zusammenwohnen mit den Eltern weniger relevant, in der Tendenz jedoch ebenfalls negativ assoziiert (siehe Tabelle 92). Im vollen Modell ist der Effekt auf dem 95 Prozentniveau signifikant (siehe Tabelle A 8 im Anhang). Gleichzeitig erweisen sich die Trennungsraten (vor dem Zusammenziehen) als unabhängig davon, ob die Alleinerziehende mit ihren Eltern zusammen wohnt oder nicht. Demnach sind die tendenziell niedrigeren Haushaltsgründungraten von mit den Eltern zusammenlebenden Alleinerziehenden in Partnerschaften nicht höheren Trennungsraten, sondern einem ausgedehnten Leben in separaten Haushalten geschuldet. Die ausgedehnte LAT-Phase könnte, ebenso wie bereits die geringeren Partnerschaftsgründungsraten, ein Hinweis auf einen geringeren Bedarf an einem unterstützenden Haushaltspartner oder die Befürchtung hoher Umstrukturierungskosten von bei den Eltern lebenden Alleinerziehenden sein. Die altersspezifi- sche Betrachtung soll die inhaltliche Interpretation weiter aufklären, da das Zusammenleben mit den Eltern für unterschiedliche Altersgruppen auf verschiedene Kontexte hindeutet.

Tabelle 92: Stückweise konstante Ratenmodelle zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Prozess B.2), Einfluss des Wohnens mit den Eltern, relative konkurrierende Risiken (Haushaltsgründung vs. Partnerschaftstrennung), Hazardraten

Interaktion zwischen der Zeit seit Beginn des Alleinerziehens bzw. der Dauer bis die Partnerschaft gegründet wurde und dem Zusammenwohnen mit den Eltern der Alleinerziehenden

Da es für jüngere Alleinerziehende vermutlich eine andere Bedeutung hat, den Haushalt mit den Eltern zu teilen, als für ältere, werden folgend entsprechende Interaktionsmodelle vorgestellt.

Prozess B.1

Das Zusammenwohnen mit den Eltern erweist sich für die mittlere (23-29 Jahre) und mehr noch für die höhere Altersgruppe (über 30 Jahre) als negativer Einfluss auf die Partnerschaftsgründung (siehe Tabelle 93). Für die unter 23jährigen spielt es für die Partnerschaftsgründungsrate keine Rolle, ob die Eltern im gleichen Haushalt leben oder nicht. So ist die Rate der 23bis 29-jährigen Alleinerziehenden ein Drittel und die der über 30-jährigen gar 50 Prozent geringer, wenn diese den Haushalt mit den eigenen Eltern teilen (1-a=0,88 bzw. 1-

a=0,91).^[6]}

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, zv = zeitvariante Messung, kontrolliert für: Baseline, Kohorte, Wohnregion (Ost/West), Bildung, Erwerbsstatus (zeitvariant), Alter des jüngsten Kindes (zeitvariant), Geschlechter und Anzahl der Kinder (zeitvariant), Geschlechteranteile innerhalb der Wohngemeinde, Wohnortgröße, Anzahl Partnerschaften vor evtl. bei Geburt bestehender, Entstehungszusammenhang des Alleinerziehens. Werte in Klammern beruhen auf weniger als zehn Ereignissen.

Tabelle 93: Stückweise konstantes Ratenmodell zum Übergang in eine Partnerschaft nach dem Alleinerziehen (Prozess B.1), Interaktionsmodell zwischen Alter bei Beginn des Alleinerziehens und dem Zusammenwohnen mit den Eltern, Hazardraten, relative Risiken

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, zv = zeitvariante Messung.

Tabelle 94: Beobachtete Personenmonate und Ereignishäufigkeiten nach Alter bei Beginn des Alleinerziehens und dem Zusammenwohnen mit den Eltern (Prozess B.1)

Prozess B.2

Trotz der geringen Anzahl an Ereignissen, wird für einen Abgleich mit den bisherigen Ergebnissen die Altersspezifität des Effekts auch für die Entwicklung der Partnerschaft nach ihrer Gründung getestet (siehe Tabelle 95). Es zeigt sich, dass vor allem für die unter 23-jährigen sowie für die über 30-jährigen liierten Alleinerziehenden das Wohnen bei den Eltern negativ mit der Haushaltsgründungsrate in Verbindung steht (1-a=0,87 bzw. 1-a=0,92). Trennungen von den LAT-Partnern erfolgen in der jüngsten Altersgruppe zu tendenziell höheren Raten, wenn die Eltern mit im Haushalt leben, in der ältesten Altersgruppe zu tendenziell geringeren Raten. Die Effekte sind zwar nicht signifikant, weisen jedoch darauf hin, dass die geringere Haushaltsgründungsrate der jüngsten mit den Eltern zusammenwohnenden Altersgruppe eher mit geringerer Partnerschaftsstabilität in Verbindung steht, während die ältere Altersgruppe stabilere LAT-Phasen aufweist. Unter Ausschluss von Frauen mit direkten Partnerwechseln zeigen sich die Effekte allerdings nicht mehr (siehe Tabelle A 12 im Anhang). Eventuell ziehen ältere Frauen, die sich wegen eines neuen Mannes vom Kindsvater trennen, häufiger zunächst bewusst bei den Eltern ein anstatt direkt bei dem neuen Partner. Diese direkt im Anschluss an die Trennung erneut kohabitierenden Frauen werden in der vorliegenden Studie nicht untersucht.

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, zv = zeitvariante Messung, kontrolliert für: Baseline, Kohorte, Wohnregion (Ost/West), Bildung, Erwerbsstatus (zeitvariant), Alter des jüngsten Kindes (zeitvariant), Geschlechter und Anzahl der Kinder (zeitvariant), Geschlechteranteile innerhalb der Wohngemeinde, Wohnortgröße, Anzahl Partnerschaften vor evtl. bei Geburt bestehender, Entstehungszusammenhang des Alleinerziehens. Werte in Klammern beruhen auf weniger als zehn Ereignissen.

Tabelle 95: Stückweise konstantes Ratenmodell zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Haushaltsgründung versus Partnerschaftstrennung), Interaktionsmodell zwischen dem Alter bei Beginn der Partnerschaft und dem Zusammenwohnen mit den Eltern, Hazardraten, relative konkurrierende Risiken, hier: Haushaltsgründung (Prozess B.2.1)

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 96: Beobachtete Personenmonate und Ereignishäufigkeiten nach Alter bei Beginn der Partnerschaft und dem Zusammenwohnen mit den Eltern (Prozess B.2.1)

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, zv = zeitvariante Messung, kontrolliert für: Baseline, Kohorte, Wohnregion (Ost/West), Bildung, Erwerbsstatus (zeitvariant), Alter des jüngsten Kindes (zeitvariant), Geschlechter und Anzahl der Kinder (zeitvariant), Geschlechteranteile innerhalb der Wohngemeinde, Wohnortgröße, Anzahl Partnerschaften vor evtl. bei Geburt bestehender, Entstehungszusammenhang des Alleinerziehens.

Tabelle 97: Stückweise konstantes Ratenmodell zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Haushaltsgründung versus Partnerschaftstrennung), Interaktionsmodell zwischen dem Alter bei Beginn der Partnerschaft und dem Zusammenwohnen mit den Eltern, Hazardraten, relative konkurrierende Risiken, hier: Partnerschaftstrennung (Prozess B.2.2)

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 98: Beobachtete Personenmonate und Ereignishäufigkeiten nach Alter bei Beginn der Partnerschaft und dem Zusammenwohnen mit den Eltern (Prozess B.2.2)

Zusammenfassung des Einflusses des Wohnens mit den Eltern auf die Partnerschaftsentwicklung der Alleinerziehenden (Prozesse A und B)

Insgesamt zeigte sich, dass das Zusammenleben mit den Eltern tendenziell negativ mit der Beendigung des Alleinerziehens durch eine partnerschaftliche Haushaltsgründung assoziiert ist (Prozess A). Allerdings erwies sich der Effekt insbesondere für die über 23-jährigen Alleinerziehenden als deutlich einflussreich und nur für die über 30-jährigen als signifikant. Die übergangsspezifischen Analysen zeigten nun, dass der insgesamt negative Einfluss des Wohnens mit den Eltern aus Prozess A für die Alleinerziehenden der mittleren Altersgruppen vor allem aufgrund des starken negativen Einflusses auf die Partnerschaftsgründungsrate (Prozess B.1) zurückzuführen ist. Für die über 30-Jährigen sind sowohl geringere Partnerschaftsgründungsraten (Prozess B.1) als auch geringere Haushaltsgründungsraten (Prozess B.2.1) zu verzeichnen, wenn sie bei den Eltern leben. Unter Berücksichtigung der zudem tendenziell geringen Trennungsraten (Prozess B.2.2) verweisen die Ergebnisse auf ausgedehnte Partnerschaftsepisoden in separaten Haushalten für mit den Eltern zusammenlebende über 30-jährige Alleinerziehende. Der signifikante Effekt aus Prozess A für die über 30-jährigen Alleinerziehenden ist damit sowohl auf das geringe Risiko einer Partnerschaftsgründung zurückzuführen als auch darauf, dass die Partnerschaften länger im LAT-Status verbleiben. Der Effekt verschwindet unter Ausschluss von Frauen mit direkten Neuverpartnerungen, möglicherweise, da ältere direkt neu liierte Alleinerziehende im Vergleich zu jüngeren eher (zunächst) mit den Eltern zusammenziehen statt direkt mit dem neuen Partner als jüngere Alleinerziehende.

Die jüngste Altersgruppe hingegen liiert sich unabhängig vom Zusammenleben mit den Eltern, zieht jedoch zu geringeren Raten mit einem gefundenen Partner zusammen, wenn sie mit den Eltern zusammenlebt – offenbar, weil sich die LAT-Verbindungen häufiger bzw. schneller wieder auflösen. Die leichten Tendenzen zu längeren Phasen des Alleinerziehens für unter 23-Jährige, wenn diese mit den Elternresidieren, sind damit in erster Linie darauf zurückzuführen, dass diese sich häufiger von einem gefundenen Partner trennen anstatt mit ihm zusammenzuziehen als wenn sie ohne Eltern im Haushalt leben. Die noch sehr jungen Alleinerziehenden gehen Partnerschaften vermutlich weniger häufig mit der Intention ein, einen Lebenspartner zu finden. Eventuell ermöglicht ihnen das Zusammenleben mit den Eltern Beziehungen unverbindlicher zu halten, und sich im Zweifelsfall auch wieder zu trennen.

In jedem Fall lässt sich hier für keine der Altersgruppen nicht zeigen, dass im Haushalt lebende Eltern als Betreuungspersonen Gelegenheiten zum Kennenlernen von Partnern schaffen und damit die Partnersuche messbar verkürzen. Auch finden sich keine Belege, dass es sich beim Zusammenleben um eine von allen Seiten nur kurzfristig akzeptierte Übergangssituation handelt, die sich in einem größeren Druck eine Partnerschaft zu gründen und mit dem Partner zügig zusammenzuziehen äußert. Eher scheinen die im Haushalt lebenden Eltern den Bedarf nach partnerschaftlicher Unterstützung zu verringern bzw. eine (umstrukturierungs-)kostengünstige Alternative zur Stieffamiliengründung zu sein.

Der Einfluss der äußerlichen Attraktivität der Befragten auf die Partnerschaftsentwicklung

Prozess B.1

Der Prozess der Partnerschaftsgründung ist weder durch Körpergröße und Körpergewicht der Befragten noch durch ihre durch den Interviewer bewertete Attraktivität beeinflusst (siehe Tabelle 99). Zwar deutet sich an, dass (zum Interviewzeitpunkt) als weniger attraktiv bewertete Frauen ein geringeres Risiko der Partnerschaftsgründung nach dem Alleinerziehen aufweisen. Die Unterschiede zwischen den Gruppen sind jedoch nicht signifikant (1-a=0,75) und erweisen sich im vollen Modell als instabil (siehe Tabelle A 7) im Anhang.

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 99: Stückweise konstante Ratenmodelle zum Übergang in eine Partnerschaft (Prozess B.1), Einfluss der äußerlichen Attraktivität, Hazardraten

Prozess B.2

Auch für die weitere Entwicklung eingegangener Partnerschaften spielt die äußere Attraktivität der Alleinerziehenden, zumindest gemäß der hier vorgenommenen Operationalisierung, keine bedeutsame Rolle (siehe

). Tendenziell ziehen als weniger attraktiv bewertete Alleinerziehende zwar zu geringeren Raten mit dem Partner zusammen als sehr attraktive Alleinerziehende – der Effekt ist jedoch nicht signifikant (1-a=0,77). Liierte Alleinerziehende mit erhöhtem BMI zeigen im Vergleich zu normalgewichtigen keine Unterschiede in den Übergangsraten in einen gemeinsamen Haushalt oder die Partnerschaftstrennung auf. Allein die (wenigen) liierten Frauen mit einem sehr niedrigen BMI weisen eine stark erhöhte Zusammenzugsrate auf. Gleichzeitig haben diese Frauen eine deutlich, wenn auch nur schwach signifikant, verringerte LAT-Trennungsrate, sodass das „Living apart together“ für sie insgesamt von besonders geringer Dauer ist. Aufgrund der sehr wenigen Fälle sollen diese Effekte nicht ausführlicher inhaltlich interpretiert werden. Hinsichtlich der Trennungsraten fällt ferner auf, dass Frauen, die keine Angabe zu Körpergröße und/oder -gewicht machen, im Vergleich zu normal oder übergewichtigen Frauen stark reduzierte Trennungsraten aber unauffällige Zusammenzugsraten aufweisen.

Anmerkungen: Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 20092011), eigene Berechnungen, Werte in Klammern basieren auf weniger als zehn Ereignissen.

Tabelle 100: Stückweise konstante Ratenmodelle zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Prozess B.2), Einfluss der äußerlichen Attraktivität, relative konkurrierende Risiken (Haushaltsgründung versus Partnerschaftstrennung), Hazardraten

Zusammenfassung des Einflusses der äußerlichen Attraktivität auf die Partnerschaftsentwicklung der Alleinerziehenden (Prozesse A und B)

Die tendenziell verringerten Raten der Beendigung des Alleinerziehens durch eine partnerschaftliche Haushaltsgründung von als weniger attraktiv bewerteten Alleinerziehenden insgesamt (Prozess A) sind laut der übergangsspezifischen Analysen nur teilweise auf geringere Partnerschaftsgründungsraten (Prozess B.1) und wider Erwarten auch auf tendenziell geringere Raten der Haushaltszusammenlegung (Prozess B.2) zurückzuführen. Insgesamt betonen die Analysen jedoch vor allem, dass die äußerliche Attraktivität der hier untersuchten Alleinerziehenden – wie sie hier gemessen wurde – die Partnerschaftsübergänge der Alleinerziehenden kaum beeinflusst.

Der Einfluss der Wohnortgröße auf die Partnerschaftsentwicklung der Alleinerziehenden

Prozess B.1

Tabelle 101 ist zu entnehmen, dass Alleinerziehende Partnerschaftsgründungen unabhängig von der Größe des zum Befragungszeitpunkt aktuellen Wohnortes erleben.

Prozess B.2

Auch die Transformation der Partnerschaft in eine Haushaltsgemeinschaft ist nicht signifikant durch die Größe des (aktuellen) Wohnortes beeinflusst (siehe Tabelle 102). Nur tendenziell werden Partnerschaften von Frauen, die zum Interviewzeitpunkt in einem kleinen Ort leben schneller in eine Haushaltsgemeinschaft transformiert als Partnerschaften von zum Befragungszeitpunkt in Großstädten lebenden Alleinerziehenden. Im vollen Modell erweisen sich die Effekte als weitgehend stabil (siehe Tabelle A 8 im Anhang). Unter Ausschluss von Frauen, die das gleiche Datum für Partnerschaftsund Haushaltsgründung angeben, verstärkt sich der Effekt gar und wird signifikant (1-a=0,91, siehe Tabelle A 12 im Anhang). Obwohl in Großstädten lebende Frauen also häufiger den Kohabitationsund Partnerschaftsbeginn simultan angeben, haben sie eine geringere Zusammenzugsrate als Frauen aus kleinen oder mittleren Orten. Gleichzeitig weisen in Großstädten lebende Alleinerziehende tendenziell erhöhte Trennungsraten auf, sodass die verringerte Haushaltsgründungsrate weniger auf eine ausgedehnte LAT-Phase als auf häufigere Partnerschaftstrennungen zurückzuführen ist.

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 101: Stückweise konstante Ratenmodelle zum Übergang in eine Partnerschaft (Prozess B.1), Einfluss der Wohnortgröße, Hazardraten, relative Risiken

348

Quelle: pairfam (Wellen 1-3, 2008-2011) und DemoDiff (Wellen 1 und 2/3, 2009-2011), eigene Berechnungen.

Tabelle 102: Stückweise konstante Ratenmodelle zur weiteren Entwicklung der nächstfolgenden Partnerschaft (Prozess B.2), Einfluss der Wohnortgröße, relative konkurrierende Risiken (Haushaltsgründung versus Partnerschaftstrennung), Hazardraten

Zusammenfassung des Einflusses der Wohnortgröße auf die Partnerschaftsentwicklung der Alleinerziehenden (Prozesse A und B)

Insgesamt zeigte sich ein tendenziell negativer Effekt des Lebens in einer Großstadt auf die Beendigung des Alleinerziehens durch eine partnerschaftliche Haushaltsgründung (Prozess A). Die übergangsspezifischen Analysen verweisen nun darauf, dass dieser Effekt auf die tendenziell geringeren Haushaltsgründungsraten und die höheren Trennungsraten von zum Befragungszeitpunkt in größeren Städten Lebenden zurückzuführen ist. Die Partnerschaftsgründung erfolgt für die Alleinerziehenden unabhängig davon, ob die Frauen zum Befragungszeitpunkt in einwohnerstarken oder -schwachen Regionen leben. Entgegen der Erwartung lässt sich damit nicht zeigen, dass in Großstädten lebende Allein- erziehende aufgrund eines besseren Zugangs zu Partnern schneller bzw. häufiger Partnerschaften gründen. Auch führen eine damit einhergehende adäquatere Partnerwahl oder die höheren Mieten nicht zu den erwarteten höheren Zusammenzugsraten der Paare. Vielmehr spielt die Größe der Stadt für die Dauer der Partnerlosigkeit keine Rolle, jedoch werden die Haushalte tendenziell eher zusammengelegt, wenn die Befragte zum Interviewzeitpunkt in einem kleinen Ort lebt (obwohl in Großstädten lebende Frauen häufiger das gleiche Datum als Partnerschaftsund Kohabitationsbeginn nennen). Als Erklärung kommen erhöhte Bedarfe in ländlichen Regionen aufgrund ungünstiger Kinderbetreuungssituationen oder traditionellere Einstellungen, welche alternative Familienformen wie das Alleinerziehen weniger wertschätzen, in Frage. Dass sich die Bedarfe nicht bereits auf eine Erhöhung der Partnerschaftsgründungsrate niederschlagen mag eventuell tatsächlich an einem ungünstigeren Zugang zu potenziellen Partnern liegen. Auch die gegenkausale Erklärungslogik spricht dafür, dass kein positiver Großstadteffekt auf die Partnerschaftsgründung bzw. ein negativer auf die Haushaltsgründung zu erkennen ist: Alleinerziehende, die mit dem Partner zusammenziehen, wählen als neuen Wohnort eventuell häufiger einwohnerschwächere Gemeinden, sodass sie zum Befragungszeitpunkt eher in ländlichen Gebieten wohnen, selbst wenn sie während des Alleinerziehens noch in einer großen Stadt lebten. Wer keinen Partner findet oder sich trennt, statt zusammenzuziehen, bleibt damit eher in größeren Städten wohnen. Alternativ ist denkbar, dass der großzügigere Wohnraum in ländlicheren Regionen das Zusammenziehen erleichtert und Partnerschaften somit stabilisiert werden. Der Einfluss der Geschlechteranteile auf die Partnerschaftsentwicklung Prozess B.1

Die Modelle zur Partnerschaftsgründung der Alleinerziehenden verbessern sich nicht durch das Hinzufügen der Information zum Geschlechteranteile innerhalb der Wohngemeinde (siehe Tabelle 103). Lediglich im vollen Modell lassen sich leichte Tendenzen eines negativen Einflusses durch einen starken Frauenüberschuss erkennen (siehe Tabelle A 7 im Anhang). Auch der Koeffizient zum Wohnen in Ostdeutschland verändert sich nicht durch die Kontrolle der Sex Ratio – aufgrund der stärkeren Abwanderung von jungen Frauen aus den neuen Bundesländern wäre ein derartiger Zusammenhang zu erwarten gewesen. Die Bildungsspezifität sowohl der abwandernden als auch der jung alleinerziehenden Frauen führt möglicherweise dazu, dass hier keine Interdependenzen zu erkennen sind.