Die Teilnahme an einer altersgemäßen Vorsorgeuntersuchung für Kinder

Wie in Abbildung 6.3 ersichtlich, zeigt sich eine starke bildungsbezogene Abhängigkeit des Gesundheitshandelns (Chi²=22,699, p<0,001): Mit steigender Schulbildung der Mutter wird die Beteiligung am Vorsorgeprogramm wahrscheinlicher (HS: 74,5%, MR: 84,2%, HR:

89,4%). Demgegenüber hängt die Klassenlage des Elternhauses, wie Abbildung 6.4 zeigt, nicht signifikant mit dem Gesundheitshandeln zusammen (Chi²=5,779, p>0,10). Zwar besteht keine klare Rangfolge in den Teilnahmemustern zwischen den mittleren und höheren EGP-Klassenkategorien. Nichtsdestotrotz wird deutlich, dass Kinder von un- und angelernten so-wie von Eltern, die nicht erwerbstätig sind, am seltensten zur Gesundheitsvorsorge gehen.

Neben der sozialen Herkunft entscheidet auch maßgeblich die ethnische Herkunft über die Teilnahme am Krankheitsfrüherkennungsprogramm für Kinder (Chi²=24,268, p<0,001). Müt-ter mit direkMüt-ter oder indirekMüt-ter Migrationserfahrung haben eine um 13 Prozentpunkte niedri-gere Teilnahmequote als Mütter ohne Migrationshintergrund (73,8% vs. 86,9%). Dieser Be-fund steht im Einklang mit neueren Studien, die die ethnische Herkunft als eine wichtige Teilnahmedeterminante identifizieren (Stich et al. 2009).

Abbildung 6.3: Beteiligung am Vorsorgeprogramm nach mütterlichem Bildungsabschluss (in Prozent)

Abbildung 6.4: Beteiligung am Vorsorgeprogramm nach elterlicher Klassenlage (in Prozent)

0% 10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 80% 90% 100%

Gesamt Hauptschulabschluss Mittlere Reife (Fach-)Abitur

0% 10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 80% 90% 100%

Dienstklasse Ausführende Angestellte Selbständige Facharbeiter Un- und angelernte Arbeiter nicht erwerbstätig Gesamt

Gesundheitliche Ungleichheit im Vorsorgestatus Neugeborener 102 Welche Bedeutung hat nun soziales Kapital für die Inanspruchnahme präventiver Gesund-heitsdienstleistungen für Kinder? Die in Abbildung 6.5 und 6.6 dokumentierten Ergebnisse stützen die Hypothesen zur Gesundheitswirksamkeit sozialen Kapitals aber nur zum Teil. Die Teilnahme an den U-Untersuchungen ist wahrscheinlicher, wenn Mütter mit dem Vater des Kindes zusammen leben (Hypothese 1; Chi²=5.421, p<0,05) und ihr psychosoziales Befinden als gut bewerten (Hypothese 4), sich also den neuen Aufgaben und Anforderungen mit der Mutterrolle gewachsen fühlen (Chi²=3.820, p<0,10). War die Schwangerschaft geplant, neh-men Mütter eher an Vorsorgeuntersuchungen für ihre Kinder teil (Chi²=3.061, p<0,10). Für den Besuch der U-Untersuchungen statistisch unbedeutsam ist hingegen die Zufriedenheit mit der Mutterrolle (Chi²=0.513, p=0,474). Bezüglich der Relevanz zeitlicher Ressourcen für eine Teilnahme findet Hypothese 5 empirisch Unterstützung: Befindet sich die Frau in Mutter-schutz, Erziehungsurlaub oder Elternzeit, fällt die Teilnahmewahrscheinlichkeit an den Vor-sorgeuntersuchungen größer aus (Chi²=18.481, p<0,001), leben mehrere Geschwisterkinder im Haushalt hingegen niedriger (Chi²=5.1603, p<0,10). Keine Bestätigung finden die An-nahmen zum positiven Einfluss familiärer Unterstützung auf das Gesundheitshandeln (Hypo-thesen 2 und 3). Die Vorsorgeteilnahme hängt widererwarten nicht davon ab, wie stark sich die Mutter durch den Partner unterstützt fühlt (Chi²=0,362, p>0,10). Als ebenso unerheblich erweisen sich die Stunden, in denen der Partner die Kinderbetreuung übernimmt (Chi²=0,580, p>0,10). Unterstützung im Verwandtenkreis scheint sogar hinderlich für das Präventivhan-deln: Je größer die Zahl betreuender Personen im Verwandtschaftskreis (Chi²=2,815, p<0,10) und der mit der Kinderbetreuung geleisteten Stunden pro Woche (Chi²=9,528, p<0,01), desto unwahrscheinlicher der Vorsorgebesuch.⁵⁶

Abbildung 6.5: Beteiligung am Vorsorgeprogramm nach sozialem Kapital der Mutter (in Prozent)

56 Beide Unterstützungsmaße korrelieren stark miteinander (Pearson-R=0,552).

0% 10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 80% 90% 100%

Vorschulbetreuung Kindbetreuung durch Verwandte (>5h) Mindestens zwei betreuende Verwandte

Kindbetreuung durch Partner (>5h) Starke Unterstützung durch Partner Vater lebt im Haushalt Ja Nein Sozialkapitalform ist vorhanden:

Abbildung 6.6: Beteiligung am Vorsorgeprogramm nach sonstigen Ressourcen der Mutter (in Prozent)

Im Folgenden wird nun geprüft, ob der Einfluss sozialer Unterstützung für Alleinerziehende und Mütter, welche mit dem Vater des Kindes zusammenleben, unterschiedlich stark ist.

Hierzu schätzen wir logistische Regressionsmodelle (siehe Tabelle 6.1). Als Koeffizienten werden odds ratios – exp(bi) – und average marginal effects berichtet. Letztere ermöglichen einen Vergleich von hierarchischen Modellen (Winship und Mare 1984; Mood 2009).

Tabelle 6.1: Sozialkapitaleinfluss auf die Teilnahme an altersgemäßer Vorsorgeuntersuchung (logistische Re-gression, odds ratios und average marginal effects)

M1 M2

Exp(b) AME S.E. Exp(b) AME S.E.

Sozialkapital

Alleinerziehend 0,57* -0,09~ 0,05 0,63 -0,07 0,08

Starke Unterstützung durch Partner 1,06 0,01 0,03 1,18 0,02 0,03 Kindbetreuung durch Partner (>5h) 0,85 -0,02 0,03 0,86 -0,02 0,03 Anzahl kindbetreuender Verwandte (mind. 2) 0,88 -0,02 0,04 0,74 -0,04 0,04 Kindbetreuung durch Verwandte (>5h) 0,64* -0,06* 0,03 0,64* -0,06* 0,03 Interaktionen

Starke Unterstützung durch Partner*Vater im Haushalt (Rk)

Starke Unterstützung durch Partner*Alleinerziehend 0,67 -0,06 0,12

Kindbetreuung durch Partner*Vater im Haushalt (Rk)

Kindbetreuung durch Partner*Alleinerziehend 0,81 -0,03 0,11

Anzahl kindbetreuender Verwandte (mind.2)*Vater im HH(Rk)

Anzahl kindbetreuender Verwandte (mind. 2)*Alleinerziehend 5,20~ 0,13** 0,04 Kindbetreuung durch Verwandte (>5h)*Vater im HH (Rk)

Kindbetreuung durch Verwandte (>5h)*Alleinerziehend 0,84 -0,02 0,09

Pseudo-R² (Nagelkerke) 0,02 0,03

Chi² 13,7* 18,9*

Beobachtungen 1028 1028

Quelle: SOEP 2003-2008, eigene Berechnungen.

Anmerkungen: AME = Average marginal effect, S.E. = Standardfehler (zu AME); Rk=Referenzkategorie;

Modelle 1 und 2 kontrollieren für das Geschlecht des Kindes, das Alter der Mutter zum Zeitpunkt der Geburt, die Planung der Schwangerschaft sowie für die Region (Ost-/Westdeutschland). Keine dieser Variablen be-einflusst das Vorsorgeverhalten;

Signifikanzniveaus: ***p<0,001; **p<0.01; *p<0.05; ~p<0.10;

0% 10% 20% 30% 40% 50% 60% 70% 80% 90% 100%

Mutterschutz/Erziehungsurlaub/Elternzeit Kein Geschwister Geplante Schwangerschaft Sehr zufrieden mit Mutterrolle Von Mutterrolle überfordert Sehr gute pränatale Muttergesundheit Ja Nein Sozialkapitalform ist vorhanden:

Gesundheitliche Ungleichheit im Vorsorgestatus Neugeborener 104 Modell 1 in Tabelle 6.1 zeigt eine um knapp die Hälfte (0,57) reduzierte Teilnahmechance an Vorsorgeuntersuchen bei Kindern aus Einelternfamilien gegenüber jenen aus Zweieltern-familien. Signifikant niedrigere Teilnahmechancen haben außerdem Kinder, die mehr als fünf Stunden pro Woche von Verwandten betreut werden. Alle übrigen Sozialkapitalvariablen üben keinerlei signifikanten Einfluss aus. Mit Berücksichtigung der Interaktionseffekte zwi-schen Familienform und familiären Unterstützungsressourcen in Modell 2 wird deutlich, dass sich Unterstützung durch den Vater des Kindes für Mütter in beiden Familienformen ähnlich auswirkt. Gleichzeitig zeigt sich allerdings ein starker, wenn auch nur schwach signifikanter Teilnahmevorteil für Kinder Alleinerziehender gegenüber Kindern aus Zweielternfamilien, wenn mindestens zwei Personen aus dem Verwandtschaftskreis regelmäßig die Betreuung des Kindes übernehmen (odds ratio=5,20). Das heißt, die Teilnahmechancen an Vorsorgeuntersu-chungen liegen bei Alleinerziehenden sogar höher als in Zweielternfamilien, wenn Alleiner-ziehende Unterstützung in der Kinderbetreuung aus dem Verwandtschaftskreis erhalten.

Mit den Modellen in Tabelle 6.2 wird nachfolgend der Frage nachgegangen, inwieweit So-zialkapital und sonstige Ressourcen der Mutter die Teilnahme an den U-Untersuchungen be-einflussen und inwieweit die Schichtabhängigkeit des Teilnahmeverhaltens durch diese Grö-ßen bedingt ist. In Modell 1 werden lediglich die klassischen Sozialstrukturindikatoren Bil-dung und Klassenlage berücksichtigt. Die Ergebnisse dieses Modells belegen, dass die Teil-nahmechancen der Neugeborenen an den U-Untersuchungen umso höher liegen, je bildungs-näher das Elternhaus ist, wobei Kinder mit ‚Hauptschulmüttern‘ besonders benachteiligt sind (odds ratio=0,34, p<0,001). Die fehlenden Signifikanzen der Klassenlage-Variablen weisen auf eine vergleichsweise geringe Bedeutung der elterlichen Klassenlage für das kindbezogene Gesundheitshandeln hin.⁵⁷ Entsprechend werden die Klassenlagenvariablen in den folgenden Modellen nicht mehr berücksichtigt. Modell 2 belegt, dass der Migrationshintergrund eine zentrale Determinante der Teilnahme an den U-Untersuchungen ist. Die Teilnahmechancen von Kindern mit Migrationshintergrund liegen etwa halb so hoch wie bei einheimischen Kin-dern (odds ratio=0,45, p<0,001). Des Weiteren zeigt sich, dass die Teilnahmebereitschaft mit zunehmendem Kindesalter signifikant sinkt (odds ratio=0,93, p<0,01). Während dieser Effekt empirisch gut dokumentiert ist, überrascht der Anstieg der Teilnahmequote über die Zeit (odds ratio=1,11, p<0,10). (Werden Mütter über die Zeit durch eine sich ausbreitende Ratge-berliteratur besorgter?) Allerdings ist dieser Effekt nicht in allen Modellen stabil. Für die Fra-gestellung ist nun von zentraler Bedeutung, ob sich die sozialen Ungleichheiten im Präventi-onsverhalten bezogen auf Bildung über die Sozialkapitalvariablen aufklären lassen. Dafür werden in Modell 3 zusätzliche Einflüsse der Sozialkapitalvariablen geschätzt.

57 Schätzt man den Einfluss der elterlichen Klassenlage getrennt von der Schulbildung, zeigen sich auf dem 10%-Signifikanzniveau negative Effekte für die Kategorien „un- und angelernte Arbeiter“ (odds ratio=0,62) und

„nicht erwerbstätig“ (odds ratio=0,62). Die Neutralisierung der EGP-Effekte nach Kontrolle der Bildungsnähe spricht dafür, dass die Teilnahmenachteile der unteren Klassen im Vergleich zur Dienstklasse teilweise auf unzu-reichendes gesundheitsrelevantes Wissen zurückzuführen sind.

Tabelle 6.2: Determinanten der Teilnahme an einer altersgemäßen Vorsorgeuntersuchung für Kinder (logistische Regression, odds ratios und average marginal effects)

Tabelle 6.2: Determinanten der Teilnahme an einer altersgemäßen Vorsorgeuntersuchung für Kinder (logistische Regression, odds ratios und average marginal effects) Exp(B)AMES.EExp(B)AMES.EExp(B)AMES.EExp(B)AMES.EExp(B)AMES.EExp(B)AMES.E Sozialstrukturmerkmale EGP (Rk: Dienstklasse) Ausführende Angestellte1,020,000,04 Selbständige0,96-0,010,05 Facharbeiter1,400,040,03 Un- und angelernte Arbeiter0,92-0,010,04 nicht erwerbstätig0,93-0,010,04 Bildung der Mutter (Rk: Fach/-Abitur) Hauptschulabschluss0,34***-0,17***0,050,40***-0,14**0,040,41***-0,13**0,040,40***-0,13**0,040,41**-0,12**0,040,48**-0,10**0,04 Mittlere Reife0,62*-0,07*0,030,60*-0,07*0,030,62*-0,06*0,030,57*-0,07*0,030,59*-0,07*0,030,65~-0,05~0,03 Mutter mit Migrationshintergrund0,45***-0,11***0,030,43***-0,12***0,030,45***-0,11***0,030,47***-0,10**0,030,51***-0,09**0,03 Kindesalter0,93**-0,01**0,000,93**-0,01**0,000,94*-0,01*0,000,94**-0,01*0,000,94**-0,01**0,00 Geburtsjahr des Kindes1,11~0,01~0,011,12*0,01*0,011,11~0,01~0,011,090,010,011,090,010,01 Sozialkapital der Mutter Alleinerziehend0,47*-0,11*0,050,51*-0,10~0,050,52*-0,09~0,050,50*-0,10*0,05 Starke Unterstützung durch Partner0,980,000,030,970,000,030,96-0,010,03 Kindbetreuung durch Partner (>5h)0,74-0,040,020,76-0,030,020,78-0,030,020,76-0,030,02 Kindbetreuung durch Verwandte (>5h)0,69*-0,05~0,030,68*-0,05~0,030,68*-0,05~0,030,68*-0,05~0,03 Andere Ressourcen der Mutter Überfordert von der Mutterrolle0,68*-0,05*0,020,71~-0,04~0,020,70*-0,04*0,02 Zufrieden mit Mutterrolle1,110,010,021,050,010,02 Planung der Schwangerschaft1,100,010,031,140,020,03 Kinderzahl (mind. zwei)1,050,010,031,130,010,03 Kein Mutterschutz/Erziehungsurlaub0,60*-0,07*0,030,63*-0,06*0,030,64*-0,06*0,03 Kind ist krank 2,04*0,08**0,031,95*0,07**0,03 Sehr gutes pränatales seel./körp. Befinden1,74*0,06**0,021,69*0,06**0,02 Pseudo-R² (Nagelkerke)0,030,060,080,090,100,10 Chi²27,1**56,0***69,7***81,8***94,1***88,9*** Beobachtungen102810281028102810281028 Quellen: SOEP 2003-2008, eigene Berechnungen. Anmerkungen: AME = Average marginal effect; S.E. = Standardfehler der AME; Modelle 2 bis 5 unter Kontrolle von Geschlecht des Kindes, Mutteralter und Ost-West-Zugehörigkeit; Rk=Referenzkategorie; Signifikanzniveaus: ***p<0,001; **p<0.01; *p<0.05; ~p<0.10;

M4M5M6M1M2M3

Gesundheitliche Ungleichheit im Vorsorgestatus Neugeborener 106 Nähern sich die odds ratios der Bildungsvariablen dem Wert 1 bzw. nähern sich die avera-ge marginal effects dem Wert 0, nimmt Sozialkapital eine zwischen der Bildung und dem Gesundheitshandeln vermittelnde Rolle ein. Wie man in Modell 3 an den unverändert starken Bildungseffekten ablesen kann, trifft dies nicht zu. Allerdings lässt sich der bereits deskriptiv ermittelte Zusammenhang zwischen Sozialkapital und dem Vorsorgehandeln auch in der mul-tiplen Regression beobachten. Unsere erste Hypothese, nach der Kinder, die nur mit einem Elternteil aufwachsen, im Vergleich zu Kindern, die mit beiden Elternteilen aufwachsen, sel-tener an Vorsorgeuntersuchungen teilnehmen, wird empirisch unterstützt: Kinder alleinerzie-hender Mütter haben nur eine halb so große Teilnahmechance wie Kinder, die mit Mutter und Vater zusammen leben (odds ratio=0,47).

Demgegenüber lassen sich, wie deskriptiv aufgezeigt, auch Hypothesen 2 und 3, nach der positive Effekte von Unterstützung und Kinderbetreuung durch Partner und Verwandte auf das Vorsorgeverhalten erwartet werden, mit den vorliegenden Daten nicht belegen. Bemer-kenswerterweise verringert sich sogar – wie schon in den Modellen in Tabelle 6.1 gezeigt – die Wahrscheinlichkeit für gesundheitsbezogenes Vorsorgehandeln, wenn Verwandte in stär-kerem Umfang (>5h pro Woche) die Kindbetreuung übernehmen (odds ratio= 0,7).

In Modell 4 werden schließlich das Erklärungspotential der übrigen Ressourcen der Mutter – ihres psychosozialen Wohlbefindens und ihrer zeitlichen Verfügbarkeit – geprüft. Ein gutes Zurechtkommen mit der Mutterrolle (p<0,10) erhöht erwartungsgemäß die Wahrscheinlich-keit der Teilnahme an den U-Untersuchungen, allerdings bleiben die Zufriedenheit mit der Mutterrolle und einer Planung der Schwangerschaft ohne signifikanten Einfluss. Die Hypo-these 4 lässt sich somit nur teilweise bestätigen. Im Anschluss an Coleman (1988) wurde in der letzten Hypothese eine positive Wirkung der zeitlichen Verfügbarkeit der Mutter für ge-sundheitsförderliches Handeln angenommen. Die Untersuchung ergibt nur für eine der Vari-ablen den erwarteten Effekt: Mütter, die sich nicht im Mutterschutz bzw. Erziehungsur-laub/Elternzeit befinden, gehen seltener zur Kinderkrankheitsvorsorge als ihre Vergleichs-gruppe (odds ratio=0,63).

Mit Modell 5 wird zusätzlich die Gesundheit von Mutter und Kind kontrolliert. Wie bereits im Hypothesenteil angesprochen, erfolgt die Berücksichtigung dieser Variablen zur Kontrolle möglicher Endogenitätsprobleme. Ungeachtet dessen, dass sowohl die Mutter- als auch die Kindgesundheit gute Prädiktoren für das Vorsorgehandeln sind – beide Koeffizienten sind auf dem 5%-Niveau signifikant – gibt es keine Anzeichen für einen umgekehrten Kausalzusam-menhang, weil sich unter Kontrolle des kindlichen und mütterlichen Gesundheitsstatus weder die Stärke noch die Richtung der Unterstützungskoeffizienten (odds ratios, average marginal effects) ändern.