Am Beispiel der Frühgeburt wurde der Frage nachgegangen, inwiefern ökonomische und so-ziale Ressourcen sowie riskante Einstellungen und Verhaltensweisen das bildungsspezifische Frühgeburtsrisiko vermitteln. Wir nahmen an, dass variierende Frühgeburtsrisiken die Folge gesundheitsriskanter Wahrnehmungs- und Denkschemata (hohe persönliche Risikobereit-schaft, geringe Kontrollüberzeugungen) und damit verknüpften Risikoverhaltensweisen (ge-ringe Schwangerenvorsorge, Tabakkonsum, unregelmäßige sportliche Betätigung und Body-Mass-Index) sind. Aufgrund der engen Wechselbeziehung zum Habitus, sind wir von einer zentralen ungleichheitsverursachenden Wirkung des Kulturkapitals ausgegangen, während wir beim ökonomischen und sozialen Kapital neben direkten Effekten auch eine den Bil-dungseinfluss auf die Frühgeburt vermittelnde Wirkung erwarteten. Die empirische Überprü-fung unseres Erklärungsmodells basiert auf den Daten des Sozio-oekonomischen Panels (SOEP) der Wellen 2003 bis 2011.
Wie die Befunde multipler Regressionsanalysen zeigen, lässt sich eine bedeutsame Rolle des geringen mütterlichen kulturellen Kapitals für die Startchancen von Neugeborenen fest-stellen. Dieser Zusammenhang lässt sich jedoch nur teilweise durch die simultane Berücksich-tigung von Verhältnis-, Einstellungs- und Verhaltensindikatoren aufklären. Auch finden nicht alle kapitaltheoretisch begründeten Hypothesen empirische Bestätigung.
Erwartungsgemäß geht vom ökonomischen Kapital (weniger als 60 % des Einkommens-median) ein direkter Effekt auf die Wahrscheinlichkeit einer Frühgeburt aus. Wie für die el-terliche Bildung, zeigt sich jedoch kein linearer Zusammenhang, sondern eher ein Schwel-lenwert-Effekt (Blumenshine et al. 2010). Auch lässt sich eine (schwache) vermittelnde Wir-kung des Armutsindikators auf die Bildungsunterschiede im Frühgeburtsrisiko beobachten.
Dies steht im Einklang mit der Überlegung, dass ökonomisches Kapital insbesondere für ge-ring Gebildete von gesundheitlicher Bedeutung ist (vgl. Mirowsky und Ross 2003, 2007).
Keine Bestätigung finden unsere Annahmen bezüglich der Relevanz der Sozialkapitalaspekte Anwesenheit eines Partners und regelmäßige soziale Kontakte. Lediglich für das (gering aus-geprägte) Bildungskapital des Partners beobachten wir einen über alle Modelle hinweg stabi-len, aber insignifikanten Frühgeburtseffekt, was tendenziell auf die negative Seite sozialer Eingebundenheit (bspw. Verstärkung gesundheitsriskanten Verhaltens der Mutter durch das geringe gesundheitsrelevante Kulturkapital des Partners) verweist (vgl. Shah et al. 2011).
Im Hinblick auf das soziale Kapital besteht möglicherweise ein Validitätsproblem. Zwar stellt das Bildungskapital des Partners wertvolles gesundheitsrelevantes Sozialkapital dar, allerdings ist Bourdieus Sozialkapitaldefinition sehr unspezifisch (vgl. Haug 1997). Damit ist fraglich, inwiefern unsere Variablen zum Sozialkapital auch wirklich das Sozialkapital schwangerer Frauen messen. Schließlich dürfte die Gesamtheit des Beziehungskapitals erst durch eine Bündelung quantitativer und qualitativer Aspekte ausreichend abgedeckt sein, de-ren operationale Konkretisierung wegen weitestgehender Uneinigkeit darüber, was Sozialka-pital überhaupt ist und wie es gemessen werden kann (vgl. Franzen und Freitag 2007),
Gesundheitliche Ungleichheit zum Lebensbeginn 82 schwierig und nur theoriegeleitet vorzunehmen ist. Insbesondere qualitative Formen sozialer Eingebundenheit konnten bis auf den relativ groben Indikator für das gesundheitskulturelle Kapital des Partners (formale Bildung) nur unzureichend berücksichtigt werden. Auch findet sich in der Partnerschaftsvariable wenig Varianz, d. h. die Mehrheit der Frauen (> 90 %) hat während der Schwangerschaft einen Partner an ihrer Seite, woraus für alle Bildungsgruppen geringe Zellbesetzungen resultieren. Angesichts der ebenfalls geringen Zahl von zu früh Ge-borenen kann statistisch nicht ausgeschlossen werden, dass wir mit der Ablehnung unserer Sozialkapitalhypothesen einen Irrtum begehen.
Im Zusammenhang mit der geringen Stichprobengröße, geringer Beobachtungen der zu früh Geborenen und der relativ geringen Erklärungskraft unserer Regressionsmodelle wurde auf die empirische Prüfung von (aus kapitaltheoretischer Sicht interessanten) wechselseitigen Beziehungen zwischen den Kapitalformen verzichtet. Beispielsweise ist denkbar, dass insbe-sondere Frauen mit dem geringsten kulturellen Kapital von einer hohen Qualität sozialen Ka-pitals (relativ höhere Bildung des Partners) oder einer materiellen Besserstellung gesundheit-lich profitieren. Gesundheitsvorteile sind deshalb wahrscheingesundheit-licher, da bei Frauen durch Hin-zugewinne ökonomischen Kapitals eine Vertikalverlagerung nach oben stattfindet. Dennoch verweist eine skeptische Sicht, nach der Maxime „It takes a great deal of money to compensa-te for low education“ (Mirowsky und Ross 2003: 196) auf die Beharrungs- und Strukturie-rungskraft gesundheitlicher Grundorientierungen. Analog verhält es sich mit dem qualitativen Sozialkapitalaspekt. Kommt es dauerhaft, wie typischerweise in bildungsheterophilen Part-nerschaften, zu einer Überschneidung habitueller Grundeinstellungen (bringt der Partner also mehr gesundheitskulturelles Kapital in den Haushalt ein), könnten sich gesundheitsbezogene informelle Lern- und Kontrollprozesse (vgl. Mirowsky und Ross 2003: 196) positiv auf das Gesundheitshandeln von Schwangeren auswirken und damit einhergehend das Risiko von Schwangerschaftskomplikationen und Frühgeburten senken. Weiterführende, hier nicht dar-gestellte Analysen bestätigen diese möglichen Kapitalinterdependenzen jedoch nicht. Letzte-res ist aufgrund geringer Zellbesetzungen aber nur mit Vorsicht zu interpretieren.
Eine Stärke unseres Beitrags liegt darin, dass wir mit den verwendeten Daten (zumindest) näherungsweise den Habitus operationalisieren. Dennoch muss einschränkend hinzugefügt werden, dass es sich bei den hier verwendeten Wahrnehmungs- und Denkschemata um sehr grobe Indikatoren handelt, die nicht zwangsläufig mit gesundheitlichen Aspekten im Zusam-menhang stehen müssen. Wahrnehmungsschemata sind lediglich über die allgemeine persön-liche Risikobereitschaft abgebildet. Ob dieses Maß die theoretisch begründete gesundheitsbe-zogene Risikowahrnehmung tatsächlich widerspiegelt, ist fraglich. Weiter sind die Denk-schemata nur anhand zweier Kontrollüberzeugungen (Leben ist abhängig von Schicksal und Glück; wenig Kontrolle über das Leben) operationalisiert. Eine Beständigkeit verinnerlichter Einstellungen vorausgesetzt, haben wir (aufgrund unzureichender Datenlage) die ausschließ-lich in den Jahren 2005 und 2010 erfassten Denkschemata auf die anderen sieben Befragungs-jahre übertragen. Zwar findet unsere Annahme, dass mit abnehmenden Bildungsgrad geringe-re Kontrollüberzeugungen einhergehen, Bestätigung. Jedoch birgt die über alle Modelle
hin-weg konstant starke Erklärungskraft der Kontrollüberzeugung, das eigene Leben wäre von Schicksal und Glück abhängig, ein Endogenitätsproblem. So ist denkbar, dass diese Einstel-lung infolge einer früheren vorzeitigen Entbindung geprägt ist. Schließlich konnten wir Ver-haltensintentionen (Handlungsschemata) nicht abbilden. Es wird also ein theoretischer Me-chanismus unterstellt, obwohl der Zusammenhang zwischen Intention und tatsächlich ausge-führtem Gesundheitsverhalten auch über andere Einflusskanäle (z. B. Stress) erfolgen kann (vgl. Lampert und Ziese 2005). Diese finden in den Analysen aber nur teilweise Berücksichti-gung (Proxys: Gesundheit im letzten Schwangerschaftsdrittel; ungeplante Schwangerschaft).
Im Hinblick auf die Erklärungskraft des Gesundheitsverhaltens während der Schwanger-schaft (Schwangerenvorsorge, Tabakkonsum, sportliche Betätigung, Body-Mass-Index) fin-den unsere Annahmen nur für fin-den Tabakkonsum Bestätigung. So erklärt das Rauchverhalten (in gesonderten Analysen, die nicht den Sportindikator enthalten) einen Teil des höheren Frühgeburtsrisikos von Hauptschulabsolventinnen. Dieser Befund steht im Einklang mit dem Forschungsstand, wie beispielsweise mit der von Currie und Moretti (2003) für die US-amerikanische Bevölkerung durchgeführte Studie, in der eine (durch Veränderungen der Bil-dungsinfrastruktur herbeigeführte) Erhöhung des weiblichen Bildungskapitals zur Senkung der Frühgeburtsprävalenz beitrug. Sowohl die Vorsorgevariable von Currie und Moretti (Teilnahme an der Schwangerenvorsorge im ersten Trimester) als auch unsere (ärztliche Inan-spruchnahme in Verbindung mit dem Schwangerschaftsmonat) stellen jedoch keine verzer-rungsfreien Vorsorgeindikatoren dar. Ferner werfen diese Maße ebenfalls ein Endogenitäts-problem auf. So ist zu hinterfragen, ob Frauen aufgrund der Relevanz pränataler Diagnostik oder aufgrund gesundheitlicher Probleme an der Schwangerenvorsorge teilnehmen. Zwar kontrollierten wir deshalb auch für den Gesundheitszustand im letzten Schwangerschaftsdrit-tel und in Robustheitsanalysen auch für die Gesundheit vor der Schwangerschaft (was die Ergebnisse nicht veränderte), wertvolle objektive Gesundheitskriterien stellen diese subjekti-ven Selbsteinschätzungen jedoch nicht dar. Zudem ist unsere Vorsorgevariable hinsichtlich der Konzipierung aus ärztlicher Inanspruchnahme in Verbindung mit dem Schwanger-schaftsmonat nicht verzerrungsfrei. So muss die Anzahl der Arztbesuche nicht zwangsläufig mit dem Vorsorgeverhalten in Verbindung stehen. Dies könnte auch erklären, warum wir, entgegen der von Simoes und Kollegen (2003) durchgeführten Studie mit deutschen Perina-taldaten, die mit ca. 92 bis 99 % erfassten Entbindungen ein nahezu realitätsgetreues Abbild bieten (BQS 2012; Günter et al. 2007; Simoes et al. 2003; Reime et al. 2006; Koller et al.
2008), bereits einen gegen null gehenden, insignifikanten Bruttoeffekt haben.
Unwahrscheinlich ist ein insignifikanter Effekt des Vorsorgehandelns aber nicht, wie inter-nationale Studien belegen (Reime et al. 2006). Eine weitere methodische Schwierigkeit stellt die hohe Anzahl fehlender Werte in den zentralen Modellvariablen dar (Erfassung der Kapita-lien während der Schwangerschaft, der inkorporierten Wahrnehmungs- und Denkschemata und des Risikoverhaltens). So werden Fragen zum Gesundheitsverhalten nicht jedes Jahr er-fasst (vgl. Peters 2010), was insbesondere beim Ernährungsverhalten und Alkoholkonsum zu hohen fehlenden Werten (> 70 %) und damit einhergehend zum Ausschluss dieser Variablen
Gesundheitliche Ungleichheit zum Lebensbeginn 84 führte. Um fehlende Werte niedrig zu halten, wurden jene Frauen, bei denen keine Befragung im Zeitraum der Schwangerschaft stattfand, nicht in die Analysen einbezogen und fehlende Angaben mit dem Schätzverfahren der multiplen Imputation durch plausible Werte ersetzt.
Allerdings vertritt Spieß (2010: 128) die Ansicht, dass „[b]ei einem [Missing-]Anteil von mehr als 50 % (…) den Imputationsmodellen ein zu hohes Gewicht zu[kommt]“. In unseren Analysen sind die Variablen „persönliche Risikobereitschaft“, „Tabakkonsum“ und „Body-Mass-Index“ mit mehr als 50 % fehlenden Werten vertreten. Zwar wurde der Schätzprozess 100-mal wiederholt, eine Ergebnisverzerrung aufgrund der angewendeten Imputationen bei sehr hohen prozentualen Ausfällen ist allerdings nicht auszuschließen.
Folgende Kriterien sprechen jedoch für die Güte der durch das Verfahren der multiplen Imputation gewonnenen Schätzergebnisse: So liegt der über alle Koeffizienten berechnete durchschnittlich relative Varianzanstieg (RVI) maximal bei 0,31 (siehe Modell 4, Tabelle 5.3;
vgl. StataCorp 2009: 48), die höchste empfohlene Imputationszahl bei 56 (siehe Modell 6 (100*FMI), Tabelle 5.3; StataCorp 2009: 48) und der berechnete „Monte Carlo Error“ (nicht in Tabelle ausgewiesen) bei allen im Endmodell ausgewiesen Variablen (ausgenommen: Be-suchshäufigkeit, persönlicher Risikobereitschaft, BMI) bei p < 0,01 bzw. p < 0,02 (StataCorp 2009; White et al. 2011: 388). Zudem zeigten Robustheitsanalysen unter der Anwendung des fallweisen Ausschlusses keine nennenswerten Unterschiede der multivariaten Ergebnisse.
Zusammenfassend kann der Bildungseinfluss durch das in der vorliegenden Arbeit ver-wendete Variablenset nur teilweise aufgeklärt werden. Die (insignifikanten) Koeffizienten dürften auf nicht-beobachtete Drittvariablen, inadäquate Messungen der theoretischen Kon-zepte (bspw. gesundheitsbezogenen Grundorientierungen oder der selbst konzipierten Variab-le zur Schwangerenvorsorge) oder auf gegenläufige Assoziationen mit der abhängigen Vari-able (Besuchshäufigkeit, sportliche Betätigung) zurückzuführen sein. Angesichts bedeutsamer Residualeffekte der elterlichen Bildung auf die Frühgeburt, insbesondere mit Blick auf inter-venierende Größen wie dem gesundheitsbezogenen Habitus (vgl. Sperlich und Mielck 2003) oder der Schwangerenvorsorge, besteht weiterhin ein großer Forschungsbedarf.
Anhang
Tabelle A 5.1: Verteilung der Kontrollvariablen nach mütterlichem Kulturkapital
Hauptschulabschluss Realschulabschluss (Fach-)Abitur Prozent (Anzahl) Prozent (Anzahl) Prozent (Anzahl) Migrationshintergrund der Mutter***
Nein 58,26 (141) 81,13 (417) 83,75 (469)
Direkt 24,79 (60) 12,26 (63) 9,46 (53)
Indirekt 16,94 (41) 6,61 (34) 6,79 (38)
Region***
West 87,60 (212) 70,62 (363) 73,75 (413)
Ost 12,40 (30) 29,38 (151) 26,25 (147)
Krankenversicherung***
Gesetzlich 99,17 (240) 95,91 (493) 78,39 (439)
Privat 0,83 (2) 4,09 (21) 21,61 (121)
Geschlecht des Kindes
Junge 54,96 (133) 51,56 (265) 50,71 (284)
Mädchen 45,04 (109) 48,44 (249) 49,29 (276)
Mütterliches Alter vor der Schwanger-schaft***
≤ 21 Jahre 16,12 (39) 7,20 (37) 1,43 (8)
≥ 35 Jahre 13,64 (33) 16,73 (86) 23,75 (133)
22 bis 34 Jahre 70,25 (170) 76,07 (391) 74,82 (419)
Muttergesundheit im letzten Schwangerschaftsdrittel***
Sehr gut 24,38 (59) 29,57 (152) 38,39 (215)
Gut 58,26 (141) 61,87 (318) 55,18 (309)
Zufriedenstellend/Schlecht 17,36 (42) 8,56 (44) 6,43 (36)
Schwangerschaft geplant***
Nein 37,60 (91) 25,29 (130) 18,21 (102)
Ja 61,57 (149) 72,96 (375) 78,39 (439)
Ja, mit medizin. Unterstützung 0,83 (2) 1,75 (9) 3,39 (19)
Mehrling
Ja 1,24 (3) 1,56 (8) 1,96 (11)
Nein 98,76 (239) 98,44 (506) 98,04 (549)
Parität***
Erstgebärende 32,32 (78) 43,00 (221) 47,86 (268)
Zweitgebärende 37,19 (90) 39,11 (201) 37,50 (210)
Mehrgebärende 30,58 (74) 17,90 (92) 14,64 (82)
N (242) (514) (560)
Quelle: SOEP 2003-2011; eigene Berechnungen auf Basis des ersten imputierten Datensatzes.
Anmerkungen: ***p<0.001; ** p<0.01; * p<0.05; + p<0.10; p=Chi2. Abweichungen von 100 % sind durch Auf-rundungen möglich.
Gesundheitliche Ungleichheit zum Lebensbeginn 86
Tabelle A 5.2: Logistische Regressionen zur Vorhersagewahrscheinlichkeit einer Frühgeburt (univariat)
AME S.E
Kulturelles Kapital der Mutter (Ref.: (Fach-)Abitur)
Realschulabschluss -0,006 (0,019)
Hauptschulabschluss 0,047 (0,021) *
Ökonomisches Kapital
<60 Prozent des Einkommensmedian (Ref.: ≥60 Prozent) 0,034 (0,020) + Soziales Kapital
Keine Partnerschaft (Ref.: Partnerschaft) 0,008 (0,026)
Besuche von Familie, Freunde, Nachbarn (Ref.: Täglich)
Wöchentlich -0,047 (0,034)
Persönliche Risikobereitschaft (metrisch) 0,003 (0,005)
Leben ist abhängig von Glück (metrisch) 0,015 (0,005) **
Wenig Kontrolle über das Leben (metrisch) 0,002 (0,005)
Gesundheitsverhalten während der Schwangerschaft
Tabakkonsum (Ref.: Nein) 0,061 (0,023) **
Inadäquate Schwangerenvorsorge (Ref.: Adäquat) -0,004 (0,022)
Unregelmäßige sportliche Betätigung (Ref.: Regelmäßig) -0,036 (0,018) + Body-Mass-Index vor der Schwangerschaft (Ref.: Normal- bis Übergewichtig)
Untergewichtig 0,011 (0,029)
Stark übergewichtig 0,013 (0,033)
Migrationshintergrund der Mutter (Ref.: Nein)
Direkter Migrationshintergrund 0,033 (0,021)
Indirekter Migrationshintergrund 0,014 (0,027)
Ost-Deutschland (Ref.: West) -0,013 (0,019)
Mädchen (Ref.: Junge) -0,007 (0,016)
Geburtsjahr des Kindes (metrisch) -0,008 (0,003) *
Private Krankenversicherung (Ref.: Gesetzlich) 0,016 (0,028)
Mütterliches Alter vor der Schwangerschaft (Ref.: 22 bis 34 Jahre)
≤ 21 Jahre 0,004 (0,031)
Ja, mit medizinischer Unterstützung 0,126 (0,041) **
Gesundheitszustand im letzten Schwangerschaftsdrittel (Ref.: Sehr gut)
Gut 0,069 (0,022) **
Zufriedenstellend/Schlecht 0,119 (0,028) ***
Mehrling (Ref.: Nein) 0,111 (0,039) **
Beobachtungen 1.316
Quelle: SOEP 2003-2011; eigene Berechnungen, gerundet.
Anmerkungen: Robuste Standardfehler in Klammern; ***p<0.001; ** p<0.01; * p<0.05; + p<0.10.
Tabelle A 5.3: Korrelationen zwischen einzelnen Variablen 01020304050607080910111213 Frühgeburt (01) 1 Kulturelles Kapital der Mutter (02) 0,058 (0,000) 1 Ökonomisches Kapital (03) 0,047 (0,000) 0,206 (0,000) 1 Partnerschaft (04) 0,008 0,091 0,301 1 (0,004) (0,000) (0,000) Besuche von Familie, Freunde, Nachbarn (05) -0,041 (0,000) -0,022 (0,000) 0,009 (0,001) 0,000 (0,924) 1 Bildung des Partners (06) 0,033 (0,000) 0,338 (0,000) 0,222 (0,000) 0,383 (0,000) -0,009 (0,001) 1 Leben ist abhängig von Glück (07) 0,089 (0,000) 0,252 (0,000) 0,071 (0,000) 0,088 (0,000) 0,035 (0,000) 0,014 (0,000) 1 Wenig Kontrolle über das Leben (08) 0,012 (0,000) 0,145 (0,000) 0,098 (0,000) 0,087 (0,000) 0,059 (0,000) 0,101 (0,000) 0,295 (0,000) 1 Persönliche Risikobereitschaft (09) 0,024 (0,000) -0,037 (0,000) -0,001 (0,753) 0,109 (0,000) -0,011 (0,000) 0,067 (0,000) 0,052 (0,000) -0,034 (0,000) 1 Tabakkonsum (10) 0,1020,2720,197 0,112-0,0540,1610,1190,064 -0,0041 (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,005) Schwangerenvorsorge (11) -0,005 (0,064) 0,099 (0,000) 0,061 (0,000) 0,016 (0,000) -0,024 (0,000) 0,038 (0,000) 0,057 (0,000) 0,010 (0,000) 0,015 (0,000) 0,026 (0,000) 1 Sportliche Betätigung (12) -0,063 (0,000) 0,232 (0,000) 0,146 (0,000) 0,041 (0,000) 0,067 (0,000) 0,116 (0,000) 0,118 (0,000) 0,079 (0,000) -0,014 (0,000) 0,128 (0,000) 0,043 (0,000) 1 Body-Mass-Index (13) -0,0010,068-0,028-0,0460,039 -0,006 0,022 0,007 -0,0120,079-0,0080,0791 (0,603) (0,000) (0,000) (0,000) (0,000) (0,035) (0,000) (0,013) (0,000) (0,000) (0,005) (0,000) Quelle: SOEP 2003-2011; eigene Berechnungen, gerundet. Anmerkungen: Signifikanzen in Klammern.
Gesundheitliche Ungleichheit im Vorsorgestatus Neugeborener 88