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Geschlechterungleichheit lässt sich aus dem Blickwinkel von selbstbewerteter Lebenszufriedenheit über den gesamten standardisierten Lebenslauf betrachten. Die abgefragte Lebenszufriedenheit ist ein mittlerweile gut verstandenes, oft verwendetes Konzept und wird hier als Output-Maßstab angewandt. Es wird analysiert, ob die über das Lebensalter kalkulierte Lebenszufriedenheit für Männer und Frauen in Deutschland unterschiedlich ausfällt. Auch kann es Bewegungen im Laufe der Zeit, regionale Varianzen oder unterschiedliche Muster in Abhängigkeit vom Alter geben. Dabei finden sich in der Analyse von 30 Jahren repräsentativem sozialwissenschaftlichen Befragungsmaterials nur wenige Beweise für Geschlechterungleichheit im subjektiven Wohlbefinden der Befragten. Dennoch gibt es überraschende Divergenzen in gewissen Altersgruppen.

Im Diskurs über Lebenszufriedenheit oder subjektives Wohlbefinden ist „Geschlecht“ eine Standardkategorie, wenn auch eher unterstützender Natur. In den für gewöhnlich benutzten Regressionsanalysen, die das subjektive Wohlbefinden erklären, ist Geschlecht nur eine weitere Variable neben wichtigen Einflüssen wie Alter, Einkommen, Bildung, Familienstatus etc. Da Frauen und Männer sich in den meisten dieser Dimensionen unterscheiden, verwundert es nicht, dass die Geschlechtsvariable häufig ohne signifikanten Einfluss ist oder in beide Richtungen ausschlägt, also keine klare Tendenz erkennbar ist. Beispielsweise wurde in einer ersten Metastudie zu empirischen Analysen des subjektiven Wohlbefindens ein höherer Wert bei Männern festgestellt,1 doch zeigte sich nur einige Jahre später in einem anderen Übersichtsbericht ein gegenteiliges Ergebnis.2 Ein aktuellerer Handbucheintrag über Geschlecht und Wohlbefinden stellte fest, dass zu viele dieser Faktoren von der speziellen persönlichen Situation und den Forschungsmethoden abhängig seien, und dass es daher keine solide Begründung dafür gäbe, dass ein Geschlecht glücklicher sei als das andere.3

Im Gegensatz zu dieser opaken Situation findet sich eine umfassende Literatur zu gesellschaftlicher Geschlechterungleichheit, in der Frauen konstant als die negativ Betroffenen analysiert werden, insbesondere im Arbeits-markt.4 Die Validität der hier zitierten Angaben soll nicht bestritten werden. Da aber unsicher ist, welche der die beiden Bevölkerungsgruppen unterscheidenden Faktoren selbst gewählt und welche erzwungen sind, sollte die Summe aller Einflüsse gemessen werden. Diese Vorstellung entstammt der Fairnessdiskussion in der Ökonomie, in der Bündel von Gütern und Dienstleistungen dann als fair verteilt angesehen werden, wenn kein Neid zwischen den verschiedenen Parteien existiert.5 Wenn die Verteilung des subjektiven Wohlbefindens bei beiden Geschlechtern sehr ähnlich wäre, würden wir dies als Zeichen für das Nicht-Vorhandensein von Neid bewerten. Die Konzentration auf das Resultat steht in einer Linie mit Politikwissenschaftlern, die argumentieren, dass selbst wenn der Input als nicht legitim empfunden würde, das Vorhandensein von Output-Legitimität – die Zufriedenheit mit dem Resultat der Prozesse – oft genug sei, um eine gewisse Akzeptanz der Situation zu kreieren.6

Um diesem Pfad zu folgen, muss die erste methodische Entscheidung lauten, dass Input-Unterschiede auszublenden sind und nur das gemessene subjektive Wohlbefinden für diesen Ansatz herangezogen wird. Da es um die gesamte Lebenszeit geht, müssen jährliche Angaben addiert und daraus ein Mittelwert gebildet werden. Allerdings haben Männer und Frauen unterschiedliche Sterblichkeitsraten im Alter, und subjektives Wohlbefinden und Alter sind nicht-linear korreliert. Um die beiden Geschlechter sinnvoll vergleichen zu können wird hier die durchschnittliche Lebenszeitspanne, die Männer und Frauen teilen, zugrunde gelegt. Aber hier stellt sich gleich eine neue Entscheidungssituation: Im deutschen Beispiel sehen wir eine steigende Lebenserwartung und sich unterscheidende Daten in Ost und West. Da wir das Deutsche Sozio-Ökonomische Panel (GSOEP) benutzen, startet unsere erste Befragungswelle 1984 mit damals ausschließlich westdeutschen Männern (durchschnittliche Lebenserwartung: 71,9 Jahre) und Frauen (durchschnittliche Lebenserwartung 77,97 Jahre, kalkuliert von Geburt an).7 Im Jahr 2014, dem letzten Jahr der genutzten Datenerhebung, war die durchschnittliche Lebenserwartung höher: West und Ost kombiniert ergeben 78,43 Jahre bei Männern und 83,35 Jahre bei Frauen.8 Um Vergleiche zwischen den Geschlechtern und dem Alter sowie von Perioden zu ermöglichen, setzen wir auf eine einheitliche Zeitspanne von 75 Jahren. Dies ist der durchschnittliche Wert für Männer in unserer Zeitspanne und könnte als Benchmark für internationale Vergleiche und weitere Berechnungen genutzt werden.

Die eigenständige Befragung eines Haushaltsmitglieds durch das GSOEP beginnt mit dem Alter von 17 Jahren. Demzufolge basiert unser Vergleich des subjektiven Wohlbefindens auf der Zeitspanne von 17 bis 75 Jahren, wobei jedem Jahr die gleiche Gewichtung zugeordnet wird. Der Vergleich folgt einem simplifizierten Ansatz zur Berechnung der Lebensspanne von Ausrüstungsgegenständen (one hoss shay), der annimmt, dass etwas dauerhaft gut funktioniert und dann am Ende einer Periode regelhaft funktionsunfähig wird.9 Diese Annahme ist nicht auf materielle Gegenstände beschränkt. Beispielsweise wurde sie auch von Gary Becker verwendet, als er die Investitionsraten in Humankapital berechnete.10

Nachstehend zeigen wir die Nützlichkeit dieses standardisierten, Output-orientierten Ansatzes durch die Beantwortung von vier grundlegenden Fragen:

  1. Ist das subjektive Wohlbefinden für Männer und Frauen unterschiedlich?
  2. Gibt es darin Bewegungen im Laufe der Zeit?
  3. Existieren bei der Altersstandardisierung regionale Varianzen?
  4. Unterscheiden sich die Muster von Männern und Frauen in Abhängigkeit vom Lebensalter?

Um diese Fragen zu beantworten, nutzen wir die individuellen Antworten auf die Frage, wie zufrieden ein Individuum mit dem eigenen Leben im Allgemeinen ist. Im GSOEP-Dataset wird dies anhand der Frage „Wie zufrieden sind sie gegenwärtig, alles in allem, mit ihrem Leben?“ erforscht, wobei eine Skala von 0 (sehr unzufrieden) bis 10 (sehr zufrieden) verwendet wird.

Empirische Resultate

Die erste Frage ist schnell beantwortet: Für die komplette Zeitspanne von 1984 bis 2014 existiert nur ein minimaler Unterschied. Männer bewerten die Frage nach Lebenszufriedenheit auf der Skala von 0 bis 10 durchschnittlich mit 7,083 (279 907 Fälle), und Frauen mit 7,096 (294 567 Fälle). Zusammengefasst über drei Jahrzehnte geben Männer und Frauen also praktisch das gleiche Level an Lebenszufriedenheit zu Protokoll.

Allerdings zeigt sich im Zeitverlauf Bewegung. Tabelle 1 dokumentiert die jährlichen Unterschiede. Spalte 5 zeigt zum einfachen Vergleich die Fälle, in denen das männliche subjektive Wohlbefinden über dem subjektiven Wohlbefinden von Frauen liegt (+) und umgekehrt (-). Bis zur Mitte der 1990er Jahre hatten Männer einen leichten Vorsprung in der Lebenszufriedenheit, und danach zeigten Frauen einen höheren Durchschnitt. Die Unterscheidungen sind jedoch stets sehr gering.

Tabelle 1
Durchschnitt der Lebenszufriedenheit auf einer Skala von 0 bis 10
(1) (2) (3) (4) (5)
Jahr Männer N Frauen N M > F
1984 7,425 5 872 7,447 5 960 -
1985 7,251 5 384 7,234 5 409 +
1986 7,294 5 199 7,270 5 170 +
1987 7,183 5 135 7,105 5 093 +
1988 7,099 4 922 7,094 4 879 +
1989 7,136 4 753 7,080 4 758 +
1990 7,090 6 820 7,034 6 921 +
1991 6,974 6 689 6,932 6 786 +
1992 6,952 6 572 6,901 6 727 +
1993 6,882 6 498 6,897 6 664 -
1994 6,880 6 562 6,848 6 815 +
1995 6,919 6 721 6,893 6 987 +
1996 6,883 6 609 6,931 6 855 -
1997 6,779 6 514 6,809 6 695 -
1998 6,941 7 199 6,976 7 380 +
1999 6,975 6 908 6,988 7 083 -
2000 7,085 12 022 7,115 12 394 -
2001 7,094 10 793 7,136 11 199 -
2002 7,049 11 730 7,074 11 969 -
2003 6,948 10 981 6,999 11 307 -
2004 6,813 10 706 6,815 11 034 -
2005 6,935 10 241 6,982 10 627 -
2006 6,917 10 921 6,931 11 418 -
2007 6,947 10 156 6,985 10 699 -
2008 7,000 9 536 7,006 10 026 -
2009 6,949 10 214 7,020 10 689 -
2010 7,247 12 877 7,284 14 465 -
2011 7,188 13 678 7,212 15 625 -
2012 7,208 13 277 7,215 15 227 -
2013 7,328 15 272 7,331 17 185 -
2014 7,262 13 457 7,262 15 116 -

Quelle: GSOEP, Version 31, SOEP, 2016, DOI: 10.5684/soepv31; eigene Berechnung.

Auch muss man mit der Interpretation bei dem zeitlichen Verlauf vorsichtig sein. So zeigt die Tabelle 1 auch, dass die Zahl der Beantwortungen im Verlauf der Jahre variiert. Die GSOEP-Studie basiert auf Haushalten, und obwohl neu hinzukommende Haushaltsmitglieder genauso wie Auszüge daraus grundsätzlich aufgenommen bzw. weiter verfolgt werden, hat jede Panelstudie mit wegfallenden Befragten zu kämpfen („Panelmortalität“). Daher wurden von den Organisatoren diverse zusätzliche Auffrischungssamples über die betrachtete Zeitspanne hinweg hinzugefügt. Auch gab es nach der Wiedervereinigung eine Ausdehnung auf Ostdeutschland. Zusätzlich wurde die Befragung noch um einige Spezialsamples erweitert, beispielsweise um eines für einkommensstarke Gruppen.

Obwohl einige gut erklärbare Muster im Zeitverlauf zu erkennen sind (beispielsweise korrespondiert die Abnahme des subjektiven Wohlbefindens in den 1990er Jahren mit der Osterweiterung und der hohen Arbeitslosigkeit dort), sind andere Bewegungen eher mit der Änderung der Methode zu erklären. Der starke Anstieg von 2009 bis 2012 scheint mehr hausgemacht, hervorgerufen durch die Einbeziehung des FiD-Subsamples (Familien in Deutschland) mit eigenen Charakteristiken.11 Die Antwort auf Frage 2 lautet also, dass es Belege für einen gewissen Wandel im Zeitverlauf gibt, wobei sich zunächst Männer dann Frauen besser stellten, obwohl dieser Wandel zwischen den Geschlechtern gering ausfällt.

Regional beobachten wir etwas größere Unterschiede. Hier beschränken wir die Analyse auf die letzten fünf Jahre, um Problemen durch die Wiedervereinigung und den dadurch teilweise sehr hohen Arbeitslosenzahlen in Ost-Deutschland zu umgehen. Tabelle 2 zeigt, dass in den 16 Bundesländern sechsmal höhere Werte für Männer auftreten, während dies in den anderen für Frauen gilt (Spalte 5). Im Allgemeinen sind geringere Werte in den Neuen Bundesländern zu beobachten – Brandenburg, Mecklenburg-Vorpommern, Sachsen, Sachsen-Anhalt, Thüringen – sowie dem einzigen Ost-West-gemischten Bundesland Berlin, dort aber jeweils für beide Geschlechter. Frage 3 ist damit positiv zu beantworten, der altersstandardisierte Vergleich ergibt in der Tat regionale Differenzen. In Bezug auf die Geschlechterunterschiede zeigen aber bei den sonst oft signifikanten Kategorien weder „Ost/West“ noch „Stadtstaat/Flächenstaat“ unterscheidbare Muster.

Tabelle 2
Durchschnitt der Lebenszufriedenheit nach Bundesländern auf einer Skala von 0 bis 10
(1) (2) (3) (4) (5)
Männer N Frauen N M > F
Schleswig-Holstein 7,424 2 336 7,451 2 697 -
Hamburg 7,601 1 110 7,521 1 284 +
Niedersachsen 7,387 6 502 7,364 7 293 +
Bremen 7,256 496 7,263 593 -
Nordrhein-Westfalen 7,323 14 231 7,351 16 124 -
Hessen 7,302 5 001 7,345 5 607 -
Rheinland-Pfalz 7,334 3 244 7,399 3 720 -
Baden-Württemberg 7,353 8 508 7,357 9 513 -
Bayern 7,358 10 941 7,333 12 498 +
Saarland 7,172 624 7,131 721 +
Berlin 6,972 2 492 7,073 2 905 -
Brandenburg 6,814 2 517 6,799 2 921 +
Mecklenburg- Vorpommern 6,970 1 439 6,979 1 703 -
Sachsen 6,942 4 232 6,998 4 504 -
Sachsen-Anhalt 6,848 2 424 6,883 2 770 -
Thüringen 6,993 2 464 6,958 2 765 +

Quelle: GSOEP, Version 31, SOEP, 2016, DOI: 10.5684/soepv31; eigene Berechnung.

Man kann die auf standardisierten Altersangaben beruhende Tabelle 2 noch mit dem „Glücksatlas“, der ebenfalls auf dem GSOEP und der gewählten Zeitspanne basiert, vergleichen.12 Auch dabei wird methodisch aufsummiert, allerdings auf eine Altersstandardisierung verzichtet. Im Glücksatlas 2014 ergab das Ranking z. B. den Top-Platz für Schleswig-Holstein (7,30) und den zweiten für Hamburg (7,18). In unserer altersbereinigten Kalkulation für beinahe denselben Zeitraum sehen wir eine klar entgegengesetzte Position und zwar für beide Geschlechter. Es wird deutlich: durch die hohe Relevanz des Alters für das subjektive Wohlbefinden (vgl. dazu auch Abbildung 1) kann die Vernachlässigung einer realiter unterschiedlichen Altersverteilung zu Missinterpretationen in räumlichen Vergleichen führen.

Schließlich interessiert uns noch die Lebensaltersverteilung. Für die gesamte Periode von 1984 bis 2014 gibt Abbildung 1 die Verläufe für beide Geschlechter wieder. Bei erster Betrachtung zeigt sich die in der Literatur vielbeschriebene typische U-Form. Es ist anzumerken, dass dieses Ergebnis direkt aus den Rohdaten stammt und daher kein methodologisches Artefakt ist, das durch unangemessene Kontrollvariablen bei Regressionen erzeugt wird. Ein solcher Einwand wurde von Blanchflower und Oswald sowie Glenn diskutiert.13 Der Alterseffekt beim subjektiven Wohlbefinden hat generell einige Aufmerksamkeit erfahren, vor allem welche Rolle Lebensstilveränderungen im Vergleich zu Kohorteneffekten zukommen.14

Abbildung 1
Durchschnittliche Lebenszufriedenheit nach Alter und Geschlecht
Durchschnittliche Lebenszufriedenheit nach Alter und Geschlecht

Quelle: GSOEP, Version 31, SOEP, 2016, DOI: 10.5684/soepv31; eigene Berechnung.

In Bezug auf Unterschieden nach dem Geschlecht kann beobachtet werden, dass am Anfang junge Männer im Vergleich einen höheren Wert aufweisen: Das Leben scheint für junge Mädchen unter 20 etwas weniger zufriedenstellend zu sein (obwohl für beide Geschlechter die Werte dort vergleichsweise hoch sind). Dann ändert sich das Bild: Von 20 bis etwa 43 Jahren haben Frauen klar höhere Werte für das subjektive Wohlbefinden. Dann folgt eine Periode von nicht wahrnehmbaren Unterschieden: Beide Geschlechter geben sehr ähnliche durchschnittliche Antworten. Doch nach 55 Jahren führen Frauen wieder etwas, und danach Männer. Wie die Abbildung 1 zeigt, ist der Unterschied im späteren Verlauf der betrachteten letzten zehn Lebensjahre besonders hoch. Frage 4 lässt sich somit ebenfalls eindeutig bejahen, die Muster von Männern und Frauen unterscheiden sich in Abhängigkeit vom Lebensalter phasenweise.

Ergebnisse zum subjektiven Wohlbefinden in der Diskussion

Das erste interessante Ergebnis ist, dass sich das subjektive Wohlbefinden von Männern und Frauen in Deutschland über die letzten drei Jahrzehnte sehr ähnlich, praktisch identisch, darstellt. Die nicht zu leugnende Arbeitsmarktdiskriminierung von Frauen scheint sich nicht in ge-nerell niedrigerer Lebenszufriedenheit niederzuschlagen. Als mögliche Erklärung für das „Paradox der zufriedenen weiblichen Arbeiterinnen“15 weisen wir auf die interessante Position von Robert H. Frank hin. Diese besagt, dass bei der Berufswahl nicht nur das Einkommen, sondern auch das soziale Prestige zur Attraktivität einer Position beiträgt und dass, in empirischen Experimenten, Frauen letzteres höher bewerten als Männer.16 Die Arbeit einer Krankenschwester mag beispielsweise eine vergleichsweise niedrig bezahlte Beschäftigung sein, ist zugleich aber mit einem hohen sozialen Ansehen verbunden. Im Kontrast dazu mag der Manager einer Einzelhandelsfiliale mehr verdienen, dies ist jedoch zugleich mit einem niedrigeren sozialen Prestige verbunden. Aus einer Perspektive der ökonomischen Fairness kann das finanzielle und emotionale Paket einer überwiegend weiblichen Anstellung wie die der Krankenschwester und das des überwiegend männlich beschäftigten Einzelhandelskaufmanns beinahe gleich bewertet werden, jedoch sind die damit verbundenen Präferenzen der Geschlechter unterschiedlich.

Dennoch sehen wir in Bezug auf unsere zweite Frage eine gewisse Entwicklung im Laufe der Zeit, in der die Frauen relativ gewinnen. Dies mag am besten durch die Beobachtung erklärt werden, dass die geschlechtsspezifischen Lohnunterschiede in den meisten westlichen Ländern (und ebenfalls in Deutschland) zunehmend nivelliert werden, was vor allem durch Humankapital-Entwicklungen erklärt werden kann.17 Verbesserungen in der Geschlechtergleichstellung nützen Frauen grundsätzlich mehr als Männern.18

Die Beobachtung des Zuwachses des subjektiven Wohlbefindens für Frauen im Zeitverlauf scheint die vieldiskutierte Position zu konterkarieren, in der Frauen eine relative Abnahme von Lebenszufriedenheit attestiert wird.19 Doch zeigen sich bei näherer Betrachtung relevante Unterschiede in den gewählten Ansätzen.

  1. Erstens behandelt die Untersuchung von Stevenson und Wolfers vornehmlich die Situation in den USA, und wenn andere Länder genannt werden, wird z. B. (West-)Deutschland als Ausnahme angemerkt.
  2. Zweitens sind die untersuchten Perioden unterschiedlich und nur partiell deckungsgleich. Die beobachtete Abnahme der Lebenszufriedenheit in den USA ist überwiegend ein Phänomen der 1970er Jahre, während die GSOEP-Analyse erst 1984 beginnt, dafür aber weiter in die aktuelle Zeit reicht.
  3. Drittens hat sich die Lebenserwartung in den USA in den 1970er Jahren stark erhöht,20 und hierdurch den Wert des subjektiven Wohlbefindens beeinflusst.

Dies erschwert die Analyse von generalisierenden zeitlichen Trends ungemein. In unserem Ansatz haben wir die Altersverteilung standardisiert, nicht zuletzt um auch unabhängig von der Veränderung der Lebenserwartung zu sein.

Eine nähere Betrachtung der Altersverteilung ermöglicht Einblicke in eine weitere interessante Dimension: Die zwei quantitativ hervorstechendsten Lücken sind die höheren Werte bei Frauen in ihren 1920er und 1930er Jahren sowie bei Männern in der Gruppe ab 65 Jahren. Sich wieder der Argumentation von Frank zuwendend könnte man annehmen, dass die Position der hier oft beobachtbaren Familienversorgerin eine Position mit hohem sozialen Ansehen war, ob diese nun jenseits oder zusätzlich zum „normalen“ Arbeitsmarkt geschah.21 In diesem Rahmen ist Deutschland immer noch ein konservatives Land, nicht nur mit einem hohen Ansehen für Mutterschaft, sondern auch in Verbindung mit einer gewissen Präferenz für Familienfrauen, besonders im quantitativ dominierenden westlichen Teil.22 Ein gutes empirisches Beispiel hierfür ist die niedrige Quote an Vollzeitbeschäftigung bei selbständigen Frauen in Deutschland mit Familien, also einer Gruppe, die ihre Arbeitszeit tatsächlich weitgehend wählen kann.23

Kinder und Lebenszufriedenheit

Der positive Einfluss von eigenen Kindern auf die Psyche wurde bereits von Durkheim in einer klassischen soziologischen Studie zu Selbstmorden beobachtet, wo er einen positiven Einfluss der Ehe für Männer beobachtete, auch wenn keine Kinder anwesend waren, während dies für Frauen in einer Ehe ohne Kinder nicht gegeben war.24 Wir überprüften diese Annahme, indem wir das subjektive Wohlbefinden für Männer und Frauen zwischen 20 und 40 Jahren einmal mit und einmal ohne Kinder im Haushalt verglichen. Überraschenderweise ist die durchschnittliche Lebenszufriedenheit von Männern und Frauen mit Kindern im Haushalt ziemlich ähnlich, während in einem Haushalt ohne Kinder Frauen höhere Werte des subjektiven Wohlbefindens aufweisen.

Daher ist Durkheims damalige Beobachtung in unserem Fall nicht anwendbar. Es gilt das genaue Gegenteil: Es sind die relativ zufriedenen jüngeren kinderlosen Frauen, die die dort beobachtbaren Wohlbefindensunterschiede erklären. Es scheint, als hätten zumindest einige deutsche Frauen ihre „Feminine Mystique“25 gelesen und daraus die richtigen Schlüsse gezogen, zumindest, wenn man das subjektive Wohlbefinden als Maßstab nimmt. Heutzutage, so deuten unsere Daten an, leiden jüngere Männer am Nicht-Vorhandensein von Kindern (durchschnittliche Lebenszufriedenheit: 7,072) und nicht Frauen (durchschnittliche Lebenszufriedenheit: 7,217) im Gegensatz zu den sehr ähnlichen durchschnittlichen Raten für Familienkonstellationen in derselben Alterskohorte mit Kindern (Männer: 7,182, Frauen: 7,186).

Lebenszufriedenheit im späteren Alter

Schließlich sehen wir noch im Vergleich niedrigere Werte für Frauen im späteren Alter. Dies lässt drei mögliche Erklärungen zu:

  1. Erstens sind in dieser Kohorte relativ viele Menschen verheiratet. (Haus-)Frauen haben nun aber einen Mann ständig zu Hause.
  2. Zweitens sind zunehmend viele Frauen verwitwet. Es ist die zweithäufigste Statuskategorie nach „Verheiratet“, und dies hat einen dominanten Einfluss auf das emotionale Verhalten und die finanzielle Situation von Frauen in diesem Alter, besonders, wenn man die oftmals niedrige Rente alleinstehender Frauen berücksichtigt.
  3. Drittens wird die Gesundheit in dieser Altersgruppe immer mehr zum Thema, und Frauen haben ein erhöhtes Bewusstsein dafür.26

Im GSOEP bejahen tatsächlich mehr ältere Frauen als Männer nicht gesund zu sein (hier definiert als bei schlechter oder sehr schlechter Gesundheit zu sein) und dieses Bewusstsein hat einen substanziellen negativen Einfluss auf die Lebenszufriedenheit.27

Kann man noch etwas zu den anderen Einflüssen aussagen? In unserem Datensatz und für diese Altersgruppe sind es die verheirateten Männer, die eine etwas höhere Lebenszufriedenheit als verheiratete Frauen haben, und verwitwete Frauen geben dagegen ein leicht erhöhtes subjektives Wohlbefinden als Männer dieser Kategorie zu Protokoll. Dies ist wieder doppelt unerwartet, wenn man die populäre Wahrnehmung bedenkt, dass einmal Frauen emotional und finanziell durch das Verscheiden des Ehegatten besonders verlieren, und dass rentenbeziehende Männer Schwierigkeiten haben, sich an die neue Situation anzupassen.

Subjektives Wohlbefinden von Männern und Frauen fast identisch

Zusammenfassend lässt sich feststellen, dass das subjektive Wohlbefinden von Männern und Frauen im Deutschland von heute praktisch identisch ist, wenn ein altersstandardisierter Lebensverlauf angesetzt wird. Dieser Ansatz führt zu etwas anderen Werten und Hierarchien, wenn das subjektive Wohlbefinden nach Regionen getrennt untersucht werden soll. Zudem können im Vergleich zu multivariaten Analysen, in denen für zahlreiche Dimensionen statistisch kontrolliert wird, mit dieser Methode verschiedene geschlechtsspezifische Besonderheiten zielgenauer erfasst werden. Dies trifft besonders auf die Familiensituation zu: Überraschenderweise haben die jüngeren kinderlosen Männer und die älteren verheirateten Frauen im jeweiligen Vergleich zum anderen Geschlecht die niedrigeren Werte im subjektiven Wohlbefinden.

Weitere Arbeiten auf dieser methodischen Grundlage könnten zum einen internationale Vergleiche beinhalten, um zu überprüfen, ob diese Resultate universell sind oder speziell auf Deutschland zutreffen. Und zum anderen könnte der altersbereinigte Lebenslauf-Ansatz benutzt werden, um auch die Situation von relevanten Kategorien außerhalb der Geschlechterdimension zu vergleichen, also etwa die von verschiedenen sozio-ökonomischen oder herkunftsethnischen Gruppen.

  • 1 M. J. Haring, W. A. Stock, M. A. Okun: A research synthesis of gender and social class as correlates of subjective well-being, in: Human Relations, 37. Jg. (1984), H. 8, S. 645-657.
  • 2 W. Wood, N. Rhodes, M. Whelan: Sex differences in positive wellbeing: A consideration of emotional style and marital status, American Psychological Association, 1989.
  • 3 R. Lalive, M. Manai, A. Stutzer: Gender Differences in Well-Being and Equal Rights, in: A. C. Michalos (Hrsg.): Encyclopedia of quality of life and well-being research, Dordrecht 2014, S. 2420-2424.
  • 4 Für aktuelle Statistiken zur Gender Wage Gap vgl. https://data.oecd.org/earnwage/gender-wage-gap.htm (8.4.2019).
  • 5 W. J. Baumol: Applied fairness theory and rationing policy, in: American Economic Review, 72. Jg. (1982), H. 4, S. 639-651.
  • 6 F. W. Scharpf: Problem-solving Effectiveness and Democratic Accountability in the EU, MPIfG working paper, Nr. 03/1, 2003.
  • 7 Vgl. Sozio-oekonomisches Panel, https://www.diw.de/soep (8.4.2019).
  • 8 Siehe für Daten zur Lebenserwartung in West- und Ostdeutschland, http://www.lebenserwartung.info/index-Dateien/ledeu.htm (8.4.2019).
  • 9 B. M. Fraumeni: The measurement of depreciation in the US national income and product accounts, in: Survey of Current Business, 77. Jg. (1997), H. 7, S. 7-23.
  • 10 G. Becker: Human Capital, Chicago 1994, S. 110.
  • 11 M. Schröder, R. Siegers, C. K. Spieß: Familien in Deutschland – FiD, in: Schmollers Jahrbuch, 133. Jg. (2013), H. 4, S. 595-606.
  • 12 Glücksatlas, http://www.dpdhl.com/de/presse/specials/gluecksatlas_deutschland_2014/gluecksatlas_2014_zusammenfassung_der_ergebnisse.htm (25.2.2019).
  • 13 D. G. Blanchflower, A. J. Oswald: Is well-being U-shaped over the lifecycle?, in: Social science & medicine, 66. Jg. (2008), H. 8, S. 1733-1749; N. Glenn: Is the apparent U-shape of well-being over the life course a result of inappropriate use of control variables? A commentary on Blanchflower and Oswald, in: Social science & medicine, 69. Jg. (2009), H. 4. S. 481-485.
  • 14 Für weiterführende Darstellungen zu dieser Debatte vgl. A. E. Clark: Born To Be Mild? Cohort Effects Don’t (Fully) Explain Why Well-Being Is U-Shaped in Age, IZA Discussion Paper, Nr. 3170, 2007; A. T. Piper: Sliding down the U-shape? A dynamic panel investigation of the age-well-being relationship, focusing on young adults, in: Social science & medicine, 143. Jg. (2015), H. C, S. 54-61.
  • 15 Vgl. dazu A. E. Clark: Job satisfaction and gender: why are women so happy at work?, in: Labour economics, 4. Jg. (1997), H. 4, S. 341-372.
  • 16 R. H. Frank: What Price the Moral High Ground?: How to Succeed without Selling Your Soul, Princeton 2014.
  • 17 C. Olivetti, B. Petrongolo: The evolution of gender gaps in industrialized countries, in: Annual Review of Economics, 8. Jg. (2016), S. 405-434.
  • 18 C. Bjørnskov, A. Dreher, J. A. V. Fischer: On gender inequality and life satisfaction: Does discrimination matter?, SSE/EFI Working Paper Series in Economics and Finance, Nr. 657, 2007.
  • 19 B. Stevenson, J. Wolfers: The Paradox of Declining Female Happiness, in: American Economic Journal: Economic Policy, 1. Jg. (2009), H. 2, S. 190-225.
  • 20 World Bank: Life expectancy at birth, female, https://data.worldbank.org/indicator/SP.DYN.LE00.FE.IN?locations=US (25.2.2019).
  • 21 C. Hakim: Work-lifestyle choices in the 21st century: Preference theory, Oxford 2000.
  • 22 B. Pfau-Effinger, M. Smidt: Differences in Women’s Employment Patterns and Family Policies: Eastern and Western Germany, Community, in: Work & Family, 14. Jg. (2011), H. 2, S. 217-232.
  • 23 I. Ebbers, A. Piper: Satisfactions comparisons: women with families, full-time and part-time self-employed, in: International Journal of Gender and Entrepreneurship, 9. Jg. (2018), H. 2, S. 171-187.
  • 24 E. Durkheim: Suicide: A study in sociology (J. A. Spaulding & G. Simpson, trans.), Glencoe IL 1951 (Original work published 1897).
  • 25 B. Friedan: The feminine mystique, New York 1963.
  • 26 W. H. Courtenay: Constructions of masculinity and their influence on men’s well-being: a theory of gender and health, in: Social science & medicine, 50. Jg. (2000), H. 10, S. 1385-1401.
  • 27 P. Downward, P. Dawson: Is it pleasure or health from leisure that we benefit from most? An analysis of well-being alternatives and implications or policy, in: Social Indicators Research, 126. Jg. (2016), H. 1, S. 443-465.

Title: Gender (In)equality and the Life Course

Abstract: This article considers gender inequality through the prism of reported life satisfaction over the whole life cycle. Life satisfaction, an individuals’ global evaluation of their life, is a well­understood, oft­investigated concept that can be considered an output measure. The authors are thereby answering four basic questions: (1) Is subjective well­being (SWB) for men and women significantly different? (2) Do we see gender difference movements over time? (3) Are there regional variances? (4) Are there different patterns by age? Overall, using thirty years of representative German data, the authors find little evidence of gender inequality in SWB. But there are surprising disparities in certain age classes. This simple, unconditional, age neutralised analysis offers a different perspective to the more typical econometric analyses and has wider applications, for example considering other issues of inequality and inter­group comparisons.

JEL Classification: I31, J16


DOI: 10.1007/s10273-019-2443-7

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