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Zeitschrift für Soziologie, Jg. 22, Heft 6, Dezember 1993, S. 433-448

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Armut im Alter? Ergebnisse der Berliner Altersstudie zur Einkommenslage alter und sehr alter Menschen Andreas Motel, Michael Wagner Max-Planck-Institut für Bildungsforschung, Lentzeallee 94, D-14195 Berlin Z u sa m m en fa ssu n g : Die materielle Absicherung alter Menschen zu gewährleisten, ist eines der zentralen sozial­ politischen Ziele, gerade bei einer zunehmenden Alterung der Bevölkerung. Inwieweit sind alte und sehr alte Men­ schen von Armut betroffen? Ermöglicht das Alterssicherungssystem den Alten die Aufrechterhaltung eines ausrei­ chenden Lebensstandards? Im theoretischen Teil der Studie werden Armuts- und Einkommenskonzepte diskutiert. Die empirische Untersuchung basiert auf einer Stichprobe von über 70jährigen Personen in West-Berlin, die im Rahmen der Berliner Altersstudie gewonnen wurde. Erstens wird gezeigt, daß alte Menschen in Berlin insgesamt nur in geringem Maß von Armut betroffen sind. Zweitens wird jedoch belegt, daß die finanzielle Lage der über 70jährigen sehr unterschiedlich ist. So sind insbesondere über 85jährige Frauen und Heimbewohner von einem be­ trächtlichen Armutsrisiko betroffen. Die Ergebnisse einer Regressionsanalyse auf die Wohlfahrtslage alter Men­ schen verdeutlichen, daß die Verwitwung nicht mit einer Verschlechterung der Einkommenslage einhergeht. Viel­ mehr verfügen die Verwitweten beider Geschlechter über höhere finanzielle Ressourcen als die Verheirateten. Merkmale des Erwerbs Verlaufs erweisen sich als zentrale Prädiktoren der materiellen Lage im Alter. Unterschiede in den Wohlfahrtspositionen alter und sehr alter Frauen werden plausibel, wenn man berücksichtigt, daß Erwerbs­ verläufe kohortenspezifisch verlaufen sind.

1. Problem1

Zum einen belegt die Armutsforschung am Ende der 80er Jahre, daß alte Menschen - im Gegensatz Es gehört zu den zentralen Zielen der wohlfahrts­ zur unmittelbaren Nachkriegszeit (vgl. Münke staatlichen Sozialpolitik in der Bundesrepublik, al­ 1956) - nur unterdurchschnittlich von Armut be­ ten Menschen ein Einkommen zu sichern, mit dem troffen sind (Hauser/Semrau 1989). Mehrere Stu­ der vor dem Rentenübergang erreichte Lebens­ dien verweisen darauf, daß sich Armut seit Mitte standard aufrechterhalten werden kann, und das der 70er Jahre zunehmend bei jüngeren Men­ dazu verhilft, die negativen Auswirkungen des Al­ schen, alleinerziehenden Müttern und Langzeitar­ terns zu bewältigen. Je nachdem, welche Verglei­ beitslosen konzentriert (Geißler 1980, Balsen et che gezogen werden, kommt man jedoch zu unter­ al. 1985), sei es, weil Arbeits- und Wohnungsmarkt schiedlichen Einschätzungen darüber, inwieweit versagen, sei es aufgrund von Lücken im Sozial­ alte Menschen gegenwärtig in einer ausreichenden versicherungssystem (Honneth 1993). Wohlfahrtsposition leben.11* Zum anderen wird jedoch - trotz einer noch unge­ nügenden Datenlage (vgl. BMFUS o J .) - festge­ stellt: „Altersarmut bleibt ein brennendes Pro­ 1 Die Berliner Altersstudie (BASE) ist ein Projekt der blem, auch wenn erfreulicherweise ihr Ausmaß zu­ Arbeitsgruppe „Altern und gesellschaftliche Ent­ rückgegangen ist“ (Pfaff 1992: 440). Die Verteiwicklung“ (AGE) der Akademie der Wissenschaften zu Berlin (i.L.). Die Arbeitsgruppe führt die Berli­ ner Altersstudie in Kooperation mit der Freien Uni­ versität Berlin und dem Max-Planck-Institut für Bil­ dungsforschung, Berlin, durch. Finanziell gefördert wird die Studie vom Bundesministerium für For­ schung und Technologie (1989-1991, Förderkenn­ zeichen 13 TA Oil + 13TA011/A) und vom Bundes­ ministerium für Familie und Senioren (seit 1992). Primär verantwortlich für die Studie sind P. B. Baltes (Max- Planck-Institut für Bildungsforschung, Leiter der Forschungseinheit (FE) Psychologie) und K. U. Mayer (Max-Planck-Institut für Bildungsforschung, Leiter der FE Soziologie und Sozialpolitik), die zu­ sammen mit H. Heimchen (Freie Universität Berlin - Klinikum Rudolf Virchow, Leiter der FE Psych­ iatrie) und E. Steinhagen-Thiessen (Freie Universi-

tät Berlin - Klinikum Rudolf Virchow, Leiterin der FE Innere Medizin und Geriatrie) das Leitungsgre­ mium der Studie bilden. Das Leitungsgremium wird durch eine zentrale Projektkoordination - verant­ wortlich: R. Nuthmann - unterstützt, die sich im Max-Planck- Institut für Bildungsforschung befin­ det. Wir danken Richard Hauser (Universität Frankfurt/ M.) für sehr hilfreiche Kommentare zu einer frühe­ ren Fassung dieses Textes. Viele nützliche Hinweise bekamen wir auch von Karl Ulrich Mayer und den Mitarbeitern der Forschungseinheit Soziologie und Sozialpolitik: Reiner Gilberg, Ineke Maas und Rick Unauthenticated Settersten. Download Date | 7/15/17 11:28 AM

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lung des Armutsrisikos verläuft über die Lebensal­ ter hinweg offenbar U-förmig: Junge und alte Men­ schen sind häufiger von Armut betroffen als die mittleren Altersgruppen (Hauser/Neumann 1992: 257). Darüber hinaus weisen mehrere Studien nach, daß es Teilgruppen innerhalb der Altenbevölkerung gibt, beispielsweise Frauen und Heimbewohner, de­ ren Einkommenslage nach wie vor schlecht ist (All­ mendinger et al. 1991, Backes 1993, Caritas 1992, MinAGS 1992, Pfaff 1992, Sprensen 1992). Man kann demnach zusammenfassen: In den letz­ ten Jahrzehnten ist die Armut alter Menschen im Vergleich zu anderen Bevölkerungsgruppen zu­ rückgegangen. Sie ist indessen immer noch vor­ handen und zeigt sich insbesondere dann, wenn die sozialstrukturelle Differenzierung alter Men­ schen berücksichtigt wird. Die vorliegende Studie knüpft an Arbeiten zur So­ zialstruktur von Einkommenslagen und Armutsri­ siken im Alter an. Sie geht damit von der Annah­ me aus, daß alte Menschen nicht als eine homoge­ ne Gruppe betrachtet werden können. Im Mittel­ punkt steht dabei eine bislang stark vernachlässig­ te Frage, nämlich, inwieweit sich die Wohlfahrtsla­ ge alter und sehr alter Menschen voneinander un­ terscheidet.2 Schon aufgrund unterschiedlicher hi­ storischer Einbettungen der Erwerbsverläufe von alten und sehr alten Menschen und damit verbun­ dener variierender Erwerbszeiten, können die An­ sprüche an die Altersversorgung differieren. Ver­ mutlich gilt dieses besonders für Frauen (Pfaff 1979). Diese Altersheterogenität kann aber auch Folge spezifischer Lebensereignisse sein, wie sie beispielsweise die Verwitwung oder auch der Um­ zug in ein Heim darstellen. Schließlich ist es auch möglich, daß Altersunterschiede in der materiel­ len Lage auf eine sozial selektive Sterblichkeit zu­ rückzuführen sind. Studien aus den USA kamen jedoch zu dem Ergebnis, daß die Sterblichkeit im Alter (im Gegensatz zu jüngeren Altersgruppen) nur in geringem Ausmaß vom Einkommen ab­ hängt (Kitagawa/Hauser 1973). Es kommt hinzu, daß das deutsche Krankenversicherungssystem eine medizinische Versorgung weitgehend unab­ hängig vom Einkommen garantiert.

2. Stichprobe und Einkommenserhebung

2 In vielen sozialwissenschaftlichen Studien und selbst in der amtlichen Statistik in Deutschland wird zu­ meist eine Altersgruppierung verwendet, die als letz­ te Einheit Personen über 60, 65 oder 70 Jahre bein­ haltet (vgl. z.B . StaBA 1989,1992). Das gilt auch für internationale Vergleichsstudien, wie z.B . die Lu­ xembourg Income Study (LIS) (vgl. Smeeding 1990, Smeeding et al. 1988).

3 Die Stichprobenziehung erfolgte auf der Grundlage des Einwohnermelderegisters durch das Landesein­ wohneramt Berlin. Erste Repräsentativitätsanalysen (Baltes et al. 1993) lassen die Schlußfolgerung zu, daß es in erster Linie eine sehr schlechte gesundheit­ liche Lage ist, die alte Menschen von der Teilnahme an der Untersuchung abgehalten hat. SozioökonomiUnauthenticated sche Faktoren erwiesen sich als nicht Download Date | 7/15/17 11:28 AM signifikant.

Die vorliegende Untersuchung wurde im Rahmen der noch laufenden Berliner Altersstudie (BASE) durchgeführt. An BASE sind vier Disziplinen be­ teiligt: die Psychiatrie, die Psychologie, die Innere Medizin sowie die Soziologie. Die Ziele der For­ schungseinheit Soziologie und Sozialpolitik wer­ den ausführlich in Mayer/Wagner (1993) beschrie­ ben. Die hier verwendete Stichprobe kann als repräsen­ tativ für die in Privathaushalten und Institutionen lebenden West-Berliner im Alter über 70 Jahren gelten.3 Sie ist nach Alter und Geschlecht ge­ schichtet, so daß die sechs Altersgruppen 70-74, 75-79, 80-84, 85-89, 90-94 und 95+ annähernd gleich groß sind und gleich viele Männer und Frauen enthalten. Somit sind sehr alte Personen und Männer in der Stichprobe im Vergleich zur Grundgesamtheit überrepräsentiert. Im Rahmen von BASE wurde eine interdisziplinäre Erstbefra­ gung durchgeführt sowie von den beteiligten Diszi­ plinen jeweils eine Intensiverhebung. Die empiri­ sche Grundlage dieser Studie bilden die in der Ersterhebung erhobenen Daten von 925 Perso­ nen, die im Zeitraum zwischen Mai 1990 und April 1993 befragt wurden. Während die Stichprobe es erlaubt, auch die Ein­ kommensverhältnisse sehr alter Menschen in West-Berlin zu beleuchten, können nicht alle ent­ sprechenden Ergebnisse auf andere Regionen Deutschlands übertragen werden. Auch eigene empirische Befunde, die wir unten vorstellen wer­ den, belegen, daß die Verbreitung von Armut in der Bundesrepublik einem Land-Stadt-Gefälle un­ terliegt (StaBA 1992). Allerdings sind Einkom­ menslagen alter Menschen in West-Berlin solchen in anderen westdeutschen Großstädten weitge­ hend ähnlich. Es gibt auch keine empirische Evi­ denz dafür, daß die Zusammenhänge von sozial­ strukturellen Faktoren und dem Einkommen re­ gional variieren. Demzufolge beschreibt der größ­ te Teil unserer Ergebnisse die Einkommenslage al­ ter Menschen auch in anderen Regionen der Bun­ desrepublik.

Andreas Motel, Michael Wagner: Armut im Alter?

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In der Ersterhebung von BASE wird das verfügba­ re Nettoeinkommen der Studienteilnehmer durch die folgende Fragen erhoben: „Wie hoch sind Ihre persönlichen finanziellen Einkünfte im Monat ins­ gesamt?“ bzw. „Wie hoch sind die finanziellen Mo­ natseinkünfte des gesamten Haushalts, in dem Sie leben?“.4 Demnach wird ein Gesamteinkommen ermittelt, nicht aber Beträge einzelner Kom­ ponenten der Nettoeinkünfte (Rendtel et al. 1992). Während des Erhebungszeitraums fand eine An­ passung der Renten und Pensionen an die allge­ meine Einkommensentwicklung statt. Da diese Erhöhung jedoch nur gering war und die individu­ ellen Bestimmungsgrößen des Einkommens vom Erhebungszeitpunkt unabhängig sind, vernachläs­ sigen wir die durch die Rentenanpassung beding­ ten Probleme von Einkommensvergleichen. Jede Einkommensstudie hat das Problem, daß ein Teil der Befragten keine Angaben zum Einkom­ men machen kann oder will. In der BASE-Ersterhebung liegen von 14,9% der befragten Personen keine Informationen zum persönlichen Einkom­ men vor. 21,3% der alten Menschen, die in priva­ ten Mehrpersonenhaushalten leben, gaben ihr Haushaltseinkommen nicht an. Ein Grund für die­ se Ausfälle sind - neben der Antwortverweigerung - das Wohnen in einem Heim und eine einge­ schränkte geistige Gesundheit. Wir werden diesen Gesichtspunkt ausführlich diskutieren. Durch einen Vergleich der Einkommensangaben zwischen Erst- und Intensiverhebung, die in der Regel einige Wochen auseinanderliegen, konnte ein Maß für ihre Zuverlässigkeit gewonnen wer­ den. Die Korrelationskoeffizienten der Einkom­ mensangaben aus beiden Erhebungen betragen 0.91 (persönliches Einkommen) und 0.96 (Haus­ haltseinkommen), so daß eine hohe Reliabilität gewährleistet ist (vgl. Lienert 1961).

ob Armut nur monetäre oder auch nicht-monetäre Aspekte der Lebenslage umfassen soll, wird Ar­ mut zumeist als eine Einkommenssituation defi­ niert, in der Personen grundlegende Bedürfnisse nicht befriedigen können (vgl. Hauser/Neumann 1992, Honneth 1993, Pfaff 1992). Die Bestimmung der Bedürfnisse alter Menschen basiert auf norma­ tiven Setzungen, die beispielsweise in Leitbildern zur „Sicherung der relativen Lebensstandardposi­ tion im Alter“ zum Ausdruck kommen (Hauser/ Wagner 1992). Inwieweit der Einkommensbedarf im Alter sinkt oder steigt, ist allerdings umstritten (Mayer et al. 1992).5*Die Verteilung der Armut über gesellschaftliche Gruppen und die Höhe von Armutsquoten hängen in starkem Ausmaß davon ab, wie Armut definiert wird (Piachaud 1992, Hagenaars/van Praag 1985). Hagenaars/De Vos (1988: 212) unterscheiden drei Typen von Armuts­ definitionen: „A. Poverty is having less than an objectively de­ fined, absolute minimum. B. Poverty is having less than others in society. C. Poverty is feeling you do not have enough to get along.“ In der Bundesrepublik wird absolute Armut (Kate­ gorie A) auf den im Bundessozialhilfegesetz (BSHG) bestimmten Bereich des Sozialhilfebe­ zugs beschränkt. Empfänger dieser staatlichen Transferleistungen sind allerdings im Sinne des BSHG nicht arm, da es sich hier um „bekämpfte Armut“ handelt (Hauser/Semrau 1990). Absolute Armut ist akut und eben nicht „bekämpft“. Sie be­ steht demgemäß nur für jenen Bevölkerungsteil, der im Sinne des Bundessozialhilfegesetzes an­ spruchsberechtigt ist, diese Leistungen aber - aus welchen Gründen auch immer - nicht in Anspruch nimmt. Das gewissermaßen konkurrierende Konzept läßt sich als „relative Armut“ charakterisieren (Kate­ gorie B). Ihre Definition orientiert sich nicht an gesetzlich definierten Grenzen, sondern am gesell­ 3. Konzepte und Messungen schaftlichen Durchschnittseinkommen. Dabei wird die Nutzung verschiedener Armutsgrenzen 3.1 Armut vorgeschlagen, zumeist 40%, 50% und 60% des So allgemein Armut als gesellschaftlicher Miß­ durchschnittlichen Einkommens (vgl. StaBA1992: 483). Die Verwendung dreier Armutsgrenzen er­ stand anerkannt wird, so problematisch ist ihre scheint jedoch nur wenig sinnvoll. In der vorlie­ theoretische Bestimmung und empirische Quanti­ genden Untersuchung halten wir uns deshalb nur fizierung. Trotz einer breiten Diskussion darüber, 4 Sie werden um die Intervieweranweisung „Möglichst Netto-Einkünfte erfragen; ggf. ’Netto’ erklären. - Wenn nur Brutto- Angaben gemacht werden, bitte vermerken“ ergänzt.

--------------------5 Das Bundessozialhilfegesetz (§ 23) geht von einem Mehrbedarf alter Sozialhilfebedürftiger von 20% aus Unauthenticated (vgl. Schulte/Trenk-Hinterberger 1986). Download Date | 7/15/17 11:28 AM

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an das 50%-Niveau,6 andere Armutsgrenzen be­ trachten wir lediglich zu Vergleichszwecken (vgl. Tabelle 3). In der Bundesrepublik Deutschland wird Armut hauptsächlich auf den Aspekt des Niedrigeinkom­ mens bezogen und anhand objektiver Merkmale definiert. Untersuchungen zu subjektiven Armuts­ situationen (Kategorie C) finden sich nur selten, wir wollen im Rahmen dieser Arbeit hierauf nicht näher eingehen. 3.2 Einkommenskonzepte

Die Bestimmung relativer Armut erfordert die Festlegung eines Einkommenskonzeptes. Sowohl die amtliche wie auch die nicht-amtliche Statistik verwenden in der Regel das Nettoeinkommen als „Posttransfer/Posttax“-Einkommen. Diese Größe bietet erhebungstechnische Vorteile, da Nettoein­ kommen den meisten Befragten geläufiger sind als Bruttoeinkommen. Gleichzeitig eignen sich Netto­ einkommen zur Bestimmung ökonomischer Posi­ tionen besser als Bruttobeträge, da sie ein verfüg­ bares Einkommen abbilden (Kortmann 1988). Die wichtigsten Einkommenskonzepte sind das persönliche Einkommen, das Haushaltseinkom­ men und das persönliche Äquivalenzeinkommen. Das persönliche Einkommen wird definiert als Summe aller von einer Person bezogenen Einkom­ men, das Haushaltseinkommen als Summe der persönlichen Einkommen aller Haushaltsmitglie­ der. Mit dem Konzept des Äquivalenzeinkom­ mens wird der Blick zu den einer Person zur Verfü­ gung stehenden materiellen Ressourcen verlagert, in gesellschaftlicher und somit relativer Perspekti­ ve geht es also um Wohlfahrtspositionen. Das Äquivalenzeinkommen basiert zum einen auf der Summe erzielter Einkommen eines Haushaltes, zum anderen auf dem spezifischen Bedarf der Haushaltsmitglieder. Aufgrund der unterschiedli­ chen Lebenshaltungskosten innerhalb verschiede­ ner Haushaltstypen und dem ebenfalls unter­ schiedlichen materiellen Bedarf bestimmter Grup­ pen von Personen, wird hier nicht lediglich das Haushaltseinkommen durch die Anzahl der Haus­ haltsmitglieder dividiert, sondern ein Faktor der Bedarfsgewichtung eingeführt. 6

Die Verwendung der 40%-Grenze führt aufgrund der Größe der Stichprobe zu Fallzahlproblemen. Die Nutzung der 60%-Grenze hat zur Folge, daß die Ar­ mutsquote in hohem Maß von der Auswahl der Da­ tenbasis für die Berechnung eines mittleren Äquiva­ lenzeinkommen abhängt.

Zur Kennzeichnung der finanziellen Lage alter Menschen verwenden wir im folgenden das Äqui­ valenzeinkommen. Es hat den Vorteil, daß es von der jeweiligen konkreten Haushalts- und Lebens­ situation unabhängig ist. Wenngleich diese Überle­ gung für die Verwendung des Äquivalenzeinkom­ mens spricht, so muß man doch berücksichtigen, daß Merkmale des Erwerbsverlaufs, die sich in ei­ ner, bezogen auf das persönliche Einkommen, deutlichen Benachteiligung der Frauen im Ren­ tenalter äußern (Allmendinger et al. 1991), zugun­ sten einer höheren Bewertung aktueller Lebensla­ gen, wie dem Familienstand oder der Haushalts­ konstellation, in ihrer Bedeutung gemindert wer­ den. Die in der Armutsforschung verwendeten Äquiva­ lenzskalen sind ebenfalls keine unproblematischen Größen (van der Gaag/Smolensky 1982, van Praag et al. 1982). Tabelle l 7 zeigt, daß sie stark vonein­ ander abweichen, da die jeweiligen Gewichtungen nach unterschiedlichen Kriterien vorgenommen werden (Buhmann et al. 1988). Subjektive Skalen beziehen sich auf Einschätzungen der Haushalts­ mitglieder (van Praag et al. 1982). Objektive Ska­ len lassen sich in solche unterteilen, die auf norma­ tiven Setzungen von Experten basieren, und sol­ che, die den empirisch ermittelten Bedarf ver­ schiedener Haushaltstypen zugrunde legen (Merz/ Faik 1992, van der Gaag/Smolensky 1982). Die größte Varianz besteht bei den Expertenskalen. Hervorzuheben sind sowohl die der Definition von Armutsgrenzen in den USA zugrundeliegende Skala, die häufig im internationalen Vergleich ver­ wendet wird (Smeeding/Torrey/Rein 1988), als auch die Skala, die in der deutschen Armutsfor­ schung dominiert. Hauser/Stubig (1985) gewichten den finanziellen Bedarf der Haushaltsmitglieder gemäß ihrer Zu­ gehörigkeit zu bestimmten Altersgruppen: Kinder und Jugendliche erhalten je nach ihrem Alter Ge­ wichtungsfaktoren zwischen 0.45 und 0.9, wäh­ rend mit Ausnahme des Haushaltsvorstands alle erwachsenen Haushaltsmitglieder über 21 Jahre mit dem Gewichtungsfaktor 0.8 in die Formel ein­ gehen. Diese Äquivalenzskala ist direkt an jene angelehnt, die implizit in den Regelsätzen nach §22 Bundessozialhilfegesetz enthalten ist (Schulte/ Trenk-Hinterberger 1986).8 Im folgenden werden 7 Tabelle 1 erweitert Vergleiche von Äquivalenzska­ len, die von Atkinson (1983), Hauser/Stubig (1985) und Merz/Faik (1992) vorgenommen wurden. 8 Die Gewichtungsskala des §22 Bundessozialhilfege­ Unauthenticated setz wurde Mitte des Jahres 1990 durch den GesetzDownload Date | 7/15/17 11:28 AM

Äquivalenzskala objektive Skala Expertenskalen Haushaltstypen

nach H a u s e r/ Stubig 2)

nach Zapf)

nach

OECD4)

K ra u s e / S ch äu b ­ le 3)

implizite Skala

subjektive Skala Verbrauchsskalen

Supple­ mentary Benefits Scale (GB)5)

amtliche Definition der Armuts­ grenze (USA)6)

M e rz /F a ik *°)

Enge/13)

ELES/ BRD14)

van d er G aag/ S m olen s­ k y 7)

van P ra a g

et

al.12)

ELES/ USA

bei ProKopf-Betrachtung (Haus­ haltsein­ kommen pro Per­ son)2)

bei haus­ haltsbe­ zogener Betrach­ tung (Haushaltseinkommen)2)

1-PersonenHaushalt

1.00

1.00

1.00

1.00

1.00

1.00

1.00 m 1.15 w

0.97 m15) 1.03 w

1.00 m 0.76 w

1.00 m11) 0.74 w

1.00

1.00

2 erwachsene Personen, keine Kinder

1.80

1.70

1.80

1.70

1.61

1.25

1.62

1.52

1.27

1.2811)

2.00

1.00

3 erwachsene Personen, keine Kinder

2.60

2.30

2.60

2.40

3.00

1.00

2 erwachsene Personen, 1 Kind (7-11 Jahre)

2.45

2.30

2.40

2.20

1.95

1.49

1.888)

1,758)

1.36

1.368)11)

3.00

1.00

2 erwachsene Personen, 2 Kinder (7-11 Jahre)

3.10

2.80

3.00

2.70

2.29

1.90

2.049)

1.829)

1.49

1.549)11)

4.00

1.00

1> Z a p f (1989: 123) 2) H au ser/S tu b ig (1985: 46-52) 3) K rau se/S ch äu b le (1988: 41-43) 4) P ia c h au d (1992: 78) 5) Atkinson (1983: 49) S m eed in g et al. (1988: 95)

7) van d e r G aag /S m o le n s ky (1982: 21, Tab. 2) 12> van P ra a g et al. (1982: 345-359) 13) Berechnung auf Basis verschiedener Engel-Ansätze (M e rz/F a ik 1992: ff.) 8> Kind: 7-17 Jahre 14) ELES: Extends Linear Expenditure System (M e rz/F a ik 1992: 4ff.) 9> Kinder: Durchschnitt möglicher 15) Bezugsgröße: 1-Personen-Haushalt ohne Geschlechtsdifferenzierung Faktoren für Kinder Unauthenticated Weitere Quellen: Schulte/Trenk-Hinterberger 1986:160f., Schulte/Trenk1°) M e rz /F a ik (1992: 27) Download Date | 7/15/17 11:28 AM Hinterberger 1984: 75f. 11) Erwachsene: Alter 18-64 Jahre

Andreas Motel, Michael Wagner: Armut im Alter?

Tabelle 1 Äquivalenzskalen und Gewichtungsfaktoren für idealtypische Haushaltskonstellationen (in Einheiten eines männlichen 1-Personen-Haushalts, Alter 18-64 Jahre).

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wir diese Äquivalenzskala verwenden. Dieses ge­ wird jedoch auch im Methodenbericht der Unter­ schieht auch in der Absicht, eine Vergleichbarkeit suchung nicht diskutiert (Infratest 1988). Wir zie­ unserer Ergebnisse und damit eine Einbindung hen es aufgrund der skizzierten, noch ungelösten der Studie in die Armutsdiskussion zu ermögli­ Probleme vor, die Heimbevölkerung aus der allge­ chen. Da in der Ersterhebung von BASE das Alter meinen Analyse auszuschließen. der Haushaltsmitglieder nicht erhoben wurde, ge­ hen alle weiteren Haushaltsmitglieder unabhängig von deren Alter mit dem Faktor 0.8 in die Berech­ 4. Empirische Ergebnisse nung ein. Diese Vereinfachung verursacht jedoch 4.1 Absolute Einkommensarmut keinen erheblichen Fehler, da Personen bis zu 21 Jahren in den Haushalten der über 70jährigen Per­ Leistungen nach dem Bundessozialhilfegesetz sind sonen vernachlässigt werden können. vor allem „laufende Hilfen zum Lebensunterhalt“ und „Hilfen in besonderen Lagen“, zu denen auch 3.3 Einkommensmessungen bei Heimbewohnern Pflegehilfen zählen. Laut amtlicher Statistik be­ steht zwischen beiden Leistungen ein Verhältnis In Heimen oder Krankenhäusern lebende alte von ca. 2:1 zugunsten der „laufenden Hilfen“ (vgl. Menschen befinden sich oft in einer Situation, in StaBa 1989). der ihre soziale und ökonomische Autonomie ein­ Insgesamt beziehen Frauen mit 6,1% deutlich häu­ geschränkt ist. Dieses hat Folgen für die Validität figer Sozialhilfe als Männer mit 2,8% (Tabelle 2).9 der erhobenen Einkommensdaten und erschwert ihre Interpretation und Vergleichbarkeit. Heimbewohner sind finanziell häufig nicht auto­ Tabelle 2 Sozialhilfeempfänger in West-Berlin nach nom, da sie auf institutioneile Hilfesysteme ange­ Haushaltstyp, Alter und Geschlecht1) (Angaben in % wiesen sind, deren Leistungen das eigene Einkom­ der Gruppen, [ungewichtete Fälle]). insgesamt in Privatin Heimen men übersteigen können. Das vom Heim an die (N = 900) haushalten (N = 123) Befragten ausgezahlte „Taschengeld“ kann zum (N = 775) einzigen wahrgenommenen persönlichen Einkom­ men werden. Dieses erklärt den hohen Anteil von alle Altersgruppen Minimaleinkommen (über 30% der gültig antwor­ 3.8% [30] 24.7% [26] insgesamt 5.3% [56] tenden Heimbewohner geben ein „Einkommen“ 6.1% [37] 4.5% [20] 24.3% [17] von unter 600,- DM an, 13% berichten sogar le­ Frauen diglich von einem „Einkommen“ unter 200,- DM; Männer 1.7% [10] 27.0% [9] 2.8% [19] 38% der Heimbewohner machen überhaupt keine unter 85 Jahre Angabe). Minimaleinkommen werden von den 4.1% [14] insgesamt 3.3% [10] 19.9% [4] Befragten in privaten Haushalten, mit Ausnahme zumeist verheirateter Frauen mit nur marginaler 4.4% [8] 17.3% [2] Frauen 4.9% [10] eigener Erwerbsgeschichte (deren Angaben je­ 2.2% [4] 36.6% [2] Männer 1.3% [2] doch plausibel sind), kaum angegeben. Es besteht schließlich das Problem, inwieweit institutionali­ 85 Jahre und älter sierte Personen mit den in Privathaushalten leben­ insgesamt 9.8% [42] 5.9% [20] 30.4% [22] den alten Menschen im Hinblick auf ihre Einkom­ 10.7% [27] 6.4% [12] 33.1% [15] Frauen menslage verglichen werden können, wenn beide Gruppen einen unterschiedlichen Einkommensbe­ Männer 19.1% [7] 6.4% [15] 4.0% [8] darf aufweisen. Zwar wurde mit der Studie Alters­ sicherung in Deutschland 1986’ (BMA 1992b) ein 1) Grundlage der Berechnung sind Daten aus der Erst­ erhebung von BASE (N = 925). Die Stichprobe wur­ erster Versuch unternommen, repräsentative Ein­ de bezogen auf die Grundgesamtheit der in Westkommensinformationen für die Heimbevölkerung Berlin lebenden Personen über 70 Jahre und nach zu ermitteln. Die Aussagekraft dieser Angaben Alter und Geschlecht gewichtet. geber geringfügig modifiziert. Die Änderung der A l­ tersgruppenabgrenzungen und der Personengewich­ te betreffen aber nur die „sonstigen“ Haushaltsmit­ glieder unter 22 Jahren. Daher hat dieses keine Aus­ wirkungen auf unsere Berechnungen.

9 Der Berliner Mikrozensus (1989) weist sehr ähnliche Sozialhilfequoten aus, nämlich 5,7% bei den Frauen und 3,3% bei den Männern (Quelle: StaLA Berlin, nicht veröffentlichtes Material, Mikrozensus 1989, Unauthenticated eigene Berechnungen). Download Date | 7/15/17 11:28 AM

Andreas Motel, Michael Wagner: Armut im Alter?

Der Sozialhilfebezug kommt in sehr hohem Alter (über 85 Jahre) und bei Personen in Heimen weit­ aus häufiger vor als bei jüngeren Alten (70-84 Jah­ re) und alten Menschen in Privathaushalten. Am häufigsten sind sehr alte Frauen und 70-84jährige Männer, die in Heimen leben, nicht mehr in der Lage, ihren Lebensunterhalt aus eigenen Mitteln zu finanzieren. Zusätzliche Auswertungen erga­ ben, daß Alleinlebende in Privathaushalten bei ei­ ner Quote von 5,3% häufiger Sozialhilfe beziehen als Personen, die nicht alleine leben (unter 1%). Verdeckte Armut bezieht sich auf jenen Personen­ kreis, der Anspruch auf Sozialhilfe hat, diese je­ doch nicht bezieht. Nach Ergebnissen sozialwis­ senschaftlicher Untersuchungen kann man von ei­ ner Quote verdeckter Armut von 50% bis 100% der tatsächlichen Inanspruchnahme von Sozialhil­ feleistungen ausgehen (Hauser/Semrau 1989, 1990). Die Autoren von ASID ’86 (BMA 1992b) berechnen auf der Basis des Infratest-Sozialhilfe­ modells sogar entsprechende Quoten von ca. 170%. In den alten Bundesländern stehen so 195000 durch Sozialhilfe unterstützten Haushalten 347000 mit latenten Ansprüchen gegenüber (BMA 1992a: 81 ff.). Würde das Verhältnis von verdeck­ ter und bekämpfter Armut 1:1 betragen, hätten ca. 10% der Berliner Alten Anspruch auf Sozialhilfe­ leistungen.

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Im weiteren Verlauf der Untersuchung wird auf das Einkommensmittel der ALLBUS-Umfrage des Jahres 1990 Bezug genommen. Es stellt den aktuellsten Wert dar, der den Autoren derzeit zur Verfügung steht. Zudem liegt die Maßzahl in der Mitte der Spannbreite möglicher Werte, und die errechneten Armutsquoten sind Ergebnis konser­ vativer Schätzungen. Auf der Basis dieser Festle­ gungen ergibt sich für die alten Menschen in WestBerlin eine Armutsquote von 3,3% (Tabelle 4). Der Standardfehler für diesen Wert beträgt 0.7 und das Konfidenzintervall (5%-Niveau) somit weniger als 1.4.

Die Quote von 3,3% mag auf den ersten Blick sehr niedrig erscheinen. Hauser/Semrau (1989: 25) er­ rechnen auf der Basis des Sozioökonomischen Pa­ nels für über 65jährige Einwohner der Bundesre­ publik im Jahr 1986 eine Armutsquote von 18,5%. Das Statistische Bundesamt (StaBA 1992: 489) gibt abweichend hiervon auf der gleichen Daten­ basis für über 66jährige des Jahres 1989 Quoten von 4% (Einpersonen-Haushalte) bzw. 8% (Part­ ner-Haushalte) an. Diese Angaben sind mit unse­ ren Ergebnissen aber nur bedingt vergleichbar, da die Armutsquoten der Gesamtbevölkerung über jenen großstädtischer Populationen liegen (StaBA 1992: 486). Vergleichsuntersuchungen belegen die­ ses Land-Stadt-Gefälle: Während unsere Berech­ nungen auf der Basis des ALLBUS 1990 für über 69jährige im gesamten Bundesgebiet eine Armuts­ 4.2 Relative Einkommensarmut und ihre quote von 10,5% ergeben (N=344), liegt die Quo­ Sozialstruktur te für städtische Räume zwischen 5,4% (politische Gemeinden mit mehr als 500 000 Einwohnern, Armut läßt sich auch als ein relatives Problem defi­ N=66) und 8.3% (Zentren und Peripherien von nieren. Berechnungsgrundlage der relativen Ar­ Städten über 500 000 Einwohnern nach Boustedtmut bildet das verfügbare Haushaltseinkommen Index, N=175). (Schüler 1984). Auf dieser Basis sind zum einen ein Äquivalenzeinkommen als „bedarfsgewichte­ Offensichtlich besteht für die in Privathaushalten tes Haushaltseinkommen pro Kopf“ (vgl. Ab­ lebenden alten Menschen ein positiver Zusam­ schnitt 3.2) und zum anderen Grenzen der relati­ menhang von Armut und Alter (Tabelle 4). Dieser Effekt ist allerdings bei Männern und Frauen un­ ven Einkommensarmut zu erstellen. terschiedlich. Bei sehr alten Männern ist die Ar­ Die Berechnung eines allgemeinen durchschnittli­ mutsquote niedriger als bei alten Männern, wäh­ chen Äquivalenzeinkommens kann nicht mit Da­ rend sie bei sehr alten Frauen deutlich höher ist als ten aus BASE durchgeführt werden, sondern muß bei den Frauen der jüngeren Altersgruppe. Läßt auf die Einkommenslage der Gesamtbevölkerung man die Unterteilung nach Altersgruppen außer Bezug nehmen. Wie in Tabelle 3 dargestellt, diffe­ acht, so ergeben sich keine Geschlechtsdifferen­ rieren jedoch die verfügbaren Angaben über derar­ zen in den Armutsquoten. tige Durchschnittswerte für die Gesamtbevölke­ rung in den alten Ländern der Bundesrepublik Auch der Familienstand korreliert deutlich mit der (trotz vorgeblich identischer Berechnungsmodi Verbreitung von Armut. Wenngleich natürlich des Äquivalenzeinkommens) erheblich. Wir fin­ Haushaltsgröße und Familienstand selbst stark Zu­ den eine Spannbreite zwischen verschiedenen Da­ sammenhängen, so wird damit lediglich die Diffe­ tensätzen beim mittleren Äquivalenzeinkommen renz zwischen den Unauthenticated verheirateten und den nicht von 1535,10 DM bis 1870,70 DM. (mehr) verheirateten Personen erklärt. Es zeigen Download Date | 7/15/17 11:28 AM

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Zeitschrift für Soziologie, Jg. 22, Heft 6, Dezember 1993, S. 433-448

sich, allerdings bei geringen Fallzahlen, recht hohe tersgruppen. Während bei den 70- bis 84jährigen Armutsquoten für Geschiedene (10,3%). Verwit­ die Armutsquote für Befragte ohne Berufsausbil­ wete unterliegen dagegen keinem überdurch­ dung mit 4,9% signifikant über der Quote von schnittlichen Armutsrisiko, das Gegenteil ist der 1,2% für Personen mit Berufsausbildung liegt, be­ Fall (BMA 1992a: 51 ff., MinAGS 1992: 93 ff., Vas- steht für die über 85jährigen der gegenteilige Zu­ kovics/Buba 1988: 70). Die relativ hohe Armuts­ sammenhang. Es zeigt sich auch, daß die sehr al­ quote der Alleinlebenden in der ältesten Alters­ ten Personen mit Ausbildung signifikant häufiger gruppe korrespondiert mit dem entsprechenden arm sind als die jüngeren des gleichen Ausbil­ Wert für die sehr alten Frauen, die nur sehr selten dungsniveaus. Wir vermuten zwar, daß es in erster Linie diejenigen Alten mit einer Berufsausbildung in einem privaten Mehrpersonenhaushalt leben. Der allgemeinen Bildung kommt offensichtlich sind, die längere Zeit selbständig waren und nun nur ein geringer Wert als Prädiktor der Altersar­ finanziell unterversorgt sind. Für die entsprechen­ mut zu. Ähnliches gilt für die Berufsausbildung. den Alters- oder Kohortendifferenzen haben wir Die Effekte differieren jedoch zwischen den Al­ jedoch keine Erklärung.

Tabelle 3 Personen mit relativem Niedrigeinkommen in Privathaushalten auf der Basis verschiedener Angaben des mittleren Äquivalenzeinkommens.1) (Angaben in % der Stichprobe, N = 656, [ungewichtete Fälle]). Datenquelle zur Berechnung des arithmetischen Mittels

arithmetisches Mittel in DM

ASID ’86 H a u s e r/S e m ra u

(1989: 32)/ Statistisches Bundesamt

Personen unter der Armutsgrenze in BASE auf Basis von 40%-Niveau

50%-Niveau

60%-Niveau

1870.00

2.7% [26]

4.6% [40]

12.3% [83]

1870.70

2.7% [26]

4.6% [40]

12.3% [83]

Sozio-ökonomisches Panel 1989

1535.10

1.8% [19]

2.7% [27]

3.6% [34]

ALLBUS 1990

1707.08

2.2% [21]

3.3% [31]

6.3% [51]

Berliner Altersstudie 1990/93

1960.30

2.7% [27]

4.6% [41]

13.6% [91]

1) vgl. Fußnote 1, Tabelle 2.

Tabelle 4 Armutsquoten (50%-Niveau) nach dem Alter von Personen verschiedener Subgruppen in Privathaus­ halten1). (Angaben in % der jeweiligen Gruppe, [ungewichtete Fälle]). Alle N = 656

70-84 Jahre N = 342

85+ Jahre N = 314

Signifikanz­ niveau2)

Alle

3.3% [31]

2.6% [10]

6.5% [21]

0.05

Frauen Männer

3.3% [17] 3.3% [14]

2.3% [4] 3.6% [6]

7.9% [13] 1.9% [8]

0.01 n.s.

verheiratet verwitwet geschieden ledig

4.1% 1.6% 10.3% 3.1%

[10] [12] [5] [4]

4.2% 0.8% 9.0% 0.0%

[6] [1] [3] [0]

2.9% 4.2% 21.7% 17.9%

[4] [11] [2] [4]

n.s. 0.05 n.s. 0.01

alleinlebend Mehrpersonenhaushalt

3.2% [20] 3.6% [11]

2.1% [4] 3.8% [6]

7.5% [16] 1.8% [5]

0.01 n.s.

Volksschulabschluß höher als Volksschulabschluß

4.0% [23] 2.1% [8]

3.3% [6] 1.7% [4]

7.0% [17] 5.4% [4]

n.s. n.s.

ohne Lehre mit Lehre

4.3% [15] 2.6% [16]

4.9% [7] 1.2% [3]

2.4% [8] 12.2% [13]

n.s. 0.01

1) vgl. Fußnote 1, Tabelle 2. 2) Zum Vergleich der Altersgruppen.

Unauthenticated Download Date | 7/15/17 11:28 AM

441

Andreas Motel, Michael Wagner: Armut im Alter?

Da das Konzept des Äquivalenzeinkommens sei­ nen theoretischen Ursprung in der zunehmenden Divergenz von Sozialhilfesätzen und Reallohnent­ wicklung hat und die Abbildung von Armut dies­ seits der staatlichen Sozialhilfesätze bezweckt, er­ scheint vor allem interessant, daß mit Ausnahme der Männer zwischen 70 und 84 Jahren die Quoten relativer Armut stets unter denen des Sozialhilfe­ bezuges liegen. Dies bedeutet, daß wir auf der Ba­ sis des Konzepts relativer Armut weniger Personen als arm bezeichnen als tatsächlich Sozialhilfelei­ stungen beziehen. Teilweise könnte diese Diffe­ renz in der Erhebung des Sozialhilfebezugs be­ gründet sein, in der „laufende Hilfen zum Lebens­ unterhalt“ und „Hilfen in besonderen Lebensla­ gen“ nicht getrennt erfragt wurden. Letztere sind gerade im Fall von Pflegebedürftigkeit bedeutsam, jedoch ist diese formale Trennung für die alten Menschen oft nicht nachvollziehbar. „Hilfen in be­ sonderen Lebenslagen“ sind aber nicht an die ak­ tuelle Einkommenssituation gekoppelt, sondern primär an der Bedarfssituation orientiert. Dieser Aspekt dürfte zudem einen gewissen Teil der zwi­ schen den Altersgruppen bestehenden Differen­ zen der Sozialhilfequoten erklären.

4.3 Sozialstrukturelle Unterschiede im Einkommen alter Menschen

Unsere bisherigen Ergebnisse zeigen, daß die Be­ troffenheit von relativer Armut und durch den Be­ zug von Sozialhilfe „bekämpfter“ Armut bei alten Menschen sozialstrukturell variiert. Es gibt nun zwei Gründe, diese Untersuchungen auf die ge­ samte Spanne der Einkommenslage zu erweitern. Zum einen bestehen auch in den mittleren Berei­ chen der Einkommensverteilung Alters- und Ge­ schlechtsdifferenzen (Abbildung 1). Zum anderen kann die Bedeutung sozialstruktureller Faktoren für die finanzielle Lage im Alter nur dann genauer beurteilt werden, wenn sie im Hinblick auf das ge­ samte Spektrum der Einkommensverteilung be­ trachtet wird. 4.3,1 Vorüberlegimgen

Bislang haben wir die relative Einkommensarmut untersucht. Im folgenden verwenden wir jedoch das verfügbare Einkommen als bedarfsgewichte­ ten Anteil am Haushaltseinkommen alter Men­ schen. Wir haben es also nicht mit einer dichoto-

Abb. 1 Kumulierte Verteilung des Äquivalenzeinkommens von Personen in Privathaushalten nach Alter und Ge­ Unauthenticated schlecht (Quelle: BASE). Download Date | 7/15/17 11:28 AM

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Zeitschrift für Soziologie, Jg. 22, Heft 6, Dezember 1993, S. 433-448

men abhängigen Variablen (arm/nicht arm) zu tun, sind Indikatoren der Bildungsressourcen alter sondern mit einem Kontinuum möglicher Wohl­ Menschen, die als Determinanten der Arbeits­ fahrtspositionen. Die bisherige Forschung hat ge­ oder auch Heiratsmarktchancen einen positiven zeigt, daß die Einkommens- bzw. Wohlfahrtslage Effekt auf das Alterseinkommen erwarten lassen. von Haushalten und Personen neben den Aspekten Gleiches gilt für das Berufsprestige. Wir vermuten, der Erwerbstätigkeit vor allem durch sozialstruktu­ daß die Altersvariable in erster Linie Kohortenef­ relle Determinanten wie Geschlecht, Bildung, fekte abbildet, wenn der Einfluß von Lebensereig­ Haushaltsstruktur und soziale Herkunft geprägt ist nissen auf das Einkommen im hohen Alter berück­ (vgl. hierzu Caritas 1992, Hauser/Semrau 1990, sichtigt wird. Es kommt hinzu, daß sich Rentenan­ Sprensen 1992). Es ist jedoch noch nicht hinreichend sprüche, die sich durch den Erwerbsverlauf konsti­ geklärt, inwieweit die Ergebnisse dieser Studien auf tuieren, im Alter bei gleichbleibender Gesetzesla­ alte und sehr alte Menschen übertragbar sind. Wir ge nicht mehr verändern. Inwieweit Einkommens­ erinnern daran, daß das Konzept des Äquivalenz­ unterschiede zwischen Altersgruppen Folge sozial­ einkommens über die Integration abgeleiteter Ein­ selektiver Mortalität sind, kann nur anhand von kommen Differenzen nivelliert, die sich aufgrund Längsschnittdaten genauer abgebildet werden. Es des Renten- bzw. Pensionseinkommens aus eigener erscheint sinnvoll, die Erklärungskraft einzelner Berufstätigkeit ergeben. Dieses gilt insbesondere Variablen für Männer und Frauen getrennt zu be­ für mögliche Geschlechtsdifferenzen (Allmendinger stimmen. Beispielsweise könnte die Auswirkung et al. 1991). Dennoch bleiben Alterseinkommen aus der Verwitwung oder der Ehescheidung auf die eigener Erwerbstätigkeit ein wichtiger Bestandteil Wohlfahrtspositionen für Männer und Frauen un­ der finanziellen Einnahmen alter Menschen. Sie terschiedlich sein. sind durch die bestehende Rentengesetzgebung in hohem Maß an den früheren Erwerbsverlauf gekop­ pelt. Allgemein wird dem Erwerbsverlauf daher eine 4.3.3 Ergebnisse13 hohe Erklärungskraft für die finanzielle Lage im Al­ ter zukommen. Man kann die sozialstrukturelle Dif­ Das Alter bzw. die Kohortenzugehörigkeit hängen ferenzierung der Einkommenslage alter Menschen mit dem Einkommen kaum zusammen (Abbildung somit in Faktoren der Bildung, des Erwerbsverlaufs 2). Das Äquivalenzeinkommen der Frauen nimmt jedoch leicht mit dem Alter ab (Männer: r = 0.06, und der aktuellen Lebenssituation gliedern. Frauen: r = -0.11, Gesamt: r = 0.01). Dagegen veranschaulicht Abbildung 3, daß das Prestige der letzten Erwerbstätigkeit die Höhe des Altersein­ 4.3.2 Modell kommens stark beeinflußt (Männer: r = 0.26, Wir verwenden für unser Modell folgende Varia­ Frauen: r = 0.47, Gesamt: r = 0.33). Die Effekte blen: Geschlecht, Alter, Prestige der letzten Be­ aller beschriebenen Variablen auf das Äquivalenz­ rufstätigkeit der Befragten (Wegener 1988),101Fa­ einkommen bestimmen wir in einem schrittweisen milienstand, Haushaltsgröße, Schulbildung und Regressionsmodell (Tabelle 5). Das umfassendste Modell wird darüber hinaus für Männer und B erufsausbildung. Der Familienstand wird in Form von drei Dummy- Frauen getrennt geschätzt. Abbildungen 2 und 3 Variablen („verwitwet“, „geschieden“, „ledig“) verdeutlichen, daß die Verteilungen der Variablen und einer Kontrollvariablen („verheiratet“) be­ die Annahmen der Regressionsanalyse nicht er­ rücksichtigt.11 Schul- und Berufsausbildung gehen heblich verletzen. Es finden sich keine möglicher­ als dichotome Variablen in das Modell ein.12. Sie weise Verzerrungen verursachenden „Ausreißer“, die Zusammenhänge erweisen sich als annähernd 10 Wenn eine Studienteilnehmerin nie erwerbstätig linear. war, wird das Prestige des Ehemanns verwendet. Im allgemeinen Regressionsmodell zeigt sich kein 11 Erste Analysen des Modells haben jedoch gezeigt, Alterseffekt. Auch das Geschlecht hat bei Kontrolle daß die Variablen „Haushaltsgröße“ und „Familien­ anderer Variablen nur einen geringen Einfluß. Von stand“ so stark korreliert sind, daß MultikollineariBedeutung sind allerdings die Veränderungen, die tätsprobleme zu erwarten sind. Die weiteren Analy­ sich beim schrittweisen Vorgehen zeigen, wie auch sen berücksichtigen daher die Haushaltsgröße nicht. 12 Allgemeines Bildungsniveau: Volksschule, Sonder-/ Hilfsschule bzw. kein Abschluß (0), Mittlere Reife und höhere Abschlüsse (1), Berufsausbildung: keine min­ destens zweijährige Berufsausbildung (0), zumindest eine mindestens zweijährige Berufsausbildung (1).

13 Aus den Berechnungen wurde ein Extremfall mit ei­ nem Einkommen von 15000 DM ausgeschlossen, da dieser erhebliche Instabilitäten des Modells verur­ Unauthenticated sachte. Download Date | 7/15/17 11:28 AM

Andreas Motel, Michael Wagner: Armut im Alter?

443

DM

10000

T

70

80

90

100

110

Alter in Jahren Abb. 2 Das Äquivalenzeinkommen von Personen in Privathaushalten nach dem Alter (N = 655, Quelle: BASE).

DM

Prestigewert der letzten beruflichen Tätigkeit Unauthenticated Abb. 3 Äquivalenzeinkommen und Berufsprestige von Personen in Privathaushalten = 591, Download Date | 7/15/17(N11:28 AMQuelle: BASE).

444

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die Differenzen zwischen den Modellen für Män­ ner und Frauen: Bereits im Modell 1 zeigt sich ein Geschlechtseffekt. Der Einschluß des Familien­ stands im Modell 2 bewirkt einen starken Anstieg der Beta-Werte des Geschlechts, Männer sind demnach bei Kontrolle des Familienstands wohl­ habender als Frauen. Dieser Effekt verringert sich erheblich, wenn die Schulbildung (Modell 3) und das Berufsprestige (Modell 4) kontrolliert werden. Die niedrigere Wohlfahrtsposition der alten Frauen ist somit auf vorangegangene Benachteili­ gungen im Bildungssystem und auf dem Arbeits­ markt zurückzuführen. Während das Gesamtmodell 4 keinen Einfluß der Alters variable erkennen läßt, zeigt sich im Modell für Frauen, daß sehr alte Frauen finanziell beson­ ders schlecht gestellt sind. Anhand von Quer­

schnittsdaten lassen sich zwar Alters- und Kohor­ teneffekte empirisch nicht trennen, wir interpre­ tieren jedoch die relativ schlechte Einkommensla­ ge sehr alter Frauen als Kohorteneffekt. Es ist zum einen zu vermuten, daß die über 85jährigen Frauen nur geringe Renten aus eigener Erwerbstä­ tigkeit erhalten, da ihre Arbeitsmarktchancen in der ersten Hälfte dieses Jahrhunderts relativ schlecht waren. Wirtschaftliche Krisen in den 20er und 30er Jahren sowie geringe Möglichkeiten, nach dem Zweiten Weltkrieg wieder in den Ar­ beitsmarkt einzutreten, führten zu längeren Er­ werbsunterbrechungen. Zum anderen sind offen­ sichtlich bei vielen Frauen geringe Renteneinkom­ men aus eigener Erwerbstätigkeit durch Versor­ gungsansprüche (Witwenrenten) nicht so ausgegli­ chen worden, daß sich höhere Wohlstandspositio-

Tabelle 5 Schrittweise Regression auf das Äquivalenzeinkommen (N = 586).

Geschlecht (Frauen = 1; Männer = 0)

Modell 1

Modell 2

Modell 3

Modell 4

Modell 5 (Männer, N = 321)

Modell 6 (Frauen, N = 265)

-223.44a> -0.12b) 0.00°>

-450.83 -0.21 0.00

-392.05 -0.21 0.00

-283.25 -0.15 0.09

-4.14 -0.04 0.39

1.83 0.02 0.70

0.34 0.00 0.94

9.16 0.07 0.20

-10.14 -0.12 0.04

-

-

-

-

-

-

Alter

5.07 0.05 0.27

verwitwet

-

552.20 .30 0.00

563.94 0.30 0.00

601.06 0.32 0.00

636.26 0.29 0.00

388.57 0.26 0.01

geschieden

-

159.40 0.04 0.32

143.20 0.04 0.36

169.85 0.05 0.25

222.05 0.04 0.41

-70.79 -0.03 0.68

ledig

-

497.93 0.15 0.00

423.71 0.12 0.01

420.87 0.12 0.01

-257.65 -0.03 0.53

352.93 -0.18 0.03

Schulbildung (dichotom) Berufsausbil­ dung (dichotom) Berufsprestige

Konstante

R2 adj. R2

-

-

496.84 0.25 0.00

233.08 0.12 0.00

297.69 0.13 0.02

190.25 0.13 0.03

-

-

86.75 0.05 0.27

83.67 0.04 0.27

-27.02 -0.01 0.83

141.12 0.10 0.06

-

-

-

10.23 0.33 0.00

8.85 0.27 0.00

12.04 0.42 0.00

1854.40

2620.65

1222.69

885.85

53.42

1235.22

0.00

0.00

0.01

0.06

0.94

0.00

0.02 0.01

0.07 0.06

0.14 0.13

0.22 0.21

a) Koeffizient B (unstandardisiert),

0.31 0.20 0.29 0.18 Unauthenticated b) standardisierter Koeffizient Beta, Date c) Signifikanz Download | 7/15/17 11:28 AM

Andreas Motel, Michael Wagner: Armut im Alter?

445

nen ergaben. Die Ehepartner der sehr alten Frauen waren typischerweise älter und gehörten deshalb Geburtskohorten an, die wir in unserer Stichprobe nicht mehr voll repräsentieren.

(mit R2 = 0.20). Nur das Modell für die Frauen er­ reicht mit R2 = 0.31 eine weitaus bessere Modell­ anpassung (Tabelle 5).14

Die Verwitwung hat durchweg einen positiven Ein­ fluß auf die Einkommenslage alter Menschen. Ver­ witwete beiderlei Geschlechts, jedoch Männer im besonderen, haben ein höheres Äquivalenzein­ kommen als Verheiratete (Modelle 4, 5 und 6). Die Ehescheidung ist für die finanzielle Lage im Alter bedeutungslos, während ledige Frauen ein höheres Einkommen als verheiratete haben. Dies erscheint plausibel, da anzunehmen ist, daß ledige Frauen seltener Erwerbsunterbrechungen aufweisen. Da­ her konnten sie mehr Rentenanwartschaften er­ werben und ihre Berufskarrieren mit deutlich hö­ herem Einkommen beenden (hierauf deuten auch von uns durchgeführte Analysen des persönlichen Einkommens im Alter hin, vgl. Anmerkung 14). Die Wohlfahrtsposition lediger Frauen erreicht fast das Niveau der verwitweten. Sie sind in der Lage, aufgrund eigener direkter Ansprüche ein ähnliches Einkommen zu erzielen, wie es die Ver­ witweten auf der Grundlage der von ihrem verstor­ benen Mann abgeleiteten Versorgungsansprüche erhalten. Die Verheiratung „zahlt sich“ für die Frauen der von uns betrachteten Kohorten erst nach der Verwitwung finanziell „aus“, während die Wohlfahrtslage alter Frauen vor der Verwitwung signifikant schlechter ist als die der ledigen.

Es bleibt die Frage zu diskutieren, inwieweit sich die nominellen Wirkungen besonders der Verwit­ wung auf das Äquivalenz- bzw. Haushaltseinkom­ men als Steigerungen einer realen Wohlfahrtsposi­ tion interpretieren lassen. Die Annahme einer vol­ len Umsetzung des nach Verwitwung per definitionem geminderten finanziellen Bedarfs ist proble­ matisch. Sie unterstellt vollständige Mobilität und Flexibilität, d.h. die direkte Anpassung an verän­ derte Lebenssituationen. Beispielsweise müßten Verwitwete auf die Situation des Alleinlebens mit sofortigem Umzug in eine dem neuen Haushalts­ typ angemessenere (kleinere und infolgedessen möglicherweise auch billigere) Wohnung reagie­ ren. Da man hiervon kaum ausgehen kann, ist wohl von einer Überschätzung des realen finanzi­ ellen Zugewinns durch Verwitwung auszugehen. Es mag dieses eine der bedeutsamsten Schwächen des Äquivalenzeinkommens sein.

5. Zusammenfassung

Die Ergebnisse unserer Untersuchung zeigen, daß von einer weit verbreiteten finanziellen Unterver­ sorgung alter Menschen derzeit nicht gesprochen werden kann. Diese Aussage steht im Einklang mit Die Schulbildung hat eine stark positive Wirkung den Befunden der allgemeinen sozioökonomiauf die finanzielle Lage im Alter, die nach Kontrol­ schen Forschung, die seit dem Beginn der achtzi­ le des Berufsprestiges zwar deutlich abnimmt, je­ ger Jahre eine Verschiebung des Armutsrisikos doch insgesamt erhalten bleibt. Dieser Zusam­ weg von der klassischen Risikopopulation der al­ menhang gilt für Männer und Frauen. Absolven­ ten Menschen hin zu immer jüngeren Bevölke­ ten höherer Schulen haben ein um 230 DM höhe­ rungsschichten beschreibt. Die alten und sehr alres Äquivalenzeinkommen als Volksschulabsol­ venten oder alte Menschen ohne Schulabschluß. 14 Zur Kontrolle dieser Ergebnisse wurden die Modelle auch für andere Einkommensvariablen geschätzt. Eine positive Wirkung der Berufsausbildung zeigt Wird das lo g a r ith m ie r te p e r s ö n lic h e Ä q u iv a le n z e in ­ sich nur für Frauen.

Der Einfluß des Prestiges der letzten beruflichen Tätigkeit ist wie erwartet in allen Modellen außer­ ordentlich hoch. Da der Prestige wert einer Tätig­ keit und das mit dieser Tätigkeit erzielte Einkom­ men korreliert sind, ist dieser Effekt vor allem als Wirkung der Rentengesetzgebung zu interpretie­ ren. Darüber hinaus ist mit höherem Prestige oft­ mals der Besitz von Vermögen und Wohneigentum verbunden, die im Äquivalenzeinkommen ihren Niederschlag finden können. Insgesamt ist die Anpassung des Gesamtmodells (4) mit einem R2von lediglich 0.22 nicht besonders hoch. Gleiches gilt für das Modell für die Männer

k o m m e n verwendet, ergeben sich keine grundsätzli­ chen Veränderungen gegenüber den Werten in Tabel­ le 5, jedoch nimmt die erklärte Varianz etwas ab. Wird das H a u s h a lts e in k o m m e n als abhängige Varia­ ble betrachtet, so ergibt sich, daß Verheiratete finan­ ziell deutlich besser gestellt sind als Ledige, Verwit­ wete oder Geschiedene. Im Hinblick auf das p e r s ö n lic h e E in k o m m e n zeigte sich zweierlei. Erstens haben Männer ein wesentlich höheres persönliches Einkommen als Frauen. Zwei­ tens sind die Faktoren, die die Höhe des Einkom­ mens beeinflussen, jeweils verschieden. An dieser Stelle wird sehr deutlich, daß Geschlechtsunterschie­ de im Einkommen nivelliert werden, wenn die mate­ rielle Lage von Individuen im Rahmen der Haus­ Unauthenticated haltssituation bestimmt wird. Download Date | 7/15/17 11:28 AM

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ten Menschen sind - im Gegensatz zu den Annah­ men der bisherigen Forschung - jedoch keines­ wegs als homogene Gruppe zu betrachten. Unsere Analysen zeichnen ein eher heterogenes Bild. Vergleicht man die Alten (70-84) mit den sehr Al­ ten (85+), so ergeben sich Armutsquoten von 2,6% für die unter 85jährigen und 6,5% für Perso­ nen im Alter von 85 und mehr Jahren. Im Hinblick auf den Sozialhilfebezug sind die Altersdifferenzen noch deutlicher: Während 4,1% der Alten Sozial­ hilfe beziehen, sind es bei den sehr Alten 9,8%. Im Hinblick auf Geschlechtsunterschiede fällt insbe­ sondere die mit 10,7% überdurchschnittlich hohe Sozialhilfequote sehr alter Frauen ins Gewicht. Auch zeigt sich, daß das Einkommen der alten Menschen sehr oft nicht ausreicht, die im Falle ei­ nes zunehmenden Pflegebedarfs im Alter, insbe­ sondere im Falle der Heimeinweisung, entstehen­ den Kosten zu tragen. Rund ein Viertel aller Heimbewohner bezieht Sozialhilfe. Auch die ho­ hen Sozialhilfequoten für alte Menschen in Privat­ haushalten deuten in diese Richtung. Die gerade im sehr hohen Alter häufige Pflegebedürftigkeit erweist sich damit als bedeutendes Verarmungsri­ siko.

Partners wird in finanzieller Hinsicht durch abge­ leitete Versorgungsansprüche sowie die Verringe­ rung des Haushaltssbedarfs nominell überkom­ pensiert. Dieser Effekt ist für Männer stärker als für Frauen. Gerade das Beispiel der Verwitwung zeigt, wie sehr die Beurteilung ihrer finanziellen Folgen von der Art des zugrundeliegenden Ein­ kommenskonzeptes abhängig ist. Verwitwete ha­ ben zwar ein höheres Äquivalenzeinkommen und ein höheres persönliches Einkommen als Verheira­ tete, ihr Haushaltseinkommen ist indessen deut­ lich geringer. Es kann also durchaus problematisch sein, Einkommensanalysen nur ein einziges Ein­ kommenskonzept zugrunde zu legen. Ebenfalls wurde deutlich, daß die Analyse der Einkommens­ lage die ökonomische Situation der Alten nicht vollständig abbildet. Insbesondere ein erhöhter fi­ nanzieller Bedarf, wie er sich aus der Pflegebe­ dürftigkeit ergeben kann, wird nicht berücksich­ tigt. Er zeigt sich aber in hohen Sozialhilfequoten. Werden die Bedarfsaspekte in der Analyse relati­ ver Einkommensarmut vernachlässigt, so wird die Verbreitung von Armut bei alten Menschen erheb­ lich unterschätzt. Darüber hinaus konnte im Einklang mit unseren Hypothesen ein starker positiver Effekt des Presti­ ges der letzten beruflichen Tätigkeit nachgewiesen werden. Die Rentengesetzgebung schreibt materi­ elle Ungleichheiten auch über die Verrentung oder Pensionierung hinaus fort. Während der Berufs­ ausbildung nur für Frauen ein Gewicht als Prädiktor der Wohlfahrtslage zukommt, führt eine höhe­ re Schulbildung bei beiden Geschlechtern zu ei­ nem höheren Äquivalenzeinkommen im Alter.

Im Hinblick auf die relative Wohlfahrtslage, d.h. auf das Äquivalenzeinkommen, finden sich die stärksten Abweichungen zwischen den Alters- und Geschlechtsgruppen im Bereich um das arithmeti­ sche Mittel der Einkommensverteilung. Wenn­ gleich es sich in diesem Bereich nicht mehr um eine finanzielle Unterversorgung handelt, muß dennoch von einer strukturellen Ungleichvertei­ lung finanzieller Ressourcen gesprochen werden. Zwischen dem Alter und dem Einkommen besteht Die Analyse der Wohlfahrtslage im Alter hat somit bei Männern kein Zusammenhang, während sehr auch gezeigt, daß sie sich nicht auf einige wenige alte Frauen ein geringeres Äquivalenzeinkommen unabhängige Variablen stützen kann. Alters- und besitzen als alte Frauen. Wir interpretieren diese Geschlechtsunterschiede sind genauso zu berück­ Altersdifferenzen als Effekte kohortenspezifischer sichtigen wie Bildung, Erwerbsverlauf sowie die Erwerbsverläufe. Dabei sind nicht nur die Unter­ aktuelle Haushaltssituation. schiede in den Erwerbsverläufen der alten und sehr alten Frauen bedeutsam. Zu bedenken ist auch, daß es die Erwerbsverläufe der verstorbe­ nen männlichen Ehepartner der über 85jährigen Literatur Frauen sein können, die zu vergleichsweise gerin­ J./Brückner, H./Brückner, E., 1991: Ar­ gen Witwenrenten führen. Es ist eher unwahr­ Allmendinger, beitsleben und Lebensarbeitsentlohnung: Zur Ent­ scheinlich, daß Altersdifferenzen in der Einkom­ stehung von finanzieller Ungleichheit im Alter. menslage allgemein auf sozial selektive Sterblich­ S. 423-459 in: K.U. Mayer/J. Allmendinger/J. Huikeit zurückgehen, da sich bei Männern in dieser nink (Hrsg.), Vom Regen in die Traufe: Frauen zwi­ schen Beruf und Familie. Frankfurt: Campus. Hinsicht andere Alterseffekte zeigen als bei Atkinson, A .B ., 1983: The Economics of Inequality, 2. Frauen. Die Verwitwung ist nicht mit dem Risiko der Verar­ mung verknüpft. Im Gegenteil: Der Verlust eines

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