Soziale Determinanten der Aufnahme und Aufrechterhaltung der Sportteilnahme im mittleren und späten Erwachsenenalter

2.1.1 Strukturelle Ebene – Bedeutung von Alter, Geschlecht und sozialem Status

Wie einige empirische Studien offenbaren, haben neben dem sozialen Status vor allem Alter und Geschlecht einen bedeutsamen Einfluss auf das Sportengagement im Erwachsenenalter.

Alter: Nach Lademann und Kolip (2005) erstreckt sich das mittlere Erwachsenenalter zwischen dem 30. und 65. Lebensjahr. Als Kriterium für die untere Grenze ziehen die Autoren das durchschnittliche Alter bei der ersten Eheschließung sowie das durchschnittliche Alter von Müttern bei der Geburt des ersten Kindes heran. Die obere Grenze des mittleren Erwachsenenalters definieren die Autoren durch die regelhafte Beendigung der Erwerbsarbeit (Renteneintrittsalter). In Deutschland gehen Erwerbstätige im Durchschnitt mit ca. 64 Jahren in Rente (Statistisches Bundesamt, 2011), obwohl das gesetzliche Renteneintrittsalter schrittweise auf 67 Jahre angehoben wird. In dieser Zeitspanne wird in der Regel eine Familie gegründet und eine berufliche Tätigkeit ausgeübt. Das späte Erwachsenenalter erstreckt sich entsprechend vom Renteneintrittsalter bis zum Tod.

Betrachtet man die Prävalenzangaben des Sportengagements in repräsentativen Studien, so findet man eine Abnahme der Sportpartizipation mit höherem Alter (z. B. Robert Koch-Institut, 2015; Krug et al., 2013; Lampert, Mensink & Mütters, 2012). Nach Breuer und Wicker (2009) ist dieser Trend bei Querschnittsstudien auch in anderen europäischen Ländern und den USA festzustellen. Eine Ausnahme ist die Altersklasse der 60- bis 69-Jährigen, die eine höhere Aktivitätsrate aufweist als die Altersklasse der 50- bis 59-Jährigen (vgl. Krug et al., 2013; Rütten et al., 2005). Die vermutete Erklärung: In der siebten Dekade findet in der Regel der Austritt aus dem aktiven Berufsleben statt, mit der Folge vermehrter Zeitressourcen für Freizeitaktivitäten und einer erhöhten Bereitschaft zur Aufnahme einer Sportaktivität.

Die Analysen von Längsschnittdaten des Sozioökonomischen Panels (SOEP) von Breuer (2003) zeigen jedoch, dass es sich beim Aktivitätsrückgang über die Altersklassen eher um einen Kohorteneffekt und weniger um einen Alterseffekt handelt. Der in Querschnittsstudien festgestellte, mit dem höheren Lebensalter nahezu linear rückläufige Trend bezüglich der Sportteilnahme geht offensichtlich auf die Unterschiede zwischen den Geburtskohorten zurück. Die später Geborenen neigen eher zur Sportteilnahme als die älteren Kohorten. Diese Ergebnisse sprechen für einen Wandel unserer Gesellschaft, in der das Bild eines sportlich aktiven erwachsenen Menschen von Generation zu Generation immer mehr an Akzeptanz gewinnt. Diese Tendenzen werden auch durch die Ergebnisse neuerer Studien des Bundes-Gesundheitssurveys 1998 und einer Studie zur Gesundheit Erwachsener in Deutschland bestätigt (Krug et al., 2013).

Bei längsschnittlicher Betrachtung konnten lediglich im späten und beim Übergang vom jungen ins mittlere Erwachsenenalter Rückgänge im Sportengagement festgestellt werden (siehe Breuer, 2003, S. 271). Dabei ist davon auszugehen, dass sich im späten Erwachsenenalter die gesundheitlichen Einschränkungen in einem Rückgang des Sportengagements deutlich bemerkbar machen. Breuer und Wicker (2007) bezeichnen die dritte und achte Lebensdekade als „kritische Phasen“ (S. 101) der sportlichen Aktivität. Der Übergang vom jungen ins mittlere Erwachsenenalter kennzeichnet sich durch gestiegene berufliche und familiäre Anforderungen, was zu Rückgängen im Sportengagement führen kann. Eine weitere bedeutende Erkenntnis ist, dass die Wichtigkeit der Altersvariablen als Prädiktoren der körperlich-sportlichen Aktivität immer geringer wird. So konnte Breuer (2004) für den Zeitraum zwischen 1985 und 1999 anhand der Daten des SOEP eine „nahezu kontinuierliche“ Abnahme der Höhe des Korrelationskoeffizienten zwischen Alter und regelmäßigem Sportengagement aufzeigen.

Geschlecht: Neben dem Alter hat auch das Geschlecht einen entscheidenden Einfluss auf das Aktivitätsverhalten und zwar dahingehend, dass Frauen seltener am Sport teilnehmen als Männer (Krug et al., 2013). Nach Heinemann (2007, S. 257) sind zeitliche Belastungen ein wesentlicher Grund, warum Frauen weniger Sport treiben. Durch die Belastungen in der Familie und im Beruf, bleibt für Frauen im mittleren Erwachsenenalter wenig Zeit, um sportlich aktiv zu sein. Die Entwicklungen der letzten Jahre zeigen aber, dass die Unterschiede zwischen Männern und Frauen bezüglich ihrer Sportteilnahme immer geringer werden und womöglich gar nicht mehr vorhanden sind (z. B. Lampert et al., 2012). Dies spiegelt sich auch in den Befunden von Breuer (2004) und Krug et al. (2013) wider. Der Prozentsatz sportlich Aktiver im mittleren Erwachsenenalter wächst bei den Frauen demnach deutlich stärker als bei den Männern. Der Anteil der Frauen im Alter zwischen 35 und 64 Jahren, die mindestens einmal in der Woche Sport treiben, vergrößerte sich im Zeitraum zwischen 1985 und 2001 um durchschnittlich mehr als 10 %, während bei Männern eine Steigerung des Anteils der Sportaktiven in der gleichen Altersklasse etwa 5 % betrug (Breuer, 2004, S. 61; vgl. hierzu auch Woll, 2006). Nach Heinemann (2007) ist diese Angleichung von Männern und Frauen vor allem auf „Veränderungen in der Lebenslage der Frau“ zurückzuführen (S. 261). Ein verbesserter Zugang zur weiterführenden Schul- und Berufsausbildung sowie eine geringere Einengung durch familiär-private Verpflichtungen führen zu einer erhöhten Sportteilnahme bei Frauen. Die Unterschiede zwischen Männern und Frauen bezüglich der Sportteilnahme scheinen schichtspezifisch zu sein. Heinemann (2007) geht davon aus, dass vor allem bei Frauen mit niedrigem Sozialstatus niedrigere Aktivitätsraten zu erwarten sind.

Sozialstatus. Obwohl sich die geschlechts- und altersspezifischen Unterschiede mit der Zeit verringern, scheinen die schichtspezifischen Unterschiede relativ überdauernd zu sein. In einer Zeitreihenanalyse konnte Erlinghagen (2003) zeigen, dass sich die Unterschiede bezüglich der Sportteilnahme zwischen den einzelnen Sozialschichten in einem Zeitraum zwischen 1986 und 1999 nicht verringert haben. Sowohl Bachleitner (1998) als auch Voigt (1992) stellten bei der Durchsicht von mehreren Dutzend Studien wiederholt fest, dass die Mitglieder aus mittleren und oberen Sozialschichten häufiger Sport treiben als Personen mit einem niedrigen Sozialstatus. Auch neuere Studien bestätigen, dass der Sozialstatus eine wesentliche Determinante der Sportaktivität ist (Krug et al., 2013; Lampert et al., 2012; Rohrer & Haller, 2015). Nach den Modellvorstellungen von Lamprecht und Stamm (1998) sowie von Nagel (2003) ist davon auszugehen, dass Sozialstatus, Alter und Geschlecht einen Einfluss auf die beiden Interaktionskontexte Familie und Beruf haben.

2.1.2 Vermittelnde Ebene – Bedeutung von Familie und Beruf

Familie. In Übereinstimmung mit dem Sozialisationskonzept nach Hurrelmann (2002) und lebenslauftheoretischen Annahmen von Kohli (2002), wird angenommen, dass Familie und Beruf wichtige Aspekte im mittleren Erwachsenenalter darstellen. Ein großer Teil des Alltags wird im Kontext dieser beiden Elemente der Lebensführung verbracht, weshalb sie mit der Ausübung des Sports um die zeitlichen Ressourcen konkurrieren und somit die Freizeitgestaltung im mittleren Erwachsenenalter beeinflussen.

Die Analyse der Familienstruktur im Rahmen des Bundesgesundheitssurveys 2004 offenbarte, dass 41% der Männer und Frauen zwischen 30 und 64 Jahren in einem Haushalt mit mindestens einem minderjährigen Kind leben (Lademann & Kolip, 2005). Dessen Erziehung wirkte sich nicht nur auf den Erwerbsstatus, sondern auch auf das sportliche Aktivitätsverhalten der Erziehenden aus. Becker et al. (2006) zeigten, dass Kinder im Haushalt unabhängig von soziodemographischen Variablen einen signifikanten Einfluss auf die Veränderung der Sportaktivität der Erwachsenen haben. In dieser Studie erwies sich die Sportteilnahmewahrscheinlichkeit bei Personen, die mindestens ein Kind im Haushalt hatten, als 13 % niedriger als bei Personen ohne Kinder im Haushalt. Die Befunde dieser querschnittlichen Betrachtung der SOEP-Daten wurden auch in einigen internationalen Längsschnittsstudien bestätigt (z. B. Bell & Lee, 2006; Brown & Trost, 2003; Hamilton & White, 2010; Varma et al., 2017). So ist insbesondere bei Frauen ein Zusammenhang zwischen einem Leben mit minderjährigen Kindern im Haushalt und einem niedrigeren Aktivitätsstatus zu beobachten (z. B. Brown & Trost, 2003; Barnekow-Bergkvist, Hedberg, Janiert & Jansson, 1996). Der Mangel an Zeit für Freizeitaktivitäten wird oftmals noch verstärkt durch die Pflege älterer Personen (z. B. der Eltern). Die in der zweiten Hälfte des mittleren Erwachsenenalters beginnende Phase der „Nachelternschaft“ führt aber wiederum zu mehr Freiräumen und Möglichkeiten hinsichtlich einer individuellen Lebensführung. Diese sich neu ergebenden Freiräume scheinen vor allem Frauen zu nutzen, indem sie verstärkt Freizeitaktivitäten wie Sport aufnehmen.

Beruf. Der berufliche Werdegang sowie die damit verbundenen Anforderungen sind im mittleren Erwachsenenalter der zweite vermittelnde Einflussfaktor der Sportpartizipation. Die Befundlage ist dahingehend konsistent, dass mit dem Eintritt ins Berufsleben die Teilnahme am Sport deutlich zurückgeht (vgl. Brown & Trost, 2003; Slingerland et al., 2007). Erst mit dem Erreichen des Rentenalters kommt es zu einer wesentlichen Entlastung, wodurch vermehrt Freiräume für Sportteilnahme entstehen. So zeigen die Ergebnisse einiger Querschnittsstudien, dass beim Eintritt in das Rentenalter die Wahrscheinlichkeit des Sporteinstiegs besonders hoch ist (vgl. Breuer & Wicker, 2007).

4.1.1 Messinstrumente

Sportteilnahme. Die Operationalisierung der Sportteilnahme erfolgte mittels eines eigens entwickelten Fragebogens, basierend auf den Vorarbeiten von Bös und Woll (1989) sowie von Oja, Milunpalo und Vouri (1994). Der Fragebogen erfasst die Intensität, Dauer, Häufigkeit und Art der körperlich-sportlichen Aktivität (vgl. Woll et al., 2004). Die interne Konsistenz des Aktivitätsfragebogens ist mit einem Cronbachs Alpha von 0.94 sehr hoch und weist auf eine zufriedenstellende Reliabilität hin. Validität und längsschnittliche Äquivalenz konnten empirisch ebenfalls bestätigt werden (vgl. Jekauc, 2009). Als Mindestanforderung einer sportlich aktiven Einstufung wurde eine regelmäßige sportliche Aktivität von mindestens einer Stunde pro Woche mit mindestens moderater Intensität gewählt.

Ungleichheitsstruktur. Alter, Geschlecht, Erwerbsstatus, Schulabschluss und Berufsgruppe wurden anhand des soziodemographischen Fragebogens erhoben. Aus den Informationen über den Bildungsstand und die Berufsgruppenzugehörigkeit ist nach Marmot, Kongevinas und Elston (1991) ein Index für den sozialen Status gebildet worden. Dieser Index enthält vier Ausprägungen: Unterschicht, untere Mittelschicht, obere Mittelschicht und Oberschicht. Nach dieser Klassifikation zum ersten Messzeitpunkt gehören 9.9 % der Stichprobe zur Unterschicht, 28.4 % zur unteren Mittelschicht, 33.3 % zur oberen Mittelschicht und 28.4 % zur Oberschicht. Insgesamt besitzt dieser Index eine sehr hohe Fünfjahresstabilität, wie anhand des Rangkorrelationskoeffizienten nach Spearman von 0.82 deutlich wird.

Interaktionskontext. Zur Erfassung des Lebenskontextes wurden Anzahl der Kinder und Personen im Haushalt mittels eines Fragebogens erfasst. Arbeitskontext wurde mit der Skala zu zeitbezogenen Arbeitsplatzbelastungen erhoben, die sich sowohl an sozialepidemiologischen (DHP, 1989) als auch an arbeitspsychologischen Studien (Udris & Frese, 1988) orientiert. Eine detaillierte Beschreibung des theoretischen Hintergrunds der Skala ist bei Woll, Tittlbach, Schott und Bös (2004, S. 160 ff.) zu finden. Die Skala besteht aus vier Items und weist eine hohe interne Konsistenz mit einem Cronbachs Alpha von 0.96 auf.

4.1.2 Auswertungsstrategie

In einem ersten Schritt wird die Stabilität des Sportverhaltens anhand der Übergangswahrscheinlichkeiten und des Cohens Kappa-Koeffizienten für kategoriale Variablen berechnet. In einem zweiten Schritt wird eine Korrelationsmatrix zwischen allen Variablen vorgestellt. Im dritten Schritt werden die Determinanten im Prozess der Aufnahme und der Aufrechterhaltung analysiert. Um die relevanten Prädiktoren in der Aufnahmephase zu untersuchen, werden die Unterschiede zwischen den Personen, die nach einer Phase der Inaktivität sportlich aktiv werden, und den Personen, die nach einer solchen Phase inaktiv bleiben, anhand logistischer Regressionen analysiert. Die Analyse der Determinanten in der Aufrechterhaltungsphase erfolgt nach denselben Kriterien. Es wird auch hier unterschieden zwischen Personen, die nach einer Aktivitätsphase inaktiv werden und Personen, die weiterhin sportlich aktiv bleiben. Die Auswertung der Übergangsphasen (t₁ zu t₂, t₂ zu t₃ und t₃ zu t ₄) erfolgt separat, da angenommen werden muss, dass sich die Konfiguration der Prädiktoren über die Zeit ändert. Beispielsweise ist von einer Veränderung der Unterschiede zwischen Männern und Frauen über die Zeit auszugehen.

Die Aufnahme der Prädiktoren in die logistische Regression erfolgt hierarchisch in zwei Schritten. In einem ersten Schritt werden die Variablen der Ungleichheitsstruktur Geschlecht, Alter und sozialer Status in die logistische Regression aufgenommen. In einem zweiten Schritt werden die Variablen des Interaktionskontextes – Anzahl Personen im Haushalt, Anzahl Kinder im Haushalt und Arbeitsplatzbelastungen – in die Regression hinzugenommen. Anhand des Chi-Quadrat-Differenztests wurde überprüft, ob die Variablen des Interaktionskontextes einen zusätzlichen Beitrag zur Varianzaufklärung leisten. Darüber hinaus werden die Veränderungen der Regressionskoeffizienten analysiert, um Mediationseffekte zu ermitteln. Alle Prädiktoren beziehen sich auf den ersten Messzeitpunkt des Analyseschritts zur Vorhersage der Veränderung zum nachfolgenden Messzeitpunkt.

5.1.1 Korrelationsanalyse

Tabelle 2 umfasst die Korrelationsmatrix für alle Variablen dieser Untersuchung. Es zeigt sich, dass Geschlecht bis 1997 signifikant mit sportlicher Aktivität zusammenhängt und danach nicht mehr, wohingegen Alter über alle Messzeitpunkte (MZP) in einem negativen Zusammenhang mit sportlicher Aktivität steht. Nur 1992 und 1997 korreliert der Sozialstatus mit Alter und Geschlecht. Tendenziell haben Männer und ältere Personen einen höheren Sozialstatus. Insgesamt ist der Sozialstatus (SES) ein sehr stabiles Merkmal mit Stabilitätskorrelationen von 0.80 und 0.90. Der SES hängt mit sportlicher Aktivität zusammen: Personen mit höherem SES sind sportlich aktiver als Personen mit niedrigem SES. Die Ergebnisse dieser Studie deuten darauf hin, dass eine schichtspezifische Selektion vorliegt. Arbeitsbelastungen korrelieren zu den ersten drei MZP negativ mit sportlicher Aktivität, d.h. Personen mit stärkeren Arbeitsbelastungen sind seltener sportlich aktiv. 1992 und 1997 sind zudem die Arbeitsbelastungen bei Männern signifikant stärker ausgeprägt als bei Frauen, wohingegen das Alter hierbei keine konsistente Rolle spielt. Zu den ersten zwei MZP hängen Arbeitsbelastungen und SES schwach positiv zusammen, anschließend (2002 und 2010) gar nicht mehr. Die Anzahl der Kinder im Haushalt korreliert nicht mit Geschlecht, mit Alter nur zum ersten MZP und schwach negativ mit SES. Arbeitsbelastungen hängen nur 1992 und 1997 negativ mit der Anzahl der Kinder im Haushalt zusammen: Je höher die Arbeitsbelastungen sind, umso weniger Kinder wohnen in einem Haushalt. 2002 und 2010 sind diese Zusammenhänge nicht mehr signifikant. Die Anzahl der Personen im Haushalt korreliert nur zum ersten und dritten MZP schwach mit sportlicher Aktivität und nur 2002 mit SES. Alter steht in einem negativen Zusammenhang mit der Anzahl der Personen im Haushalt: Jüngere Personen leben häufiger in größeren Haushalten. Arbeitsbelastungen hingegen korrelieren inkonsistent mit der Anzahl der Personen im Haushalt. Inwieweit diese Variablen in ihrem Zusammenspiel die zukünftige Teilnahme am Sport vorhersagen können, wird im nächsten Analyseschritt dargestellt.

5.1.2 Aufnahmephase

Beim Übergang vom ersten zum zweiten Messzeitpunkt wurden die Daten von 121 Personen verwendet, die im Jahr 1992 nicht sportlich aktiv waren. Von diesen 121 Personen waren 50 Personen fünf Jahre später sportlich aktiv. Die Ergebnisse der logistischen Regression zeigen, dass im ersten Schritt der Anteil der aufgeklärten Varianz (Nagelkerkes R² = 0.02) nicht signifikant ist (χ² = 2.3; df = 3; p = 0.52). Insgesamt können die Variablen Geschlecht, Alter und sozialer Status nicht zur Unterscheidung zwischen kontinuierlichen Nichtsportlern und Einsteigern zum zweiten Messezeitpunkt beitragen. Auch einzeln betrachtet, hatte keine Variable der Ungleichheitsstruktur einen signifikanten Einfluss.

Die Aufnahme der Variablen zeitbezogene Arbeitsbelastungen, Anzahl der Kinder und Anzahl der im Haushalt lebenden Personen in die Regression führt zu einer signifikanten Steigerung der aufgeklärten Varianz (χ² = 10.9; df = 3; p = 0.01). Nagelkerkes R2 vergrößert sich dabei von 0.02 auf 0.14 und deutet darauf hin, dass die drei Variablen des Interaktionskontextes etwa 12 % der Sportteilnahmevarianz zusätzlich erklären können. Vor allem die Variablen zeitbezogene Arbeitsplatzbelastungen und Anzahl der Kinder haben einen signifikanten Einfluss auf die Aufnahme der sportlichen Aktivität. Die Variable Anzahl der Personen im Haushalt ist hingegen auf dem 5 %-Alphaniveau nicht signifikant. Aus diesen Ergebnissen lässt sich ableiten, dass mit jedem Punkt in der Skala der zeitbezogenen Arbeitsbelastungen die Wahrscheinlichkeit einer Sportaufnahme um ein Drittel niedriger wird. Zudem zeigt sich mit jedem zusätzlichen Kind eine Halbierung der Wahrscheinlichkeit, sportlich aktiv zu werden.

Beim Übergang vom zweiten zum dritten Messzeitpunkt wurden die Ergebnisse der 60 Personen analysiert, die nach eigenen Angaben im Jahr 1997 nicht sportlich aktiv waren. Von ihnen waren 35 Personen fünf Jahre später sportlich aktiv. Die verhältnismäßig kleine Teilstichprobe ist auf die hohe Prävalenz des Sportengagements zum zweiten Messzeitpunkt zurückzuführen.

Die Ergebnisse der logistischen Regression zeigen, dass die Aufnahme der drei Prädiktoren der Ungleichheitsstruktur – Geschlecht, Alter und sozialer Status – einen signifikanten Beitrag zur Differenzierung zwischen kontinuierlichen Nichtsportlern und Einsteigern leistet (χ² = 8.3; df = 3; p = 0.04). Der Anteil der aufgeklärten Varianz beträgt dabei etwa 17 %. Auffällig ist hierbei der signifikante Einfluss des Geschlechts (χ² = 4.4; df = 1; p = 0.04). Bei Frauen war die Wahrscheinlichkeit, nach einer Phase der Inaktivität im Jahr 1997 sportlich aktiv zu werden, mehr als dreimal so hoch wie bei Männern. Diese Zahl verdeutlicht, dass im Zeitraum zwischen 1997 und 2002 der Anstieg im Sportengagement bei Frauen deutlich stärker ist als bei Männern.

Im zweiten Analyseschritt kommt es nicht zu einer signifikanten Verbesserung der Aufklärungskraft (χ² = 5.2; df = 3; p = 0.16). Betrachtet man jedoch die Ergebnisse auf der Einzelvariablenebene, so stellt die Personenanzahl im Haushalt einen signifikanten Prädiktor dar (χ² = 3.9; df = 1; p = 0.05). Die Ergebnisse deuten darauf hin, dass die Wahrscheinlichkeit, sportlich aktiv zu werden, umso höher ist, je weniger Personen im Haushalt leben. Mit jeder weiteren Person im Haushalt halbiert sich die Wahrscheinlichkeit für die Aufnahme eines Sportengagements. Interessanterweise üben weder die zeitbezogenen Arbeitsbelastungen noch die Anzahl der Kinder einen signifikanten Einfluss auf die sportliche Aktivität aus. Der zweite Analyseschritt offenbart ebenfalls, dass der Einfluss der Variable Geschlecht nicht mehr signifikant ist. Dies deutet auf eine Mediation des besonders starken Anstiegs bei Frauen durch die familienbezogenen Variablen hin. So ist mit einer zunehmend älteren Stichprobe eine positive Auswirkung auf das (weibliche) Sportengagement zu erwarten. Dies könnte, vor allem bei Frauen, auf die Abnahme der familiären Pflichten zurückzuführen sein.

Beim Übergang vom dritten zum vierten Messzeitpunkt wurden die Ergebnisse von 70 Personen analysiert, die im Jahr 2002 nicht sportlich aktiv waren. Von ihnen waren acht Jahre später 28 Personen sportlich aktiv. Die Ergebnisse der logistischen Regression deuten darauf hin, dass nur das Alter (χ² = 4.8; df = 1; p = 0.03) einen signifikanten Effekt auf die Aufnahme der sportlichen Aktivität hatte. Mit jedem Jahr, das die Probanden älter waren, sank die Wahrscheinlichkeit, sportlich aktiv zu werden, um 6 %.

Im zweiten Analyseschritt kommt es nicht zu einer signifikanten Verbesserung der Vorhersage (χ² = 0.1; df = 3; p = 0.99). Keine der aufgenommenen Prädiktorvariablen hat einen signifikanten Effekt auf die Aufnahme der sportlichen Aktivität. Der Effekt des Alters (χ² = 0.8; df = 1; p = 0.78) ist in diesem Analyseschritt ebenfalls nicht mehr signifikant, was auf eine Konfundierung hinweist.

5.1.3 Aufrechterhaltungsphase

Um die Unterschiede zwischen kontinuierlichen Sportlern und Aussteigern beim Übergang vom ersten zum zweiten Messzeitpunkt zu untersuchen, wurden die Daten von 194 Personen herangezogen, die im Jahr 1992 angaben, sportlich aktiv zu sein. Von ihnen berichteten fünf Jahre später 177 Personen, immer noch sportlich aktiv zu sein. Lediglich 17 Personen hatten demnach die sportliche Aktivität eingestellt. Die Ergebnisse der logistischen Regression zeigen, dass im ersten Schritt die Variablen der Ungleichheitsstruktur – Geschlecht, Alter und sozialer Status – keinen signifikanten Beitrag zur Aufklärung der Differenzen zwischen kontinuierlichen Sportlern und Aussteigern leisten (χ² = 4.4; df = 3; p = 0.22; Nagelkerkes R² = 0.05).

Die im zweiten Schritt in die Regression aufgenommenen Variablen tragen signifikant zur Aufklärung der Differenzen bei (χ² = 8.7; df = 3; p = 0.03). Nagelkerkes R² steigt dabei von 0.05 auf 0.14. Somit können die Variablen des Interaktionskontextes etwa 9 % der Varianz zusätzlich erklären. In diesem Zusammenhang ist besonders hervorzuheben, dass vor allem die zeitbezogenen Arbeitsbelastungen für diesen Anstieg in der aufgeklärten Varianz verantwortlich sind. Mit jedem Punkt auf der Skala zu den zeitbezogenen Arbeitsbelastungen halbiert sich die Wahrscheinlichkeit der Aufrechterhaltung. Familiäre Bedingungen haben dagegen keinen signifikanten Einfluss auf die Kontinuität der Sportteilnahme.

Beim Übergang von 1997 zu 2002 wurden die Angaben von 207 Personen, die zum zweiten Messzeitpunkt (2002) berichteten, sportlich aktiv zu sein, analysiert. Von ihnen gaben fünf Jahre später 185 Personen an, Sport zu treiben. 22 Personen bezeichneten sich nicht mehr als sportlich aktiv. Die Ergebnisse des ersten Analyseschrittes zeigen, dass die Variablen Geschlecht, Alter und sozialer Status einen signifikanten Beitrag zur Erklärung der Unterschiede zwischen kontinuierlich sportlich Aktiven und Aussteigern leisten (χ² = 10.5; df = 3; p = 0.02). Nagelkerkes R² von 0.10 zeugt von einem kleinen bis mittleren Effekt. Bei einer Betrachtung der Ergebnisse auf Ebene der Einzelvariablen lässt sich ein hoch signifikanter Effekt des sozialen Status auf die Kontinuität des Sportengagements feststellen (χ² = 6.5; df = 1; p = 0.01). Die Zugehörigkeit zu einem höheren sozialen Status zieht eine Verdoppelung der Wahrscheinlichkeit des dauerhaften Sportengagements nach sich. Alter und Geschlecht haben dagegen keinen signifikanten Effekt.

Im zweiten Schritt zeigen die Ergebnisse, dass die Aufnahme der Variablen zeitbezogene Arbeitsbelastungen, Anzahl der Kinder und Anzahl der Personen im Haushalt zu einer signifikant besseren Aufklärung der Differenzen zwischen den kontinuierlichen Sportlern und Aussteigern (χ² = 14.2; df = 3; p < 0.01) beiträgt. Nagelkerkes R² verbessert sich dabei auf 0.24. Dies deutet auf eine zusätzliche Varianzaufklärung von etwa 14% hin. Dieser Anstieg in der Aufklärung der Differenzen geht vor allem auf die Variable zeitbezogene Arbeitsbelastungen (χ² = 5.9; df = 1; p = 0.01) zurück. Mit jedem zusätzlichen Punkt auf dieser Skala verdoppelt sich die Wahrscheinlichkeit des Ausstiegs. Während der Effekt des Geschlechts im ersten Schritt zumindest tendenziell signifikant ist, sinkt die Aufklärungskraft dieser Variablen im zweiten Schritt deutlich (χ² = 0.0; df = 1; p = 0.89). Dieses Ergebnis deutet darauf hin, dass das Geschlecht keinen direkten Effekt auf die Sportpartizipation in der Aufrechterhaltungsphase hat. Der Einfluss wird durch die zeitbezogenen Arbeitsbelastungen und die familiären Bedingungen vermittelt. Der Einfluss des sozialen Status bleibt dabei immer noch signifikant (χ² = 5.1; df = 1; p = 0.02).

Beim Übergang von 2002 zu 2010 wurden die Angaben von 170 Personen, die zum dritten Messzeitpunkt (2002) berichteten, sportlich aktiv zu sein, analysiert. Von ihnen gaben acht Jahre später 145 Personen an, weiterhin Sport zu treiben. 25 Personen bezeichneten sich nicht mehr als sportlich aktiv. Die Ergebnisse des ersten Analyseschrittes zeigen, dass die Variablen Geschlecht, Alter und sozialer Status keinen signifikanten Beitrag zur Erklärung der Unterschiede zwischen kontinuierlich sportlich Aktiven und Aussteigern leisten (χ² = 2.2; df = 3; p = 0.54). Keine der Variablen hat einen signifikanten Beitrag zur Aufklärung der Unterschiede zwischen Dauersportlern und Aussteigern.

Im zweiten Analyseschritt zeigt sich ein ähnliches Bild. Durch die Aufnahme der Variablen – zeitbezogene Arbeitsbelastungen, Anzahl Kinder und Anzahl Personen im Haushalt – steigt der Anteil der aufgeklärten Varianz nicht signifikant (χ² = 4.6; df = 3; p = 0.20). Bei der Betrachtung der Ergebnisse auf der Ebene von Einzelvariablen wird deutlich, dass die Variable Anzahl der Kinder signifikant ist (χ² = 5.8; df = 1; p = 0.02). Mit jedem zusätzlichen Kind, steigt die Wahrscheinlichkeit um den Faktor 2.4, dass die Personen sportlich aktiv bleiben.