1 Einleitung

Scheidungskinder haben eine höhere Wahrscheinlichkeit, selbst geschieden zu werden. Für Deutschland wurde dieser Befund einer Scheidungstransmission von einer Generation auf die nächste erstmalig von Diekmann und Engelhardt (1995) anhand der Daten der ersten Welle der Familiensurveys des Deutschen Jugendinstituts (DJI) aus dem Jahr 1988 gezeigt und seitdem mehrfach bezogen auf den deutschen Kontext – insbesondere in Studien aus den späten 1990er und frühen 2000er Jahren – repliziert (Babka von Gostomski et al. 1998; Diefenbach 1999; Engelhardt et al. 2002; Feldhaus & Heintz-Martin 2015; Hullen 1998; Schulz 2009; Wagner 1997).

Zumindest teilweise scheint der Transmissionseffekt auf der intergenerationalen Weitergabe von Drittvariablen zu beruhen, die das Scheidungsrisiko sowohl in der Eltern- als auch in der Kindgeneration erhöhen. Unter anderem der genetische Erklärungsansatz folgt dieser Argumentationslinie (D’Onofrio et al. 2007; Salvatore et al. 2018). Neben genetischen Prädispositionen, wie beispielsweise bestimmten Persönlichkeitsmerkmalen, vermitteln Eltern ihren Kindern weitere Risiko- und Schutzfaktoren für Scheidung, wie beispielsweise Konfliktlösungskompetenzen und Kommunikationsstile (Amato & DeBoer 2001; Beckh et al. 2013; Gähler et al. 2009), Familienwerte und Religiosität (Bengtson et al. 2009; Grønhøj & Thøgersen 2009). Über die intergenerationale Weitergabe von Drittvariablen hinaus gibt es jedoch Hinweise auf einen kausalen Effekt der elterlichen Scheidung auf das Scheidungsrisiko in der Kindgeneration (Gähler et al. 2009). Erstens zeigen Scheidungskinder eine geringere Bindung an die Ehe (Wolfinger 2005). Daher ist es wahrscheinlicher, dass Scheidungskinder ihre Ehen selbst in (relativ) konfliktarmen Beziehungen beenden, was zu einem höheren Scheidungsrisiko führt (Amato 1996; Amato & DeBoer 2001). Zweitens investieren Scheidungskinder weniger in ihre Ehen, das heißt, sie bleiben eher kinderlos und sie investieren tendenziell weniger in Immobilienbesitz oder in eine traditionelle Arbeitsteilung. Diese Investitionen würden jedoch Ehen stabilisieren (Diefenbach 1999; Diekmann & Engelhardt 1999; Schulz 2009). Drittens wirken scheidungsbedingte Stressoren, wie höhere elterliche Ansprüche an die Unabhängigkeit des Kindes, als Push-Faktoren, um früher Erwachsenenrollen zu übernehmen, romantische Beziehungen einzugehen und früh zu heiraten, wodurch weniger Zeit für eine optimale Partnerwahl bleibt (Bernhardt et al. 2005; Feldhaus & Heintz-Martin 2015; McLanahan & Bumpass 1988; Raab 2017). Ein weiterer treibender Faktor für die intergenerationale Transmission von Scheidungen scheint daher das systematisch niedrigere Heiratsalter von Scheidungskindern zu sein (Engelhardt et al. 2002; Glenn & Kramer 1987; Mueller & Pope 1977).

Das Phänomen der intergenerationalen Transmission von Scheidung erscheint damit auf den ersten Blick bereits als gut erforscht. Die Frage aber, ob der Befund einer Weitergabe des Scheidungsrisikos von einer Generation zur nächsten auch zeitlich stabil ist, oder ob sich ein Wandel des Transmissionseffekts in Richtung einer Abschwächung oder Verstärkung über die Zeit zeigt, lässt sich mangels einer geeigneten Datenlage bislang noch nicht zufriedenstellend beantworten. Diese Forschungsfrage ist aber sowohl von theoretischer wie auch von praktischer Relevanz: Zum Einen ist es vor dem Hintergrund umfassender gesellschaftlicher und demografischer Veränderungen ganz allgemein unwahrscheinlich, dass Risikofaktoren für Scheidung stabil bleiben (DeGraaf & Kalmijn 2006a; Teachman 2002). Mit Rückbezug auf das familienökonomische Theoriemodell (Becker et al. 1977) argumentiert Teachman (2002: 332): „In the face of changing rates of divorce, to assume that the determinants of divorce have remained constant over time is to assume that changes in the real or perceived gains to marriage have occurred uniformly across all marriages. This is a strong assumption to make without the support of substantial prior evidence (…).“ Auch vor dem Hintergrund etablierter und getesteter Theoriemodelle ist es also sinnvoll, in bisherigen Modellen zugrunde gelegte Brückenannahmen (Lindenberg 1996) vor dem Hintergrund gesellschaftlichen Wandels wiederholt zu hinterfragen. Zweitens wurde argumentiert, dass die Transmission von Scheidungen ein Faktor ist, der den Anstieg der Scheidungsraten in vielen Ländern mitverursacht hat (für die Hypothese einer selbstverstärkenden Scheidungsspirale vgl. Diekmann & Engelhardt 1995; Heaton 2002; Wagner 2020). Falls der Transmissionseffekt aber beispielsweise über die Zeit abgenommen hat, oder sich nur in älteren Kohorten nachweisen lässt, dann dürfte sein Erklärungsbeitrag zur Erklärung des Anstiegs der Scheidungszahlen begrenzt sein. Und, drittens, hat Scheidung vielfältige negative soziale, gesundheitliche und ökonomische Folgen für die Ex-Partner und die betroffenen Kinder (Amato 2000; Amato 2001; Raley & Sweeney 2020). Daher ist es wichtig zu wissen, ob die langfristigen negativen Auswirkungen der elterlichen Scheidung auf das Leben der betroffenen Kinder mit steigenden Scheidungsraten und einer gesellschaftlichen Normalisierung von Scheidung fortbestehen und die Vererbung des Scheidungsrisikos über die Generationen insofern auch zur Verfestigung sozialer Ungleichheiten beitragen kann (McLanahan & Percheski 2008).

Ziel dieses Beitrags ist es, die Forschungsfrage zu beantworten, ob der Befund einer Weitergabe des Scheidungsrisikos von einer Generation zur nächsten zeitlich stabil ist, oder ob sich ein Wandel des Transmissionseffekts zeigt. Bevor der Forschungsstand zu dieser Frage dargestellt wird, wird zunächst diskutiert, welche gesellschaftlichen und demografischen Prozesse zu einem zeitlichen Wandel des Transmissionseffekt führen könnten. Hierbei werden insbesondere die gesellschaftliche Normalisierung von Scheidung in Verbindung mit einer Deinstitutionalisierung der Ehe als relevante Einflussfaktoren identifiziert. Die Ergebnisse in diesem Beitrag basieren auf einer Kumulation und gemeinsamen Analyse aller großen deutschen Datenquellen, die eine Analyse der intergenerationalen Transmission von Scheidung erlauben. Hierdurch ist es möglich, mehr als 37.000 Erstehen (geschlossen zwischen 1930 und 2020) von Befragten aus neun Geburtskohorten zu untersuchen. Dies ermöglicht einerseits eine direkte Replikation bisheriger Befunde zum Transmissionseffekt (in Form einer Reproduktion, vgl. Berger 2020). Die starke Erhöhung der Fallzahl durch das Zusammenführen der verschiedenen Datenquellen ermöglicht darüber hinaus eine Untersuchung von Effektheterogenität über verschiedene Kohorten und damit eine Erweiterung bisheriger Untersuchungen um Erkenntnisse, die anhand der einzelnen Datenquellen separat betrachtet nicht erzielt werden könnten.

2 Warum sich die intergenerationale Transmission von Scheidung über die Zeit verändert haben könnte

Die Verbreitung und Sichtbarkeit von Scheidung als Handlungsmodell in einer Gesellschaft und die normative Bindung von Scheidungskinder an die Ehe als Institution sind wichtige Konzepte bei der Formulierung von Annahmen über den zeitlichen Wandel der Transmission von Scheidung. Die normative Bindung an die Ehe (‚eheliches commitment‘) bezeichnet hier die individuell verankerte Norm einer objektiven gesellschaftlichen Regel, dass man (auch bei ehelichen Schwierigkeiten oder Alternativen zur Ehe) an einer Ehe festhalten sollte (Amato & DeBoer 2001: 1040; Esser 2002). Diese individuelle normative Bindung an die Ehe wird (mit-)beeinflusst durch gesellschaftliche Rahmenbedingungen, wie zum Beispiel die Säkularisierung der Gesellschaft und den kulturellen Wandel hin zu einer Deinstitutionalisierung der Ehe. Diese kennzeichnet ein abnehmender normativer Druck auf die Partner, eine Ehe einzugehen oder aufrechtzuerhalten, begleitet von der Entstehung und Verbreitung neuer Lebensformen als Alternativen zur Ehe. Die Liberalisierung der Ehenorm ist daher ein Faktor, der Scheidungsbarrieren innerhalb einer Gesellschaft verringert (Cherlin 2004; Wagner 2020).

Ländervergleiche zum Transmissionseffekt deuten an, dass der Transmissionseffekt in Ländern mit geringen Scheidungsbarrieren und in Ländern, in denen die elterliche Scheidung verbreiteter ist, geringer ausfällt (Dronkers & Härkönen 2008; Engelhardt et al. 2002; Wagner & Weiß 2006). Da in Deutschland, wie in anderen westlichen Gesellschaften, in den vergangenen Jahrzehnten die Scheidungszahlen gestiegen sind und die Scheidungsbarrieren gesunken sind, ließe sich in ähnlicher Weise ein zeitlicher Trend in Richtung eines Absinkens des Transmissionseffekts erwarten.

Die Annahme einer abnehmenden Transmission von Scheidung in einer Gesellschaft mit einer zunehmenden Verbreitung von elterlichen Scheidungen wurde aus zwei theoretischen Argumenten abgeleitet – der Stress-Hypothese und der Hypothese der differenziellen Sozialisation (DeGraaf & Kalmijn 2006a; Gähler & Härkönen 2014; Wolfinger 2005): Erstens haben Eltern bei größerer Verbreitung von Scheidung zunehmend Vorbilder (Schemata), wie sie sich nach einer Scheidung verhalten sollten, um den Scheidungsstress für ihre Kinder zu reduzieren (Sigle-Rushton et al. 2005), und so gegebenenfalls auch die langfristigen Folgen der elterlichen Scheidung zu vermindern. Bisherige Studien deuten jedoch darauf hin, dass die nachteiligen Auswirkungen der elterlichen Scheidung auf das Leben der Kinder anhalten und keine Abnahme festzustellen ist (Gähler & Garriga 2013; Raley & Sweeney 2020). Die Hypothese der differenziellen Sozialisation argumentiert, dass bei zunehmender gesellschaftlicher Verbreitung von Scheidung die persönliche Erfahrung in der Herkunftsfamilie an Bedeutung verliert, da auch Kinder, die keine Scheidung in ihren Herkunftsfamilien erlebt haben, häufiger mit Scheidungen in ihrem Umfeld in Kontakt kommen. Auf diese Weise lernen auch Kinder ohne geschiedene Eltern, dass Ehen instabil sein können. So wird die Erfahrung der elterlichen Scheidung in der Kindheit zu einer weniger differenziellen Lernerfahrung, und Scheidungskinder sollten sich nicht mehr systematisch in Bezug auf ihr eheliches Commitment oder ihre ehespezifischen Investitionen unterscheiden, was zu einer Reduzierung des Transmissionseffekts führen sollte. Bei der Stress-Hypothese und der Hypothese der differenziellen Sozialisation ist jedoch zu beachten, dass für ein Absinken des Transmissionseffekts die gesellschaftlichen Rahmenbedingungen zum Zeitpunkt der elterlichen Scheidung entscheidend sind. Im Jahr 2021 war das Durchschnittsalter von Männer bei ihrer Scheidung 47 Jahre und das von Frauen 43,9 Jahre (Statistisches Bundesamt 2022). Bei Analysen des Transmissionseffekts in den jüngsten Kohorten sollten entsprechend die gesellschaftlichen Rahmenbedingungen in den späten 1970er bis frühen 1980er Jahren maßgeblich sein.^[1] Dass bei Kindern dieser Generation bereits die Scheidungsbarrieren so niedrig und die Verbreitung elterlicher Scheidung hoch genug waren, um den Transmissionseffekt entscheidend zu verringern, erscheint bezogen auf den deutschen Kontext zunächst als nicht besonders wahrscheinlich.

Zum demografischen Wandel in Deutschland gehört neben dem Anstieg der Scheidungszahlen bis zum Jahr 2005 auch ein Rückgang der Heiratsneigung. Frühere Studien haben gezeigt, dass Scheidungskinder dazu neigen, früher zu heiraten (Diekmann & Engelhardt 1995; Engelhardt et al. 2002; Glenn & Kramer 1987; Mueller & Pope 1977), aber diese Studien konzentrierten sich auf Kohorten mit einer ausgesprochen hohen Heiratsneigung. Es könnte sein, dass Scheidungskinder in jüngeren Kohorten aufgrund ihrer geringeren normativen Bindung an die Ehe zunehmend alternative Lebensformen der Ehe vorziehen. Dann würden Partnerschaften mit einem erhöhten Trennungsrisiko nicht mehr in Ehen überführt, und das Eingehen einer Ehe würde zunehmend selektiv auf gute Beziehungsqualität. Der Pool der verheirateten Paare verschiebt sich in diesem Fall in Richtung der selektiven Gruppe derjenigen mit den stabilsten Beziehungen (siehe z. B. Raley & Sweeney 2020 für eine ausführliche Darstellung solcher kompositionalen Veränderungen und ihrer Auswirkungen). Falls Scheidungskinder in jüngeren Kohorten zunehmend selektiv auf eine gute Beziehungsqualität heiraten, könnte der Effekt der elterlichen Scheidung auf die Stabilität der Ehe in jüngeren Kohorten abgenommen haben.

Es wurden jedoch auch theoretische Argumente für einen zunehmenden Transmissionseffekt vorgebracht. Amato und DeBoer (2001) fanden heraus, dass der Transmissionseffekt bei elterlichen Ehen mit einem geringen Maß an ehelichen Konflikten stärker ist als bei stark konfliktbehafteten elterlichen Partnerschaften. Das elterliche Beispiel, ihre Ehe angesichts relativ geringer Probleme zu beenden, könnte zu einem besonders starken Rückgang des ehelichen Commitments in der Kindgeneration führen, da Scheidungskinder lernen, dass eine Scheidung eine gangbare Alternative bei Absinken der Ehequalität ist. Auch könnte das elterliche Beispiel den Kindern vor Augen führen, dass selbst eine scheinbar glückliche Ehe immer von einer Scheidung bedroht ist, was die Bereitschaft, in die eigene Ehe zu investieren, in besonderem Maße verringern könnte. Ein Trend zu „leichteren“ (d. h. weniger konfliktbehafteten) Scheidungen (DeGraaf & Kalmijn 2006b) könnte so den Transmissionseffekt verstärken.

3 Bisherige Forschung zum zeitlichen Wandel des Transmissionseffekts und methodische Überlegungen

Bisher durchgeführte Untersuchungen zum zeitlichen Wandel des Transmissionseffekts konzentrieren sich auf die USA und kamen zu dem Schluss, dass es keine Veränderung gibt (Amato & Cheadle 2005; Li & Wu 2008; Teachman 2002). Wolfinger (1999, 2011) stellte jedoch einen Rückgang des Transmissionseffekts fest und wies darauf hin, dass die Null-Effekte in anderen Studien möglicherweise auf eine stark eingeschränkte Erfassung verschiedener Heiratskohorten zurückzuführen sein könnten.

Für die Niederlande finden sowohl Dronkers (1997) als auch DeGraaf und Kalmijn (2006a) ebenfalls keine Veränderung bei der intergenerationalen Transmission von Scheidungen. DeGraaf und Kalmijn (2006a) untersuchten Eheschließungen von den frühen 1940er bis zu den späten 1990er Jahren; Dronkers (1997) verglich nur zwei Geburtskohorten: Personen, deren Eltern vor oder nach 1922 geboren wurden. Für Spanien berichteten Bernardi und Martinez-Pastor (2011) über eine geringe, statistisch nicht signifikante Verringerung des Transmissionseffekts beim Vergleich von Ehen, die vor oder nach 1981 geschlossen wurden. Gähler und Härkönen (2014) untersuchten den zeitlichen Wandel des Transmissionseffekts anhand von Daten aus schwedischen Bevölkerungsregistern für sechs Geburtskohorten, die zwischen 1950 und 1975 geboren wurden. Ihre Ergebnisse zeigen keinen Trend über die Geburtskohorten hinweg.

Für Deutschland deuten bisher drei Studien auf einen möglicherweise leichten Rückgang der intergenerationalen Transmission von Scheidung hin (Diekmann & Engelhardt 1999; Engelhardt et al. 2002; Wagner et al. 2015). Allerdings haben weder Diekmann und Engelhardt (1999) noch Wagner et al. (2015) einen statistischen Test auf Veränderungen über Kohorten hinweg durchgeführt, und der von Engelhardt et al. (2002) festgestellte Rückgang über Heiratskohorten hinweg war statistisch nicht signifikant. Die Studien von Diekmann und Engelhardt (1999) sowie von Wagner et al. (2015) wurden durch den Vergleich von nur zwei Kohorten eingeschränkt, so dass nur lineare Veränderungen untersucht werden konnten. Darüber hinaus waren beide Studien auf Westdeutschland beschränkt. Engelhardt et al. (2002) verglichen drei Heiratskohorten, wobei die jüngsten Befragten zwischen 1959 und 1961 geboren wurden, als die Scheidungsraten in Deutschland gerade zu steigen begannen. Die bisher für Deutschland berichteten Ergebnisse beruhen auf lediglich zwei Erhebungsprogrammen: Wagner et al. (2015) sowie Engelhardt et al. (2002) nutzten für ihre Analysen mehrere Runden der Deutschen Lebensverlaufsstudie, Diekmann und Engelhardt (1999) verwendeten die erste Welle des DJI-Familiensurveys, der 1988 in Westdeutschland erhoben wurde.

Zusammenfassend lässt sich sagen, dass frühere Untersuchungen darauf hindeuten, dass sich die intergenerationale Weitergabe von Scheidungen nicht verändert oder nur geringfügig abgenommen hat. Keine bisherige Studie zeigt einen Anstieg des Transmissionseffekts. Allerdings beruhen insbesondere die Studien aus Deutschland auf einer sehr begrenzten Datenlage, die jüngere Kohorten ausschließt und überwiegend auf Westdeutschland beschränkt bleibt. Die Analyse der zeitlichen Entwicklung von Scheidungsrisiken stellt hohe Anforderungen an die Datengrundlage (Gähler & Garriga 2013). Daten, die sich für die Untersuchung von zeitlichen Veränderungen eignen, müssen 1) einen langen historischen Zeitraum abdecken, 2) eine größere Anzahl verschiedener Kohorten unterscheiden (mehr als zwei, um auch nicht-lineare Veränderungen erfassen zu können) und 3) eine ausreichende Anzahl von Ehen von Scheidungskindern in jeder Kohorte enthalten.

4 Zwischenfazit und Analysestrategie

Das Ziel dieses Beitrags ist es zu untersuchen, ob sich die intergenerationale Transmission über die Zeit verändert hat, oder ob sie sich in jüngeren Kohorten in gleicher Weise zeigt wie in älteren Kohorten.

Wie in den vorangegangenen Abschnitten beschrieben, besteht einerseits die Möglichkeit, dass der Transmissionseffekt über die Zeit angestiegen sein könnte (beispielsweise, weil ein Trend zu konfliktärmeren elterlichen Scheidungen die normative Bindung an die Ehe bei Scheidungskindern zunehmend verringert), andererseits sprechen Argumente für eine Abnahme des Transmissionseffekts in jüngeren Kohorten (insb. die Hypothese der differenziellen Sozialisation sowie eine möglicherweise zunehmende Selektivität der Eheschließung von Scheidungskindern). Daher werden keine gerichteten Hypothesen über die Veränderung des Transmissionseffekts im Zeitverlauf aufgestellt. Diese Studie ist daher in dieser Hinsicht weitgehend explorativ.

Zudem ist diese Studie deskriptiv angelegt: Ziel ist es zu untersuchen, ob sich der Effekt der elterlichen Scheidung auf das Scheidungsrisiko in der Kindgeneration im Kohortenvergleich wandelt, nicht, wodurch sich der Transmissionseffekt oder sein zeitlicher Wandel erklären lassen. Diese Restriktion erfolgt primär deswegen, weil bisherige Forschung gezeigt hat, dass vielfältige Prozesse bei der Erklärung des Transmissionseffekts eine Rolle spielen und sich nicht ein einzelner Erklärungsfaktor (wie beispielsweise eine geringere Bereitschaft von Scheidungskindern, mit ihrem Ehepartner gemeinsame Kinder zu bekommen) isolieren lässt. Bei bisher identifizierten Erklärungsfaktoren für den Transmissionseffekt spielen aber eine Reihe von Merkmalen eine Rolle, deren Bedeutsamkeit für ein erhöhtes Scheidungsrisiko selbst einem zeitlichen Wandel unterliegen könnten (z. B. der Einfluss von Religionszugehörigkeit, von Persönlichkeitsmerkmalen, vorehelichem Zusammenleben, ehelicher Arbeitsteilung und gemeinsamen Kinder des Paares).^[2] Zu untersuchen, ob sich der Transmissionseffekt im Kohortenvergleich durch unterschiedliche Prozesse erklären lässt – inklusive einer Analyse von deren relativer Bedeutsamkeit bei der Erklärung von Stabilität und Wandel des Transmissionseffekts – übersteigt jedoch die Möglichkeiten dieses Beitrags. Dementsprechend verzichten die empirischen Analysen weitestgehend auf den Einbezug von Kontrollvariablen und es werden hauptsächlich zeitliche Veränderungen des „Bruttoeffekts“ der elterlichen Scheidung auf das Scheidungsrisiko in der Kindergeneration untersucht. Zur Kontrolle der Robustheit der Ergebnisse wird jedoch überprüft, wie der Einbezug eines Maßes für das Eingehen einer Frühehe (bezogen auf das durchschnittliche Heiratsalter der jeweilige Kohorte) die Ergebnisse beeinflusst, da die Möglichkeit besteht, dass sich Scheidungskinder in jüngeren Kohorten mit einer insgesamt niedrigeren Heiratsneigung mehr Zeit für die Festlegung auf einen Ehepartner lassen und die Eheschließung von Scheidungskindern dadurch zunehmend selektiv auf eine hohe Partnerschaftsqualität erfolgt.

Die Ergebnisse in diesem Beitrag basieren auf einer gemeinsamen Analyse aller großen deutschen Erhebungen, die Ehebiografien und Messungen der elterlichen Scheidung oder Trennung in der Kindheit enthalten. Die Kumulierung und gemeinsame Analyse von Originaldatenquellen wird auch unter dem Begriff der Meta-Analyse (sog. Individual Person Data (IPD) Meta-Analyse) diskutiert (Klein et al. 2013; Lambert et al. 2002; Stewart & Tierney 2002). Diese bietet eine Reihe von Vorteilen gegenüber der klassischen, publikationsbasierten Meta-Analyse (vgl. Riley et al. 2010; Klein et al. 2013), zu denen auch die Möglichkeit vertiefter Analysen gehört, die in den einzelnen Ursprungsstudien aufgrund von Fallzahlproblemen nicht vorgenommen werden können. Die Verbindung der verschiedenen Datenquellen und die damit einhergehenden Erhöhung des Stichprobenumfangs ermöglicht in der vorliegenden Analyse Heterogenitätsanalysen dahingehend, ob sich der Transmissionseffekt zwischen verschiedenen Kohorten unterscheidet, was anhand der verschiedenen Datenquellen jeweils einzeln betrachtet nicht möglich wäre. Und schließlich führt die Erhöhung des Stichprobenumfangs auch dazu, dass die Kohortenanalysen getrennt für Ost- und Westdeutschland durchgeführt werden können. Hierdurch ist es möglich zu untersuchen, ob sich auch der Befund von Engelhardt et al. (2002), dass der Transmissionseffekt in Ostdeutschland schwächer ausfällt als in Westdeutschland, anhand überwiegend anderer Datenquellen replizieren lässt.

5 Daten

Die vorliegenden Analysen basieren auf mehr als 37.000 Erstehen aus sechs großen Umfrageprogrammen, die zwischen 1981 und 2020 durchgeführt wurden. Die Datenaufbereitung in Form einer Harmonisierung und Kumulation bestehender Umfragedaten wurde im Rahmen des DFG-Projekts „Harmonisierung und Synthese paarbiografischer Daten (HaSpaD)“ geleistet.^[3] Ziel dieses Projektes war es, alle großen deutschen Umfrageprogramme, die paarbiografische Daten enthalten, in zentralen Messungen zu harmonisieren (Weiß et al. 2023). Der Datenaufbereitungs-Code für die Statistik-Software Stata kann für weitere Projekte nachgenutzt werden (Schulz et al. 2021). Einige der in HaSpaD harmonisierten Umfragedaten konnten leider in die gegenwärtigen Analysen nicht einbezogen werden, da sie keine Messung des Erlebens der elterlichen Scheidung in der Kindheit enthalten. Dies betrifft die Allgemeine Bevölkerungsumfrage der Sozialwissenschaften (ALLBUS), den Survey of Health, Ageing and Retirement in Europe (SHARE, Teilstichprobe Deutschland) und das Sozio-oekonomische Panel (SOEP). Eine Auflistung aller in dieser Arbeit einbezogenen Einzelstudien und ihre Datenzitationen befinden sich in Anhang A.1. Die in diese Arbeit einbezogenen Studien sind im Einzelnen:

• die Deutsche Lebensverlaufsstudie (GLHS, bestehend aus fünf Teilstudien: GLHS-West I, GLHS-West III, GLHS-DDR, GLHS-Ost 71, GLHS-West 64/71),^[4]

• die Familiensurveys des Deutschen Jugendinstituts (FS, mit vier Teilstudien: FS-West I, FS-Ost I, FS – II, FS – III),

• der Fertility and Family Survey, Teilstichprobe Deutschland (FFS),

• die Mannheimer Scheidungsstudie (MS),

• der Generations and Gender Survey, Teilstichprobe Deutschland (GGS), und

• das Beziehungs- und Familienpanel (pairfam). Von den pairfam-Daten wurde lediglich die Auffrischungsstichprobe (erstmalig befragt in den Jahren 2018/2019) in die Datenanalyse einbezogen.^[5]

Die Analysen bleiben auf die Geburtskohorten, die vor der deutschen Wiedervereinigung geboren wurden, beschränkt. Personen, die nach der Wiedervereinigung geboren wurden, haben das durchschnittliche Heiratsalter zum Zeitpunkt der Befragung überwiegend noch nicht erreicht, so dass Analysen zu Scheidungen dieser Kohorte vorwiegend auf Frühehen und damit selektiven Stichproben beruhen.^[6]

Zunächst wurden die Ehebiografiedaten aller Befragten der verschiedenen Umfragedaten gepoolt, so dass sich eine Datengrundlage von 41.970 Ehen ergab. Um eine Stichprobe von Erstehen zu erhalten, wurden alle Ehen höherer Ordnung entfernt (n = 2.542). Wenn die Befragten keine gültigen Angaben zu ihrem Heiratsdatum machten, wurde stattdessen (soweit vorhanden) das Datum des Beginns des Zusammenlebens für die Berechnung der Ehedauer verwendet, um möglichst viele der verbleibenden Daten für die Analyse zu erhalten (n=469). Es mussten dennoch 252 Ehen von der Analyse ausgeschlossen werden, weil weder der Ehebeginn noch der Beginn des Zusammenlebens bekannt waren. Für weitere 261 Beobachtungen konnte aus anderen Gründen keine Ehedauer berechnet werden (vollständig fehlende Informationen über das Ende der Ehe, Ehen mit negativer Dauer, unklar, ob die Ehe getrennt wurde oder nicht). 35 Ehen, die laut Befragtenangaben vor dem Alter von 14 Jahren geschlossen wurden, wurden ebenfalls von der Analyse ausgeschlossen. Für 1.848 Fälle gab es keine Informationen über das Geburtsjahr der Befragten oder über die Erfahrung einer elterlichen Scheidung in der Kindheit. Der endgültige Datensatz besteht aus 37.032 Erstehen, die zwischen 1930 und 2020 geschlossen wurden.

6 Statistische Verfahren

In einem ersten Schritt wird anhand der Sterbetafelmethode (Kaplan-Meier-Schätzer) überprüft, ob sich der Befund einer Transmission des Scheidungsrisikos von einer Generation auf die nächste anhand von jedem der einbezogenen Umfrageprogramme reproduzieren lässt. Die Analysen werden jeweils getrennt nach Umfrageprogramm und Landesteil (Ost- oder Westdeutschland) vorgenommen. Anhand des Cox-Tests auf Gleichheit der Überlebensfunktionen wird überprüft, ob sich das Trennungsrisiko zwischen Scheidungskindern und Personen ohne Scheidungserfahrungen in der Herkunftsfamilie signifikant unterscheidet.

Die Analysen der gepoolten Daten ermöglichen einen umfassenden Kohortenvergleich und beruhen auf zeitdiskreten Ereignisdatenanalysen. Diese Methode wird häufig zur Analyse von Partnerschaftsstabilität verwendet und ist flexibel in Bezug auf die Modellierung der funktionalen Form der Eheauflösungsrate (Allison 1982; Willett & Singer 1993). Der zeitdiskreten Ereignisanalyse wird gegenüber der zeitkontinuierlichen Analyse der Vorzug gegeben, da in einigen der Ursprungsstudien Informationen über den Beginn und das Ende der Ehe auf jährlicher Basis erhoben wurden. Zeitdiskrete Modelle eignen sich zur Approximation von zeitkontinuierlichen Modellen, wenn die bedingten Wahrscheinlichkeiten des Ereigniseintritts klein sind (Yamaguchi 1991: 17), was bei Scheidungsanalysen der Fall ist. Zeitdiskrete Ereignisanalysen können mittels einer logistischen Regression auf Basis der einzelnen Ehejahre analysiert werden (Person-Period-File). Hierzu wird eine Dummy-Variable gebildet, die angibt, ob die Ehe im jeweiligen Ehejahr getrennt wurde oder nicht. Die logistische Regression berechnet dann die Wahrscheinlichkeit des Ereigniseintritts „Trennung/Scheidung“ in einem Ehejahr unter Kontrolle der Prozesszeit und weiterer Merkmale. Um einen sichelförmigen Verlauf des Trennungsrisikos über die Ehedauer zu modellieren, wird die Trennungswahrscheinlichkeit als eine Funktion der Prozesszeit und des Logarithmus der Prozesszeit modelliert (Diekmann & Mitter 1984). Weitere Prädiktoren sind die Indikatoren der neun Geburtskohorten und das harmonisierte Maß der elterlichen Trennung oder Scheidung. Die Modelle enthalten Interaktionen zwischen Geburtskohorte und der Messung der elterlichen Scheidung. In einem ersten Schritt werden für Ost- und Westdeutschland separate Modelle geschätzt. Um Unterschiede im Transmissionseffekt zwischen Ost- und Westdeutschland beurteilen zu können, wird anschließend auch ein vollständiges Modell für Ost- und Westdeutschland geschätzt.

Ziel der Analyse ist eine Beurteilung, ob sich der Effekt der elterlichen Scheidung auf das Trennungsrisiko zwischen verschiedenen Geburtskohorten unterscheidet. Bei nichtlinearen Regressionsmodellen, wie der logistischen Regression, ist der Vergleich von Regressionskoeffizienten zwischen Gruppen und Modellen komplexer als bei linearen Regressionsmodellen (Berry et al. 2010; Mood 2010). Diese Einschränkungen gelten auch für den Vergleich von Effektgrößen zwischen Gruppen innerhalb desselben Modells, wie es bei der Schätzung von Interaktionseffekten der Fall ist (Mood 2010). Dem Beispiel von Bauer und Kneip (2012, 2014) folgend, werden daher in einem ersten Schritt die vorhergesagten bedingten Wahrscheinlichkeiten einer Trennung im fünften Ehejahr für Personen mit und ohne die Erfahrung einer elterlichen Scheidung in der Kindheit über die verschiedenen Geburtskohorten grafisch verglichen, sowie die entsprechenden durchschnittlichen marginalen Effekte (Average Marginal Effect, im Folgenden AME) der elterlichen Scheidung auf die Trennungswahrscheinlichkeit. Die Darstellung der vorhergesagten Wahrscheinlichkeiten und der AMEs bezieht sich auf das fünfte Ehejahr, da im fünften bis achten Ehejahr das Scheidungsrisiko typischerweise am stärksten ist (vgl. Wagner et al. 2015 für eine Darstellung der Hazard Raten bei Erstehen) und damit eine intuitivere Interpretation der Unterschiede in den Scheidungsrisiken möglich ist.

Ein AME stellt den durchschnittlichen Effekt eines Prädiktors auf die Wahrscheinlichkeit eines Ereigniseintritts dar. Auf die vorliegende Analyse angewandt, gibt der AME der elterlichen Scheidung das erhöhte Scheidungsrisiko für Scheidungskinder in einem bestimmten Ehejahr (in Prozentpunkten) im Vergleich zu Personen an, die keine elterliche Scheidung erlebt haben. Ist dieser signifikant von Null verschieden, liegen signifikante Unterschiede zwischen Scheidungskinder und Personen ohne Scheidungserfahrung in der Herkunftsfamilie in der Trennungswahrscheinlichkeit einer Ehe vor. Ein Anstieg der Scheidungswahrscheinlichkeit um einen AME von beispielsweise 2 Prozentpunkten führt jedoch zu einem anderen relativen Effekt der elterlichen Scheidung bei einem niedrigen gesellschaftlichen Scheidungsniveau als bei einem hohen Scheidungsniveau. Bei einem niedrigen Scheidungsniveau könnten diese 2 Prozentpunkte beispielsweise das Scheidungsrisiko verdoppeln, während bei steigenden Scheidungsraten derselbe AME nur zu einem geringfügigen relativen Anstieg des Scheidungsrisikos führt. Somit könnte eine Änderung der AMEs einfach Änderungen des Basisrisikos für eine Scheidung widerspiegeln, während der relative Effekt konstant bleibt. Anhand der vorhergesagten Trennungswahrscheinlichkeiten im fünften Ehejahr wird daher für jede der Geburtskohorten zusätzlich das relative Trennungsrisiko (RR) für Scheidungskinder im Vergleich zu Personen ohne Scheidungserfahrung in der Herkunftsfamilie anhand der vorhergesagten bedingten Wahrscheinlichkeiten berechnet (Noordzij et al. 2017).

Abb. 1:

Anteil bestehender Ehen nach Ehedauer, Herkunftsfamilie und Ursprungsstudie (Kaplan-Meier-Schätzer)

Gewichtete Daten (MS)

In den multivariaten Analysen kann nicht für Studieneffekte kontrolliert werden, da aufgrund der unterschiedlichen Kohortenzusammensetzung Studien- und Kohorteneffekte miteinander konfundiert wären. Um verlässliche Schätzungen des Scheidungsrisikos zu erhalten, wird eine Designgewichtung auf die Ehen aus der Mannheimer Scheidungsstudie angewendet, da diese Daten aus einer Stichprobe stammen, die disproportional nach dem Familienstand verheiratet oder geschieden geschichtet war (Babka von Gostomski et al. 1997). Alle Regressionsmodelle wurden mit Stata 17 geschätzt.

7 Ergebnisse

Abbildung 1 zeigt die anhand von Sterbetafeln geschätzten Eheverläufe von Scheidungskindern und Personen ohne Scheidungserfahrungen in der Kindheit getrennt für die verschiedenen Ursprungsdatenquellen. Der Befund, dass Scheidungskinder in ihren eigenen Ehen einem statistisch signifikant erhöhten Scheidungsrisiko unterliegen, lässt sich mit jeder der einbezogenen Datenquellen für Westdeutschland (oberer Teil der Grafik) replizieren. Bezogen auf Ostdeutschland (unterer Teil der Grafik) zeigt sich, dass der Unterschied im Scheidungsrisiko zwischen Scheidungskindern und Personen ohne Scheidungserfahrungen in den Daten der deutschen Lebensverlaufsstudie (GLHS) gering ausfällt und nicht statistisch signifikant ist. Dies ist im Einklang mit den früheren Befunden von Engelhardt et al. (2002) anhand der gleichen Datenbasis. Anhand der pairfam-Daten ist ersichtlich, dass die Schätzung für Ostdeutschland auf einer zu geringen Fallzahl beruht, um verlässliche Aussagen zu ermöglichen.

Abbildung 2 zeigt die Ergebnisse der multivariaten Analysen anhand von zeitdiskreten Ereignisdatenanalysen. Dargestellt sind das vorhergesagte Risiko einer Trennung im fünften Ehejahr über die Geburtskohorten hinweg für Scheidungskinder und Personen ohne Scheidungserfahrungen in der Herkunftsfamilie sowie die anhand der vorhergesagten Wahrscheinlichkeiten berechneten relativen Risiken (RR) und die AMEs der elterlichen Scheidung auf das Scheidungsrisiko im fünften Ehejahr.

Für Westdeutschland (oberer Teil der Grafik) zeigt sich, dass, unabhängig von der Kohortenzugehörigkeit, das Risiko sich im fünften Ehejahr zu trennen, für Scheidungskinder bei ca. zwei Prozent liegt. Bei Personen ohne Scheidungserfahrungen in der Kindheit beträgt die Trennungswahrscheinlichkeit nur etwa ein Prozent. Das relative Risiko (RR) einer Trennung im fünften Ehejahr beträgt für Scheidungskinder entsprechend 2,1, der AME liegt bei 1,1 Prozentpunkt und ist signifikant. Sowohl für Scheidungskinder als auch für Personen ohne Scheidungserfahrungen zeigt sich erwartungsgemäß ein Anstieg des Trennungsrisikos über die Kohorten hinweg, der in den beiden jüngsten Geburtskohorten abflacht. In allen Geburtskohorten mit Ausnahme der ältesten (vor 1939 geborene Personen) und der 1950 bis 1954 Geborenen zeigt sich anhand der AMEs ein signifikant höheres Trennungsrisiko für Scheidungskinder. Das relative Risiko liegt zwischen 1,5 und 2,8. Insgesamt ist keine Abnahme des Transmissionseffekts festzustellen. Ein Vergleich der AMEs der elterlichen Scheidung ergibt sogar einen Anstieg ab der Geburtskohorte 1955–1959 verglichen mit den älteren Kohorten. Dieser Anstieg ist jedoch auf das im Kohortenvergleich insgesamt gestiegene Scheidungsrisiko zurückzuführen und führt nicht zu einem erhöhten relativen Scheidungsrisiko für Scheidungskinder. Die Schwankungen im relativen Risiko von Scheidungskindern, selbst geschieden zu werden, erscheinen wenig systematisch. Wenn überhaupt, ist maximal ein leichter Anstieg des Transmissionseffekts ab der Kohorte 1955–1959 verglichen mit den ältesten vier Kohorten festzustellen. Da diese ältesten Geburtskohorten zu einem großen Teil noch vor dem starken Anstieg der Scheidungszahlen beginnend in den 1960er Jahren geheiratet haben, ist es möglich, dass die Vorhersagekraft von Scheidungsprädiktoren in diesen Kohorten aber allein aufgrund der Schwierigkeit, seltene Ereignisse vorherzusagen, supprimiert wird (vgl. Teachman 2002) und der geringere Effekt somit nicht inhaltlich begründet ist.

Für Ostdeutschland liegen die relativen Scheidungsrisiken der Scheidungskinder in den Geburtskohorten bis 1949 zwischen 0,8 und 1,7, wobei die AMEs des Erlebens elterlicher Scheidung auf das Scheidungsrisiko in zwei der drei Geburtskohorten nicht signifikant sind. Für die vier Geburtskohorten 1950–1969 erhöhte die Erfahrung einer elterlichen Scheidung in der Kindheit das Risiko einer Trennung der Ehe um einen Faktor von etwa 1,5 bis 2,1 und die AMEs zeigen signifikante Unterschiede zwischen Scheidungskindern und Personen ohne Scheidungserfahrungen in der Herkunftsfamilie an. Im Prinzip würden die geschätzten relativen Risiken und die AMEs auf einen leichten Rückgang des Transmissionseffekts in den Geburtskohorten 1970–1979 und 1980–1989 hindeuten. Die sehr breiten Konfidenzintervalle verdeutlichen jedoch die Unsicherheit der Schätzung, die auch darauf beruht, dass die Fallzahlen in diesen Kohorten in Ostdeutschland überaus gering sind. Eine Interpretation dieser Unterschiede erscheint daher nicht gerechtfertigt. Wenn überhaupt, dann deuten die Ergebnisse für Ostdeutschland auf einen leichten Anstieg der Transmission von Scheidung im Laufe der Zeit hin, beginnend in der Kohorte der 1950–54 Geborenen, und auf eine Stabilität der RRs danach.

Abb. 2:

Vorhergesagte Trennungswahrscheinlichkeit im fünften Ehejahr nach Herkunftsfamilie und Geburtskohorte

Analyse kumulierter Daten. Gewichtete Daten (MS), Anzahl Ehejahre in Westdeutschland = 373.435, Ereignisse_gewichtet = 3.664. Anzahl Ehejahre in Ostdeutschland = 184.142, Ereignisse_gewichtet = 2.259. RR = Relative risks. AME = Average marginal effects.

Um zu prüfen, ob sich der frühere Befund eines niedrigeren Transmissionseffekts in Ostdeutschland (Engelhardt et al. 2002) mit überwiegend anderen Datensätzen replizieren lässt, wird ein gemeinsames Modell für Ost- und Westdeutschland mit einem Interaktionseffekt zwischen elterlicher Scheidung und dem Regionalindikator geschätzt (siehe Tabelle A.3, Gesamtmodell). Der Effekt der elterlichen Scheidung ist in Ostdeutschland geringer. In Ostdeutschland haben Scheidungskinder im Vergleich zu Kindern von nicht-geschiedenen Eltern ein nur um 0,8 Prozentpunkte höheres Scheidungsrisiko im fünften Ehejahr (AME=.008), während in Westdeutschland der geschätzte AME 0.011 beträgt. Ein paarweiser Vergleich der AMEs der elterlichen Scheidung in Ost- und Westdeutschland zeigt, dass der Unterschied signifikant ist (einseitiger Test, Unterschied in AMES = –.004, Standardfehler = .002, z = –1,92).

Die Modelle werden unter Einbezug eines Maßes für das relative Heiratsalter erneut geschätzt, um zu beurteilen, ob die Ergebnisse dadurch beeinflusst werden, dass sich Scheidungskinder in jüngeren Kohorten mehr Zeit für die Festlegung auf einen Ehepartner lassen. Die Ergebnisse dieser Modelle befinden sich in Tabelle A.3. Auch die AMEs und RRs wurden auf Basis dieser Modelle erneut geschätzt (ohne Abbildung). Der Einbezug dieses Maßes bleibt ohne wesentlichen Effekt auf die Ergebnisse. Es ist daher unwahrscheinlich, dass eine zunehmende Selektion in die Ehe einen substanziell veränderten Transmissionseffekt verdeckt.

8 Diskussion

Das Ziel dieses Beitrags war es, zu untersuchen, ob sich die intergenerationale Transmission von Scheidung in jüngeren Kohorten in gleicher Weise zeigt wie in älteren Kohorten, das heißt, ob sich der Befund einer Scheidungstransmission aus früheren Arbeiten noch mit Daten, die auch jüngere Kohorten abdecken, replizieren lässt. Die Analysen basierten auf einer umfangreichen Datenkumulation aller großen deutschen Umfrageprogramme, die sowohl ehebiografische Daten als auch Maße für die Erfahrung einer elterlichen Scheidung oder Trennung in der Kindheit enthalten. Da es sowohl theoretische Argumente für ein Absinken des Transmissionseffekts über die Zeit als auch für einen Anstieg gibt, war die Studie weitestgehend explorativ angelegt.

Deskriptiv zeigte sich, dass sich der Transmissionseffekt in Ost- und Westdeutschland anhand fast aller Datenquellen replizieren ließ. Ausnahmen bildeten hier lediglich die Daten der Lebensverlaufsstudie in Ostdeutschland (in Einklang mit einer früheren Arbeit, vgl. Engelhardt et al. 2002) und die Daten der Auffrischungsstichprobe des pairfam in Ostdeutschland, wo aber die Fallzahlen zu gering für eine robuste Schätzung waren.

Ein Kohortenvergleich des Transmissionseffekts in Ost- und Westdeutschland anhand der kumulierten Daten ergab, dass sich mit den in die Analysen einbezogenen Geburtskohorten keine Hinweise auf einen Rückgang des Transmissionseffekts finden lassen. Die vorliegenden Ergebnisse entsprechen früheren Untersuchungen zu diesem Thema aus mehreren anderen Ländern (Amato & Cheadle 2005; Bernardi & Martinez-Pastor 2011; DeGraaf & Kalmijn 2006a; Dronkers 1997; Gähler & Härkönen 2014; Li & Wu 2008; Teachman 2002). Stattdessen sprechen die Befunde maximal für einen leichten Anstieg der Scheidungstransmission bei jüngeren Kohorten verglichen mit den ältesten Kohorten der vor 1955 Geborenen (Westdeutschland) beziehungsweise vor 1950 Geborenen (Ostdeutschland), weitestgehend ist jedoch Stabilität festzustellen.

In Bezug auf Ostdeutschland kann der Befund einer geringeren Scheidungstransmission von Engelhardt et al. (2002) mit überwiegend anderen Daten repliziert werden. Mit Ausnahme der Kohorte der 1939 bis 1945 Geborenen, beträgt dieser bei vor 1950 Geborenen sogar annähernd Null. Der Befund steht in Einklang mit den Ergebnissen von Raab (2017), der ebenfalls geringere Effekte der Herkunftsfamilie auf wichtige demographische Übergänge in Ostdeutschland fand.

Mehrere Argumente für einen zeitlichen Wandel des Transmissionseffekts beruhten auf der Häufigkeit und normativen Akzeptanz der elterlichen Scheidung in einer Gesellschaft, und Ergebnisse aus Ländervergleichen legen nahe, dass die Transmission von Scheidung tendenziell geringer ist, wenn die elterliche Scheidung häufig ist (Dronkers & Härkönen 2008; Engelhardt et al. 2002; Wagner & Weiß 2006). Die vorliegenden Ergebnisse stehen jedoch im Widerspruch zu dieser Beziehung zwischen der Häufigkeit der elterlichen Scheidung in einem bestimmten Kontext und der Stärke des Transmissionseffekts. Potenziell zugrundeliegende Mechanismen sollten einerseits der geringere Scheidungsstress bei größerer „Normalität“ elterlicher Scheidung sein, andererseits sollte die relative Verbreitung von (elterlicher) Scheidung dazu führen, dass die Erfahrungen von Scheidungskindern weniger „einzigartig“ (verglichen mit Kindern ohne persönliche Erfahrung von Scheidung in der Herkunftsfamilie) sind. Eine potenzielle Erklärung für die abweichenden Befunde dieser Studie könnte also sein, dass sich die Umstände der elterlichen Scheidung, wie z. B. der mit der elterlichen Scheidung verbundene Stress, für die betrachteten Kohorten noch nicht genug gewandelt haben, um zu einer substanziellen Änderung des Transmissionseffekts zu führen, auch wenn die jüngeren Geburtskohorten in dieser Studie in einer Zeit steigender Scheidungszahlen aufwuchsen. Die Mediane der Geburtsjahre der beiden jüngsten in dieser Studie untersuchten Kohorten liegen bei 1971 bzw. 1982. In Westdeutschland trat beispielsweise erst 1977 ein reformiertes Scheidungsrecht in Kraft, in dem das Scheidungsverfahren von einem Verschuldensprinzip auf ein Zerrüttungsprinzip umgestellt wurde. Außerdem war das Aufwachsen in nicht-traditionellen Familienformen noch unüblich, so dass das Aufwachsen in einer Familie nach einer Scheidung immer noch eine seltene Erfahrung war. In Übereinstimmung mit diesem Argument berichten Gähler und Garriga (2013), dass es kaum Belege für einen schwächer werdenden Zusammenhang zwischen elterlicher Scheidung und psychischen Problemen für die Geburtskohorten 1934–1949 und 1966–1981 in Schweden gibt. Sollte also der gesellschaftliche Wandel hin zu weniger konfliktbelasteten Scheidungen (DeGraaf & Kalmijn 2006b) tatsächlich zu einer Verminderung des Transmissionseffekts führen und nicht zu einer Stärkung, wie von Amato und DeBoer (2001) postuliert, dann könnte es sein, dass es schlicht noch etwas mehr Zeit braucht, bis sich dies merklich auf die Paarbeziehungen erwachsener Scheidungskinder auswirkt.

Bislang gibt es keine Hinweise dafür, dass die Transmission von Scheidung sich substanziell reduziert hätte. Dies hat mehrere Implikationen: Erstens sehen wir selbst bei den jüngsten betrachteten Geburtsjahrgängen noch langfristige Folgen der elterlichen Scheidung für die heute erwachsenen Kinder. Jede Ehe wird von den Partnern mit dem Wunsch geschlossen, dass sie (lebenslang) Bestand haben soll. Dass Scheidungskinder (weiterhin) Schwierigkeiten haben, diesen Wunsch Wirklichkeit werden zu lassen, ist daher eine wichtige Botschaft für die Beratung und die soziale Arbeit.

Zudem wurde argumentiert, dass die Scheidungstransmission einer der Faktoren ist, die den Anstieg der Scheidungsraten in vielen Ländern in Form einer Scheidungsspirale vorangetrieben hat (Diekmann & Engelhardt 1995; Heaton 2002; Wagner 2020). Da die intergenerationale Übertragung von Scheidungen in Deutschland nicht abnimmt, steht die vorliegende Studie im Einklang mit einem solchen Argument. Solange sich die Auswirkungen von elterlicher Scheidung auf die Fertilitätsraten nicht merklich ändern (Wagner et al. 2015), kann eine abnehmende Scheidungstransmission jedoch nicht als Erklärung für die seit 2005 stagnierenden oder sogar sinkenden Scheidungsraten dienen.

Bestimmte Einschränkungen dieser Studie sollten jedoch beachtet werden. Selbst bei einer Datenkumulation aller geeigneten deutschen Umfragedaten leiden einige der Analysen unter Datenbeschränkungen. Die jüngste Kohorte der ab 1980 geborenen Personen stützt sich fast ausschließlich auf die Daten der pairfam-Auffrischungsstichprobe, und pairfam fügt nur Fälle aus dieser Kohorte in die Datenkumulation ein. Daher ist es unmöglich, einen studienspezifischen Effekt von einer Veränderung des Transmissionseffekts bezogen auf diese Kohorte zu trennen. Ebenso wurden die jüngsten Kohorten häufiger in einem jungen Lebensalter befragt. Viele Befragte sind zum Befragungszeitpunkt noch keine Ehe eingegangen und die Ehen, die in die Analysen einbezogen wurden, wurden nur über einen vergleichsweisen kurzen Zeitraum hinweg beobachtet. Daher ist es möglich, dass Daten aus mehr Studien oder ein längerer Beobachtungszeitraum für die jüngeren Geburtskohorten die Befunde mit einer größeren statistischen Genauigkeit – insbesondere für Ostdeutschland – abgesichert hätten.

Ein „eisernes Gesetz“ der Scheidungsfolgen kann es in den Sozialwissenschaften und der Demografie nicht geben. Die Ursachen und Folgen von Scheidungen müssen zwangsläufig von der kulturellen „Bedeutung“ von Scheidung in einem bestimmten sozialen Kontext abhängen. Dementsprechend können die Ergebnisse dieser Studie nichts darüber aussagen, wie Scheidungskinder heute die Scheidung ihrer Eltern erleben oder wie sich diese Erfahrung in einigen Jahrzehnten auf ihr Trennungs- und Scheidungsrisiko auswirken wird. Auch wenn diese Studie daher keinen zeitlichen Wandel des Transmissionseffekts gefunden hat, sollte daher zukünftig in Form wiederholter Replikationsstudien untersucht werden, ob sich der Transmissionseffekt in Gesellschaften, die mit kontinuierlichen sozialen und demografischen Veränderungen konfrontiert sind, bezogen auf jüngere Geburtsjahrgänge wandelt.