{"hits":{"total":{"value":10,"relation":"eq"},"hits":[{"_index":"gesis-21-05-2026-02-00-54","_id":"cews-2-785923","_version":1,"_seq_no":47324,"_primary_term":1,"found":true,"_source":{"title":"Bildungsexpansion und soziale Ungleichheit : Zunahme, Abnahme oder Persistenz ungleicher Chancenverh\u00e4ltnisse ; eine Frage der Perspektive?","id":"cews-2-785923","date":"2011","date_recency":"2011","abstract":["\"Trotz Ausbau und Differenzierung des h\u00f6heren Schul- und Hochschulsystems zeichnet sich das deutsche Bildungssystem im internationalen Vergleich durch eine vergleichsweise hohe soziale Selektivit\u00e4t aus. Zwar haben sich im Zuge der Bildungsexpansion neue Zugangswege zu h\u00f6herer Bildung aufgetan, es ist allerdings offen, inwieweit dies zu einer h\u00f6heren Bildungsbeteiligung der traditionell bildungsfernen Schichten gef\u00fchrt hat. Der vorliegende Beitrag besch\u00e4ftigt sich dementsprechend mit der Frage, wie sich vor dem Hintergrund der ver\u00e4nderten institutionellen und bildungspolitischen Rahmenbedingungen die herkunftsspezifischen Unterschiede entwickelt haben. Hierbei wird sowohl in theoretischer als auch in methodischer Hinsicht differenziert auf die Entwicklung sozialer Ungleichheiten auf Schul- und Hochschulebene eingegangen und mit der Kombination zweier Datenreihen ein alternativer Weg der Analyse sozialer Ungleichheiten im Zeitverlauf aufgezeigt. Die Analyse macht deutlich, dass an den verschiedenen Bildungs\u00fcberg\u00e4ngen unterschiedliche Entwicklungen stattfinden und es (auch) eine Frage der methodischen Vorgehensweise ist, zu welchem Ergebnis man hinsichtlich der Ungleichheitsentwicklung gelangt. W\u00e4hrend die sozialen Ungleichheiten im Zeitverlauf beim \u00dcbergang in die Sekundarstufe II abnehmen, nehmen sie am \u00dcbergang ins Studium zu. Diese an beiden \u00dcberg\u00e4ngen vorzufindenden gegenl\u00e4ufigen Entwicklungen gleichen sich zum Teil aus, sodass insgesamt aus absoluter Perspektive teilweise von stabilen Ungleichheitsverh\u00e4ltnissen im deutschen Bildungssystem zu berichten ist, w\u00e4hrend sich aus einer relationalen Perspektive eher eine Abnahme abzeichnet.\" (Autorenreferat)","\"Despite educational expansion and institutional differentiation, Germany shows rather high levels of social selectivity. Although new institutional pathways into higher education have emerged in the course of educational expansion, it is unclear whether this has contributed to an inclusion of more students from less privileged families. In the light of these changing opportunities this paper deals with the question of how social inequality in access to higher levels of education has developed over the last few decades. These developments are discussed from both a theoretical and a methodological perspective. Using a combination of two large-scale datasets, we present a novel approach to this issue. Our findings suggest different developments of inequality depending on the different transitions from primary to secondary education. While social selectivity in access to upper secondary education has declined, differences in the transition from upper secondary to tertiary education have increased. In sum, both developments counterbalance each other. The results also indicate that it is a methodological question whether one finds increasing or decreasing inequality: Our absolute measure of social inequality indicates persistent inequality, whereas our relative measure indicates decreasing inequality.\" (author's abstract)"],"type":"publication","topic":["Bildungswesen","Bildungsexpansion","soziale Ungleichheit","Mann","soziale Herkunft","Sekundarstufe II","Hochschulforschung","Mikrozensus","ALLBUS","SOEP","Theorie","Methode","Studienberechtigung","Befragung","Datengewinnung","Student","Hochschulreife","vergleichende Forschung"],"classification":["Allgemeine Soziologie, Makrosoziologie, spezielle Theorien und Schulen, Entwicklung und Geschichte der Soziologie","Makroebene des Bildungswesens","Bildungswesen Sekundarstufe II"],"person":["L\u00f6rz, Markus","Schindler, Steffen"],"person_sort":"L\u00f6rzSchindler","source":"In: Zeitschrift f\u00fcr Soziologie, Jg. 40, 458-477","links":[{"label":"Link","link":"http:\/\/www.zfs-online.org\/index.php\/zfs\/article\/view\/3085"}],"subtype":"journal_article","database":"GESIS-SOLIS","document_type":"Zeitschriftenaufsatz","coreDoctypeLit":["Zeitschriftenaufsatz"],"coreAuthor":["L\u00f6rz, Markus","Schindler, Steffen"],"coreJournalTitle":"Zeitschrift f\u00fcr Soziologie","coreZsband":"Jg. 40","corePagerange":"458-477","coredoctypelitadd":["article"],"coreLanguage":["de"],"coreIssn":"0340-1804","data_source":"GESIS-CEWS","index_source":"GESIS-CEWS","link_count":0,"gesis_own":1,"fulltext":1,"thematic_collection":"Geschlecht und Wissenschaft","thematic_collection_en":"Gender and science"},"system_type":"EXP","doc_rank":1,"rid":28959751},{"_index":"gesis-21-05-2026-02-00-54","_id":"gesis-bib-122767","_version":1,"_seq_no":19859,"_primary_term":1,"found":true,"_source":{"abstract":"Werner Georg; Einleitung 7; Michael Vester; Die st\u00e4ndische Kanalisierung der Bildungschancen. Bildung und soziale Ungleichheit zwischen Boudon und Bourdieu 13; Andrea Lange-Vester und Christel Teiwes-K\u00fcgler; Die symbolische Gewalt der legitimen Kultur. Zur Reproduktion ungleicher Bildungschancen in Studierendenmilieus 55; Herbert Kalthoff; Doing\/undoing class in exklusiven Internatsschulen. Ein Beitrag zur empirischen Bildungssoziologie 93; Werner Georg; Kulturelles Kapital und Statusvererbung 123; Paul M. de Graaf und Nan Dirk de Graaf; Hoch- und popul\u00e4rkulturelle Dimensionen kulturellen Kapitals: Auswirkungen auf den Bildungsstand der Kinder 147; Monika Jungbauer-Gans; Kulturelles Kapital und Mathematikleistungen - eine Analyse der PISA 2003-Daten f\u00fcr Deutschland 175; Thomas Hinz und Jochen Gro\u00df; Schulempfehlung und Leseleistung in Abh\u00e4ngigkeit von Bildungsherkunft und kulturellem Kapital 199; Rainer Watermann und Kai Maaz; Soziale Herkunft und Studienintention am Ende der gymnasialen Oberstufe: Institutionelle und individuelle Einflussgr\u00f6\u00dfen 227; Helmut Fend; Mobilit\u00e4t der Bildungslaufbahnen nach der 9. Schulstufe: Koppelung und Entkoppelung von Bildungsverl\u00e4ufen und Berufsausbildung an die Schulformzugeh\u00f6rigkeit - neue Chancen oder alte Determinanten? 265; J\u00fcrgen Zinnecker und Ludwig Stecher; Gesellschaftliche Ungleichheit im Spiegel hierarchisch geordneter Bildungsg\u00e4nge. Die Bedeutung \u00f6konomischen, kulturellen und ethnischen Kapitals der Familie f\u00fcr den Schulbesuch der Kinder 291; Verzeichnis der Autorinnen und Autoren 311","coredoctypelitadd":["Sammelwerk"],"coreEditor":["Georg, Werner"],"coreIsbn":"9783896695291","coreLanguage":["Deutsch (DE)"],"corePublisher":"UVK Verl.-Ges.","database":"GESIS - Bibliothek","data_source":"GESIS-BIB","date":"2006","date_recency":"2006","document_type":"Buch","fulltext":0,"gesis_own":1,"library_location":["K\u00f6ln 062-289"],"person":["Georg, Werner"],"person_sort":"Georg","publisher":"GESIS","source":"Konstanz: UVK Verl.-Ges., 2006.- 314 S., graph. 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Die in die Analyse einbezogenen 25 europ\u00e4ischen L\u00e4nder werden nach dem Stratifizierungsgrad des Bildungssystems und dem Wohlstandsregime kategorisiert. Die auf der Basis des European Social Survey 2004 gewonnenen Ergebnisse zeigen, dass sich \u00fcber die Kohortenabfolge und damit im Zuge der Bildungsexpansion die Bildungsungleichheiten zu Ungunsten von Frauen verringert haben. In gering und mittel stratifizierten Bildungssystemen sowie in sozialdemokratischen, postsozialistischen und familienorientierten Wohlfahrtsregimen haben sich die Ungleichheiten in den j\u00fcngsten Kohorten sogar zu Ungunsten der M\u00e4nner umgekehrt. 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Zudem wird der relative Einfluss von Motivationsstrukturen im Vergleich zur sozialen Herkunft f\u00fcr die Studienfachwahl modelliert. Mit Hilfe von Daten der Konstanzer Arbeitsgruppe Hochschulforschung kann im Rahmen von multinomialen Logit-Modellen gezeigt werden, dass zwar signifikante Effekte der sozialen Herkunft auf die Studienfachwahl existieren, jedoch sind diese im Vergleich zu den Motivationsmerkmalen der Studierenden relativ gering und schichtunabh\u00e4ngig.' 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Zudem wird der relative Einfluss von Motivatio nsstrukturen im Verg leich zur sozialen  Herkunft f\u00fcr die Studienfach wahl modelliert. Mit Hilfe  von Daten der Konstanzer  Arbeitsgruppe Hochschulforschung kann  im Rahmen von multinomialen LogitModellen gezeigt werden, dass zwar signifik ante Effekte der sozialen Herkunft auf  die Studienfachwahl existieren, jedoch sind  diese im Vergleich zu den Motivationsmerkmalen der Studierenden relativ  gering und schichtunabh\u00e4ngig.  Abstract  On the background of the  reproduction theory of  Pierre Bourdieu  this contribution  analyzes the hierarchy of the fields of study  in dependency of the so cial origin of the  students between 1985 and 2004.  Additionally the relative  impact of the students'  motivation on the choice of a field of study  is surveyed. With da ta of the working  group on university research  (Konstanz) multinomial log it models are computed. It  can be shown that there are si gnificant effects of the social  origin on the choice of a  field of study. However, thes e effects are relativ ely week compared to the motivation.  Bereits in seinen fr\u00fchen Schrifte n hat der franz\u00f6sische Soziologe  Pierre Bourdieu   sich der Bildungssoziologie gewidmet und speziell die soziale Ungleichheit im Bildungssystem untersucht ( Bourdieu  und  Passeron  1971). Er beginnt seinen Beitrag  mit einem Kapitel, das sich mit der Hierar chie der Studienf\u00e4che r auseinandersetzt,                                                  1   Dr.  Werner Georg  ist Professor im Arbeitsbereich Empi rische Sozialforschung mit dem Schwerpunkt Hochschulforschung an der Universit\u00e4t Kons tanz, Universit\u00e4tsstra \u00dfe 10, 78464 Konstanz.   62  ZA-Information 57    wobei der empirische Umstand im Mittel punkt steht, dass sich Studienf\u00e4cher hinsichtlich der sozialen Herkunft ihrer Studier enden unterscheiden.  An der Spitze der  Pyramide stehen prestigereiche, traditionelle  F\u00e4cher wie etwa Me dizin und Jura, mit  dem h\u00f6chsten Anteil an Akademikerkindern , w\u00e4hrend die Sozial- und Geisteswissenschaften und die P\u00e4dagogik \u00fcber das nied rigste Prestige und den h\u00f6chsten Anteil  an Kindern aus unteren Schichten verf\u00fcge n. Diesem Befund, der auch f\u00fcr die  Bundesrepublik repliziert werden konnte ( K\u00f6hler  1992), liegt nach  Bourdieu  die  Annahme zu Grunde, dass die Universit\u00e4 ten als \"Endinstituti onen\" des bildungsspezifischen Selektionsprozesses \u00fcber ein  hochausgelesenes Klientel verf\u00fcgen und  sie somit hinsichtlich der Ko mpetenzen eine relativ ei nheitliche Personengruppe  zusammenfassen. Allerdings se tzen sich jenseits dieser  meritokratischen  Legitimation  herkunftsspezifische  Effekte durch, die so ziale Ungleichheit an den Universit\u00e4ten  implementieren.  Vor dem Hintergrund dieses theoreti schen Zugangs und  der Rezeption des  bourdieuschen Ansatzes in Deutschland wurde se it den 80er Jahren das Konzept der \"Studienfachkultur\" entwickelt ( Huber  et al. 1983;  Apel  1989;  Prei\u00dfer  1989). Die Kernannahme ist hierbei, dass sich Studienf\u00e4 cher nicht nur durch die Vermittlung eines  spezifischen Fachwissens definieren und  unterscheiden, sondern auch durch einen  fachspezifischen Lebensstil und Habitus so wie unterschiedliche kognitive Stile und  Evaluationsmuster. In mehreren Untersuchu ngen gelang es im Vergleich verschiedener F\u00e4cher unterschiedliche alltags\u00e4sthetische Pr\u00e4ferenzen ( Apel  1989), aber auch  Wertorientierungen ( Multrus  2004;  Windolf  1990) nachzuweisen.  Die Fachkulturforschung ging gem\u00e4\u00df der bou rdieuschen Theorie von der Annahme  aus, dass Studierende aus h\u00f6heren Schichte n \u00fcber eine bessere habituelle Passung  zwischen Herkunftskultur und  Studienfachkultur verf\u00fcgen ( Zinnecker  1989) und  somit einen kompetetiven Vo rteil gegen\u00fcber Studen ten aus unteren so zialen Schichten  besitzen. Studenten aus den  h\u00f6heren Klassen haben nach  Bourdieu  mehr \"kulturelles  Kapital\" internalisiert, das  sich etwa mit dem Besuch  hochkultureller Veranstaltungen  oder Kenntnissen und Vertrautheit im Be reich der Hochkultur operationalisieren  l\u00e4sst. In mehreren Untersuchungen konnte in  der Tat ein Effekt des kulturellen  Kapitals der Herkunftsfamilie  auf den Erfolg im Bildungss ystem nachgewiesen werden  ( DiMaggio  1985;  De Graaf  1986;  De Graaf  et al. 2000;  Georg  2004, 2005).  Fraglich ist jedoch, ob dies e Wirkungen sich auch im  relativ homogenen Milieu der  Universit\u00e4t feststellen lassen oder sich aufg rund der Selektion hi er eine Nivellierung  ergeben hat. Die Annahme,  dass die Oberschichten du rch die Investition in die  \"richtigen\" Abschl\u00fcsse und Diplome ihren so zialen Status reproduzieren k\u00f6nnen, ist  freilich nicht unwidersproc hen geblieben. So fand  Windolf  (1990) in einer Untersu-  ZA-Information 57    63    chung \u00fcber die Studienfachwahl von Studie nanf\u00e4ngern im Rahmen von logistischen  Regressionen - bei Kontrolle von fach kulturellen Motiven, der Art des Schulabschlusses, der Schulnoten und des Geschl echts - nur geringe Ef fekte der sozialen  Herkunft auf die Entscheidung  f\u00fcr ein spezifisches Fach , wogegen die untersuchten  Motive den bedeutsamsten Beitrag diesbez\u00fc glich lieferten. Vor diesem Hintergrund  stellt sich die Frage, ob die bourdieusche  Reproduktionstheorie, die wahrscheinlich  f\u00fcr das st\u00e4rker elit\u00e4r differenzierte franz\u00f6s ische Hochschulsystem mit seiner jesuitischen Tradition in den 60er Jahren zutr effend war, heute noch f\u00fcr das deutsche  Hochschulsystem nach der Expa nsionsphase G\u00fcltigkeit besitzt.  1   Forschungsleitende Fragen  Mit dem Zusammenhang von sozi aler Herkunft und Fachwahl  hat sich, am Beispiel  d\u00e4nischer Studenten, als einer der ersten  Theodor Geiger  befasst (1992, d\u00e4nisch  1950). Bereits damals fiel auf, dass die  unmittelbare Nachfolge im Studienfach des  Vaters unter den \u00c4rzten und Juristen be sonders ausgepr\u00e4gt  war (S. 143). Mit Beginn der Untersuchungen \u00fcber die sozial e Lage und die Bildungschancen in den  60er Jahren wurde die unglei che Verteilung von Kindern un terschiedlicher sozialer  Herkunft auf die F\u00e4cher an den Universit\u00e4 ten erneut mit einigem Erstaunen thematisiert ( Dahrendorf  1965). Unterschiedliche Versuche  schlossen sich dem an, die  Prozesse und Mechanismen solcher Selek tion sowie Entscheidungen auf dem Bildungsweg von der Grundschule \u00fcber die Se kundarschulen, insbesondere das Gymnasium, bis hin zur Studienaufnahme und  der Fachwahl aufzuzeigen. Dazu lie\u00dfe  sich eine eigene Bibliographie erstellen.  Aufschlussreiche  Informationen \u00fcber Studienfachwahl und soziale Herkunft bieten di e verschiedenen Pane ls von HIS (Hochschul-Informations-System) \u00fcber die Stud ienberechtigten und die Studienanf\u00e4nger  (z.B.  Durrer-Guthof  und  Schaeper  1986,  Heine, Spangenberg  und  Sommer  2002),  wobei zeitlichen  Ver\u00e4nderungen ( Bathke, Schreiber  und  Sommer  2000) oder  Motivkonstellationen nachgegangen wird ( Heublein  und  Sommer  2002). Eine Sekund\u00e4ranalyse zum Einfluss der sozialen He rkunft bei der Studi enentscheidung und  Fachwahl im zeitlichen Vergleich  von 1983 und 1999 ha ben neuerdings  Reimer  und  Pollak  (2005) vorgelegt. Eben so liefert der Studiere ndensurvey der AG Hochschulforschung, auf dessen Da ten f\u00fcr diesen Beitrag zur\u00fc ckgegriffen wird, einige  Befunde zur Studienfachwahl  und den Einfluss der so zialen Herkunft auf die  Studienaufnahme (zuletzt  Bargel, Ramm  und  Multrus  2005). Gesondert wird das  Zusammenspiel von sozialer Herkunft, de n studentischen Motiven und Orientierungen sowie der Wahl oder Ab lehnung einzelner F\u00e4cher untersucht, z.B. den Naturund Ingenieurwissenschaften ( Ramm  und  Bargel  2002). Eine Rarit\u00e4t sind nach wie  vor modellbezogene, komplexe Analysen,  die den Einfluss und das Gewicht ver-  64  ZA-Information 57    schiedener Faktoren auf di e Fachwahl zu bestimmen su chen - m\u00f6glichst noch unter  Einbeziehung zeitlicher Ver\u00e4nderungen.   Aufgrund der Hochschulexpan sion in den 70er und 80er  Jahren des letzten Jahrhunderts k\u00f6nnte man behaupten, da ss sich nicht nur die Z ugangschancen zur Hochschule  f\u00fcr Mitglieder aller Schichten (wenn auch  in unterschiedlichem Ma\u00dfe) erh\u00f6ht haben  (vgl.  K\u00f6hler  1992), sondern dass sich ebenfalls di e Hierarchie der F\u00e4cher als Quelle  sozialer Ungleichheit an der Universit\u00e4t eg alisiert hat. Andererseits bedeutet die  \u00d6ffnung eines sozialen Feldes nicht not wendigerweise seine Demokratisierung.  Vielmehr kann man argumentieren, dass  definitionsm\u00e4chtige Gruppen ihren Vorsprung dazu ausnutzen, sich im Feld der  erweiterten Handlungsoptionen diejenigen  anzueignen, die f\u00fcr ihre Statuserhaltu ng zielf\u00fchrend sind. So unterstellen  Raferty   und  Hout  (1993) in ihrer Maximally-Maintaine d-Inequality-Hypothese (MMI), dass  Ungleichheit im Bildungssystem sich nu r dann reduziert, wenn die Beteiligung  privilegierter Gruppen  auf einer Bildungse bene ges\u00e4ttigt ist.  Vor dem Hintergrund  dieser Annahme konnten  Ayalon  und  Yogev  (2005) zeigen, dass in  Israel nach Einf\u00fchrung von College-Studieng\u00e4ngen insbes ondere die privilegi erten Gruppen die  Erweiterung des Hochschulsystems f\u00fcr ihren Statuserhalt nutzten.   In der Hochschulforschung ist, insbesonde re zu Beginn der 90er Jahre des letzten  Jahrhunderts, die Frage diskutiert word en, ob die Wahl des Studienfaches, wie  Bourdieu  dies unterstellte, auf die Reprod uktionsbem\u00fchungen un terschiedlicher  Klassenfraktionen zur\u00fcckzuf\u00fchren ist ( Prei\u00dfer  1989,  Apel  1989), oder ob hier vorwiegend die pers\u00f6nliche Neigung zum Tr agen kommt, die relativ unabh\u00e4ngig vom  sozialen Schichtungssystem ist und als Re sultat der Sozialisation im Elternhaus,  aber auch in der Schule,  angesehen werden kann ( Windolf  1990). Man k\u00f6nnte hier  aufgrund des beckschen Indi vidualisierungstheorems ( Beck  1983, 1986) behaupten,  dass sich st\u00e4ndische oder klassenm\u00e4\u00dfige  Verfestigungen verfl\u00fcssigt haben und individualisierte Interessen gegen\u00fcber der so zialen Reproduktion vo n Klassen Pr\u00e4ferenz  f\u00fcr die Studienfachwahl haben. Ein im  Zeitverlauf zunehme nder Einfluss von  Studienmotiven und ein Nachlassen schi chtabh\u00e4ngiger Studien fachwahl w\u00fcrde  diese Annahme unterst\u00fctzen.   Die Fragestellung \u00fcber die Verteilung von  Studierenden verschiedener sozialer  Herkunft auf die F\u00e4cher an  Universit\u00e4ten soll mit Hilf e von Zeitreihendaten der  Arbeitsgruppe Hochschulforschung, die  den Zeitraum von 1985 bis 2004 umfassen,  untersucht werden.    ZA-Information 57    65    2   Daten und Ma\u00dfe  Das Konstanzer Studierendensurvey wurd e erstmals im Wintersemester 1982\/83  durchgef\u00fchrt 2. Seitdem folgten acht  weitere Befragungen im  Abstand von zwei bis  drei Jahren, so dass im Wintersemester  2003\/04 die neunte Erhebung stattfand.  Damit sollen bundesweit und weitgehend re pr\u00e4sentativ die Erfa hrungen der Studierenden an den Hochschulen und  die studentischen  Orientierungen ge gen\u00fcber Studium,  Beruf und Politik erfasst we rden, angelegt als Teil einer gesellschaftlichen Dauerbeobachtung (vgl.  Peisert, Framhein  und  Bargel  1984).   Aufgrund des Fehlens einer Studierendenda tei - und sie allein k\u00f6nnte statistische  Repr\u00e4sentativit\u00e4t erm\u00f6glichen - war eine  einfache Zufallsauswahl der Studierenden  nicht m\u00f6glich. Allerdings ist eine repr \u00e4sentative Auswahl in  diesem Sinne nicht  immer den Untersuchungsintere ssen angemessen und dienlic h. Das Auswah lverfahren  f\u00fcr den Studierendensurvey der AG Hoch schulforschung wurde wegen der grunds\u00e4tzlichen Bedeutung einer langfristigen  Festlegung sowohl mit einem Wissenschaftlichen Beirat er\u00f6rtert, mit Expert en des Zentrums f\u00fcr Umfragen, Methoden  und Analysen (ZUMA) in Mannheim besp rochen und mit ande ren Institutionen der  Hochschulforschung, z.B.  dem Hochschul-Informations -System (HIS), Hannover,  abgestimmt.   Wie bei anderen Surveys von Studierende n musste eine zw eistufige Auswahl  getroffen werden: Zuerst erfolgte eine st rukturierte Auswahl der Hochschulen (Universit\u00e4ten und Fachhochschulen, anfangs  auch Gesamthochschulen) nach Bundesl\u00e4ndern, Traditionalit\u00e4t bzw. Neugr\u00fcndung  sowie F\u00e4cherangebotenen (z.B. Technische Universit\u00e4t). Dabei wurd e nicht auf eine m\u00f6glichst  gro\u00dfe Zahl an Hochschulen  gezielt, sondern pro Hochschule sollte eine  hinreichende Zahl Studierender f\u00fcr differenzierte, vergleichende Analysen n ach Fachzugeh\u00f6rigkeit,  Geschlecht, Leistungsstand etc. vertreten sein. Deshalb  wurde bewusst die Zahl der Hochschulen  kleiner gehalten und darauf geachtet, dass  Universit\u00e4ten und Fachhochschulen sich  h\u00e4ufiger im gleichen lokalen Setting befi nden. Aus den deutsche n Studierenden dieser Hochschulen wurde jeweils per Zufalls auswahl die anzuschr eibende Gesamtheit  gezogen. Sie erhielten in gleicher Form  und Verfahrensweise  das Anschreiben mit  Fragebogen, wobei sich die Zusendung n ach Absprache mit den Hochschulen \u00fcber  das Semester der Erhebung ve rteilte (vgl.  zum Konzept  Peiser, Bargel  und   Framhein  1985).                                                   2   Die Studien zur \"Studiensituation und studenunter den ZA-Studien-Nrn. 1884 (1982\/83), 1885 (1984\/85), 2416 (1986\/8), 2417 (1989\/90), tische Orientierungen (Studierenden-Survey)\" sind  3130 (1992\/93), 3131 (1994\/95), 3511 (1997\/98), 4208 (2000\/01) archiviert.   66  ZA-Information 57    Die Intention der Auswahl v on Hochschulen und Studierenden richtet sich mehr auf  die M\u00f6glichkeit zu replikativ en Analysen und Vergleichen von Sachverhalten und  Zusammenh\u00e4ngen, weniger auf eine simple  Repr\u00e4sentativit\u00e4t von Randverteilungen.  Die Folgen solcher Zielse tzung und Erhebungsverfahren  f\u00fcr die Interpretation von  Analyseergebnissen sind freilich zu ber\u00fccksichtigen.  Gef\u00f6rdert wird das Vorhaben haupts\u00e4ch lich vom Bundesminist erium f\u00fcr Bildung  und Forschung, erg\u00e4nzt durch Mitte l des Landes Baden-W\u00fcrttemberg.  Inhaltlicher Gegenstand des Survey si nd insgesamt zw\u00f6lf Themenbereiche:    Fachstudium und Hochschulzugang    Ausbildungswahl und Studienerwartungen    Lehrsituation und Studienqualit\u00e4t    Lern- und Arbeitsverhalten    Lebenssituation, Finanzieru ng und Erwerbst\u00e4tigkeit     Kontakte und Kommu nikation, Beratung    Studienschwierigkeiten, Pr obleme und Belastungen    Computer- und Internetnutzung, neue Medien in der Lehre    W\u00fcnsche und Forderungen  zur Hochschulentwicklung    Berufswahl und Berufsvorstellungen    Gesellschaftliche und politische Forderungen    Sozialdaten und biografische Situation.  Die Grundgesamtheit des Studierendensurve y stellen alle deutschen Studierenden  an Universit\u00e4ten und Fachhochschulen so wie den fr\u00fcheren Gesa mthochschulen dar  (insgesamt 262 Hochschulen). In der aktue llen neunten Erhebung wurden insgesamt  26 Hochschulen (17 Universit\u00e4ten und 9  Fachhochschulen) au sgew\u00e4hlt. W\u00e4hrend  bei den fr\u00fcheren Erhebungen etwa 20 000  Studierende angeschrieben wurden (bei  einem R\u00fccklauf von ca. 40%), wurde die Teilnehmerzahl nach einem Einbruch der  R\u00fccklaufquoten im Wintersemester 1997\/ 98 (37%) auf 28 000 zum letzten Erhebungszeitpunkt erh\u00f6ht. Insgesamt haben si ch bisher 80 000 Studierende beteiligt,  von denen 63 000 von Univer sit\u00e4ten und 17 0 00 von Fachhochschulen stammen.  Der \u00fcber alle neun Erhebungswellen kumulie rte Datensatz kann beim Zentralarchiv  bezogen werden. Er steht in mehreren  Sozialwissenschaftlichen Programmsystemen  zur Verf\u00fcgung: in SPSS, in SAS und in  KOSTAS. Seine Verw endbarkeit f\u00fcr Sekund\u00e4ranalysen ist vielf\u00e4ltig und auch  f\u00fcr Abschluss- und Examensarbeiten  (Diplom, Promotion) zug\u00e4nglich. Einen  Einblick in den Datenfundus nach Hochschulart, Geschlecht und F\u00e4chergruppe n mit einem \u00dcberblick zur jeweiligen   ZA-Information 57    67    Zeitreihe erm\u00f6glicht der \"Datenalma nach zum Studiere ndensurvey 1983-2004\"  ( Simeaner, R\u00f6hl  und  Bargel  2004); er ist ebenfalls im Netz einsehbar:  http:\/\/www.uni-konstanz.de \/studierendensurvey.  3   Ergebnisse  F\u00fcr die folgende Analyse wurden die Erhe bungen aus den Jahren 1985, 1995 und  2004 ausgew\u00e4hlt und nur Univ ersit\u00e4ten aus den alten Bund esl\u00e4ndern in die Auswertung mit einbezogen. Weite rhin wurde nur das Erstst udium ber\u00fccksichtigt.   3.1   Deskriptive Befunde  Bevor komplexere Modelle f\u00fcr drei Mess zeitpunkte berechne t werden, soll ein  \u00dcberblick \u00fcber die Verteilung der sieben  F\u00e4chergruppen Kulturwissenschaften, Sozialwissenschaften, Jura, Wirtschaftswisse nschaften, Medizin, Naturwissenschaften  und Ingenieurwissenschaften sowie ihre Di fferenzierung nach Alter, Geschlecht und  Hochschulsemester gegeben werden.  Tabelle 1   Studierende in sieben F\u00e4ch ergruppen in den Jahren  1985, 1995 und 2004 (Ang aben in Prozent)    1985 1995 2004  Kulturwissenschaften 20.5 20.0 23.9  Sozialwissenschaften 8.5 10.5 14.6  Jura 10.1 8.2 6.4  Wirtschaftswissensch aften 13.9 14.0 13.6  Medizin 11.9 9.7 9.8  Naturwissenschaften 20.3 21.5 21.6  Ingenieurwissenschaften 14.8 16.1 10.0  W\u00e4hrend in Kulturwissenschaften und insb esondere Sozialwissenschaften im Verlauf von 19 Jahren ein Anstieg zu verzeic hnen ist, verharren die Wirtschaftswissenschaften und Naturwissenschaften etwa au f dem gleichen Niveau, w\u00e4hrend in der  Medizin und den Ingenieurwissenschaften ei n leichter R\u00fcckgang zu  verzeichnen ist.  Allgemein ist im Universit\u00e4ts studium ein \"Aufholen\" der St udentinnen zu attestieren.  Interessant ist jedoch die Frage, ob sich  die geschlechtsspezifische Verteilung der  F\u00e4cher im Lauf der Zeit ver\u00e4ndert hat.   68  ZA-Information 57    Tabelle 2   Frauenanteil bei der Studienfa chbelegung von 1985 bis 2004  (Angaben in Prozent)    1985 1995 2004  Kulturwissenschaften 57.1 57.8 73.4  Sozialwissenschaften 59.2 59.8 71.5  Jura 38.9 38.1 56.6  Wirtschaftswissensch aften 23.8 26.5 36.7  Medizin 38.3 50.5 61.4  Naturwissenschaften 29.0 32.2 47.3  Ingenieurwissenschaften 9.5 15.2 29.1  Obwohl zu allen drei Mess zeitpunkten die Kultur- und So zialwissenschaften frauendominierte F\u00e4cher sind und ihr Anteil in  den Wirtschafts- und Ingenieurwissenschaften jeweils am niedrigsten ist, so  ist doch, insbesondere  zwischen 1995 und  2004, ein erheblicher Anstieg der Frauenq uote in ehemals \"m\u00e4nnlichen\" Studienf\u00e4chern wie etwa in Jura (von 38.9 im Jahr  1985 auf 56.6% 19 Ja hre sp\u00e4ter in 2004),  Medizin (von 38.3 auf 61.4%)  oder selbst in Ingenieurwissenschaften (von 9.5 auf  29.1%) festzustellen. F\u00fcr  eine Einsch\u00e4tzung der Erge bnisse der multivariaten  Analysen kann es von Bedeut ung sein, ob sich die Befragt en der einzelnen F\u00e4chergruppen nach Alter und F achsemester unterscheiden.  Tabelle 3   Differenzierung der F\u00e4chergruppen n ach Alter und Hochschulsemester    Alter   Alter   Alter  Fach- Fach- Fach1985 1995   2004   semester   semester   semester  1985   1995   2004   Kulturwissenschaften 23.9 25.6 24.3 6.3 7.7 6.0  Sozialwissenschaften 25. 3 26.3 25.6 6.6 6.6 6.2  Jura  23.8 23.9 23.6 6.5 6.4 6.4  Wirtschaftswissenschaften  23.6 24.6 23.8 5.5 6.7 5.7  Medizin  24.7 25.1 24.1 6.5 7.7 6.8  Naturwissenschaften 23. 4 24.6 23.4 6.3 7.5 5.7  Ingenieurwissenschaften  23.6 24.8 24.1 6.1 7.8 6.8  Studierende der Sozialwissenschaften si nd zum jeweiligen  Befragungszeitpunkt  durchschnittlich am \u00e4ltesten, w\u00e4hrend im Ja hr 1995 die Studierenden der Jurisprudenz und im Jahr 2004 die Naturwissensch aftler die j\u00fcngste Gruppe darstellen. Im   ZA-Information 57    69    Durchschnitt studieren die Befragten zwis chen dem sechsten und achten Fachsemester und haben somit das Grundstudium be reits abgeschlossen.  Zusammenfassend  kann festgestellt werden, da ss sich hinsichtlich der Ve rteilung der Fachbelegung nach  Alter und Fachsemester keine auff\u00e4lligen Unte rschiede ergeben, so  dass eine diesbez\u00fcgliche Verzerrung der Befunde der we iter unten berechneten Regressionsmodelle  nicht zu bef\u00fcrchten ist.   3.2   Multivariate Modelle zur Studienfachwahl   Um die Studienfachwahl in Abh\u00e4ngigkeit v on sozialer Herkunft und Motivationsmerkmalen in ihrem Wandel zu untersuchen , wurden f\u00fcr jeden Messzeitpunkt multinomiale Logit-Modelle berechnet. Als abh\u00e4ngi ge Variable diente  die Wahl einer der  oben beschriebenen F\u00e4chergruppen. Folgende  Pr\u00e4diktoren f\u00fcr di e Fachwahl wurden  verwendet:      Der h\u00f6chste Schulabschluss eines Elternteils von  1 = Hauptschule mit Lehre bis 6 = Universit\u00e4t    Die Abiturnote    Als Dimensionen subjektiver Wahlpr \u00e4ferenzen und Motive Faktorwerte  (Hauptkomponentenanalyse, Eigenwerte  >1, Varimax-Rotation) aus folgenden  Bereichen:    Extrinsische Gr\u00fcnde f\u00fcr die Studienfachwahl : Einkommenschancen  (Faktorladung: .82), berufliche M\u00f6g lichkeiten (.58), Arbeitsplatzchancen  (.82), Chance auf F\u00fchrungsaufgaben (.82).    Intrinsische Gr\u00fcnde f\u00fcr die Studienfachwahl : Spezielles Fachinteresse  (.78), eigene Begabung (.74), fester Berufswunsch (.58).    Wichtigkeit von Lebensbereichen: Privates : Freizeit und Hobbys (.62),   Eltern und Geschwister (.62), Partner,  eigene Familie (.68), Geselligkeit und  Freundeskreis (.74).    Wichtigkeit von Lebensbereichen :  Beruf und Studium : Hochschule und  Studium (.78), Wissenschaft und Fors chung (.77), Beruf und Arbeit (.61).    Wichtigkeit von Lebensbereichen :  Politik und Kultur : Politik und \u00f6ffentliches Leben (.76), Kunst und Kulturelles (.77).    Extrinsische Berufsmotive : Sicherer Arbeitsplatz (.54), hohes Einkommen  (.80), andere Menschen f\u00fchren  (.63), Aufstiegsm\u00f6glichkeiten (.84).    Intrinsische Berufsmotive : Eigene Ideen entwickeln (.77), selbst\u00e4ndige Entscheidungen treffen (.81), immer ne ue Aufgaben wahrnehmen (.66).                 70  ZA-Information 57      Altruistische Berufsmotive : Mit Menschen arbeiten (.78), anderen helfen  (.83).    Berufsmotiv Freizeit und Bequemlichkeit : Viel Freizeit (.83), nicht so viel  anstrengen m\u00fcssen (.75).    Berufsmotiv Wissenschaft : Wissenschaftliche T\u00e4tigkeit (.84), beruflich dazu  lernen (.52).  In einem  ersten Modell  (1) werden nur die soziale Herkunft der Studierenden sowie  die Abiturnote herangezogen; die Abiturnot e dient hierbei als Kontrollvariable hinsichtlich der meritokratisch legitimierte n Ungleichheit nach pers\u00f6nlicher Leistung  und F\u00e4higkeit. Im  zweiten Modell  (2) werden zus\u00e4tzlich die beschriebenen Motive  als Pr\u00e4diktoren verwendet. Als abh\u00e4ngige  Referenzkategorie dient die Medizin, die  \u00fcber den h\u00f6chsten Anteil von Kindern aus Ak ademikerfamilien verf\u00fcgt (deshalb in  den Logit-Modellen nicht an gef\u00fchrt). Man kann argumentieren, dass die soziale  Herkunft als einzelne Variable gegen\u00fc ber den zehn Motivationsmerkmalen hinsichtlich ihrer potentiellen Wirkungsst\u00e4rke bena chteiligt ist. Dies ist insofern zutreffend, als dass man von einer  Variablen eine weniger starke Determinationskraft  erwarten kann als von zehn Merkmalen. Andere rseits entfaltet die  Bildung in vielen  Zusammenh\u00e4ngen, etwa in der Einstellungsfo rschung, durchaus  eine beachtliche  Wirkungsst\u00e4rke und die Positio n im Schichtungsgef\u00fcge  ist nat\u00fcrlich erheblich  einfacher zu messen als die individuelle  Motivationsstruktur im Kontext von Entscheidungsprozessen. Zudem stehen im Ze ntrum des Erkenntnisinteresses nicht die  absoluten Erkl\u00e4rungsbeitr\u00e4g e von sozialer Herkunft u nd Motivation zu einem Zeitpunkt, sondern vielmehr ihre relative  Ver\u00e4nderung zueinander im Zeitverlauf.     ZA-Information 57    71    Tabelle 4   Logit-Modelle f\u00fcr das Jahr 2  1985   2 Pseudo R Modell 1: .02; Pseudo R  Modell 2: .23. N=6191    Kulturwissenschaft Sozialwissenschaft  Jura   Modell   Modell   Modell     1 2 1 2 1 2  Soziale Herkunft    -.06*           -.09*        -.18***       -.21***       -.02             -.07  Abiturnote     .09***        .09***        .11***        .11***        .10***        .08***  Extrinsische Fachwahl    -1.82***       -1.70***          .02  Intrinsische Fachwahl       .13*      -.06      -.85***  Lebensbereich: Privates       .09               -.10                .09  Lebensbereich: Studium      -.12*             -.08               -.09  Lebensbereich: Kultur       .64***          .53***          .54***  Extrinsische Berufsmotive      .42***          .33***          .41***  Intrinsische Berufsmotive       .08       .31***       .04  Altruistische Berufsmotive    -1.13***         -.81***         -.96***  Berufsmotiv: Freizeit      -.08 *            -.19      -.24**  Berufsmotiv: Wissenschaft       .42***          .68***          .26***  Konstante  -1.32***  -1.31***     -2.22***     -2.19***     -2.41***  -1.41***      Wirtschaft Naturwissenschaft  Ing.   Modell   Modell   Modell     1 2 1 2 1 2  Soziale Herkunft    -.15***       -.21***        -.15***      -.16***       -.09 **       -.10***     Abiturnote     .12***        .10***         .04*          .04***        .10***        .09***  Extrinsische Fachwahl       .46***         -.86***         -.07  Intrinsische Fachwahl      -.87***      -.30***      -.46***  Lebensbereich: Privates      .17*             -.07                .09  Lebensbereich: Studium      -.05                .02               -.12  Lebensbereich: Kultur       .27***          .08***          .05  Extrinsische Berufsmotive       .32***          .17**            .01  Intrinsische Berufsmotive       .09*      -.19***      -.01  Altruistische Berufsmotive   -1.33***  -1.22***  -1.25***  Berufsmotiv: Freizeit      -.18                .77***       .54**  Berufsmotiv: Wissenschaft       .14                .71***          .63***  Konstante  -2.06***     -1.15***        .25         .62        -1.80        1.06  * p < .05  ** p < .01  *** p < .001   72  ZA-Information 57    Tabelle 5   Logit-Modelle f\u00fcr das Jahr 2 1995   2 Pseudo R  Modell 1: .01; Pseudo R  Modell 2: .21. N=3997    Kulturwissenschaft Sozialwissenschaft  Jura   Modell   Modell   Modell     1 2 1 2 1 2  Soziale Herkunft    -.12***       -.14***       -.21***       -.23***         .04              .02  Abiturnote     .05***        .06***         .07***        .07***         .02              .01  Extrinsische Fachwahl      -.81***         -.42**           1.58***  Intrinsische Fachwahl      -.05      -.25*      -1.0***  Lebensbereich: Privates      -.17**           -.29***          -.30***  Lebensbereich: Studium      -.06               -.11                -.14  Lebensbereich: Kultur       .60***           .38***           .57***  Extrinsische Berufsmotive       .02                -.20                -.02  Intrinsische Berufsmotive       .28***           .34***       .04  Altruistische Berufsmotive      -.82***         -.40*              -.54***  Berufsmotiv: Freizeit      -.30***         -.33*           -.70***  Berufsmotiv: Wissenschaft       .42***       .51***           .15  Konstante    -.03             -.06             -.63           .46              -.83***       -.91***      Wirtschaft Naturwissenschaft  Ing.   Modell   Modell   Modell     1 2 1 2 1 2  Soziale Herkunft    -.18***    -.20***    -.15***    -.15***    -.06    -.06  Abiturnote     .03     .02    -.02    -.01     .03     .03  Extrinsische Fachwahl     1.57***       .01       .79***  Intrinsische Fachwahl    -1.03***      -.37*      -.70***  Lebensbereich: Privates      .09                -.08      -.11  Lebensbereich: Studium      -.15       .11       .06  Lebensbereich: Kultur       .16      -.05       .03  Extrinsische Berufsmotive       .06      -.26*      -.39*  Intrinsische Berufsmotive       .16***      -.02       .09  Altruistische Berufsmotive    -1.09***      -.91***    -1.00***  Berufsmotiv: Freizeit      -.52***       .33*       .04  Berufsmotiv: Wissenschaft       .03       .49***       .38***  Konstante     .40     .44   1.79**   1.96***     .14     .62  * p < .05  ** p < .01  *** p < .001   ZA-Information 57    73    Tabelle 6   Logit-Modelle f\u00fcr das Jahr 2 2004   2 Pseudo R  Modell 1: .02; Pseudo R  Modell 2: .19. N=5125    Kulturwissenschaft Sozialwissenschaft  Jura   Modell   Modell   Modell     1 2 1 2 1 2  Soziale Herkunft    -.15***       -.18***        -.24***       -.26***        -.10          -.14**  Abiturnote     .10***        .11***         .12***        .13***         .08***        .08***  Extrinsische Fachwahl      -.64***          -.31***           .89***  Intrinsische Fachwahl       .12      -.30***      -.71***  Lebensbereich: Privates      -.02                -.17*              -.14  Lebensbereich: Studium       .12*               .17*       -.10  Lebensbereich: Kultur       .61***           .50***           .59***  Extrinsische Berufsmotive      -.31*              -.36*               .13  Intrinsische Berufsmotive       .21*               .31***      -.08  Altruistische Berufsmotive    -1.01***          -.61***          -.97***  Berufsmotiv: Freizeit      -.49***          -.48***      -.58***  Berufsmotiv: Wissenschaft       .47***           .41***          -.02  Konstante    -.52             -.19            -1.13*         -.63            -1.69***    -1.55***      Wirtschaft Naturwissenschaft  Ing.   Modell Modell Modell     1 2 1 2 1 2  Soziale Herkunft    -.18***    -.22***    -.16***    -.14***    -.14*          -.14*  Abiturnote     .10*          .09**           .05           .06**           .10*            .12***  Extrinsische Fachwahl     1.41***          -.03                 .34  Intrinsische Fachwahl      -.87***      -.12      -.36***  Lebensbereich: Privates      -.14      -.23**            -.10  Lebensbereich: Studium       .21**             .26**             .18*  Lebensbereich: Kultur       .24***           .01                 .20**  Extrinsische Berufsmotive      -.29*             -.39**            -.37***  Intrinsische Berufsmotive       .21**            -.04       .16  Altruistische Berufsmotive    -1.32***        -1.22***    -1.34***  Berufsmotiv: Freizeit      -.59***           .34***       .01  Berufsmotiv: Wissenschaft      .06                 .54***           .46***  Konstante    -.91           -1.05               .56             .45        -1.61     -1.26  * p < .05  ** p < .01  *** p < .001   74  ZA-Information 57    Bei Klumpenstichproben, wie der vorliegende n, ist die Annahme von unabh\u00e4ngigen  und gleich verteilten St\u00f6rgr \u00f6\u00dfen verletzt. Dies f\u00fchrt da zu, dass die Parametersch\u00e4tzungen zwar korrekt, die Standardfehler je doch nach unten verze rrt sind, d.h. zu  klein gesch\u00e4tzt werden ( Hox  2002;  Snijders  und  Bosker  1999). Zur Korrektur haben  Huber  (1967) und  White  (1982) einen sog. \"Sandw ich\"-Sch\u00e4tzer vorgeschlagen.  Wenn die Residuen nicht normalverteilt si nd, ist die auf dem Modell basierende  Varianz-Kovarianz-Matrix der Regressions koeffizienten sowohl  inakkurat als auch  inkonsistent, w\u00e4hrend der auf den beob achteten Residuen ba sierende SandwichSch\u00e4tzer immer noch einen konsistenten  Sch\u00e4tzer der Kovarianzen der Regressionskoeffizienten darstellt ( Maas  und  Hox  2004). Aus diesem Grund wurden (mit  STATA, Version 9.1) robust e Standardfehler mit einer  Huber\/White  Korrektur berechnet. Der Nachteil hierbei ist, dass ke ine volle Likelihood-Funktion, sondern nur  eine Pseudo-Likelihood-Funktion maximier t wird, auf deren Grundlage kein Likelihood-Ratio-Test m\u00f6glich ist. Deshalb liege n f\u00fcr die Modellg\u00fcte nur deskriptivstatistische Ma\u00dfe ( Mc Faddens  Pseudo R 2) vor. Auf dieser Grundlage erkl\u00e4rt das erste  Modell zwischen ein und zwei  Prozent und das zweite um  die 20 Prozent Devianz  zu den verschiedenen Messze itpunkten. Inhaltlich bedeutet  dies, dass die Erkl\u00e4rungskraft sich durch das Hinzuf \u00fcgen der Motive um das 10f ache erh\u00f6ht. Da Medizin als  Referenzkategorie f\u00fcr alle Logit-Modelle  gew\u00e4hlt wurde, werden im Folgenden die  Koeffizienten der einzelnen  F\u00e4chergruppen zum jeweiligen  Zeitpunkt im Kontrast  zu diesem Fach diskutiert.  F\u00fcr die  Kulturwissenschaften  ergeben sich zu jedem Me sszeitpunkt sowohl signifikante Effekte f\u00fcr die soziale  Herkunft als auch f\u00fcr die  Abiturnote, wobei sich die  herkunftsspezifische Zusammensetzung \u00fcber  die Messzeitpunkte versch\u00e4rft: Indiziert ein Koeffizient von -.06 f\u00fcr eine Einh eit der sozialen Herkunftsvariablen eine  .062-fach (odds ratio)  h\u00f6here Chance, Medizin statt Kult urwissenschaften zu studieren,  so verdreifacht sich diese Wahrscheinlichk eitsrelation fast im Jahr 2004 auf den  Faktor .162. Da sich zu keinem Messze itpunkt der Einfluss der sozialen Herkunft  durch die Einf\u00fchrung der Motivationsvariab len in das Modell ve rringert (sondern  sich im Gegenteil leicht erh\u00f6ht), kann  davon ausgegangen werden, dass deren Wirkung auf die Studienfachwahl unabh\u00e4ngig  von schichtspezifischen Einfl\u00fcssen  erfolgt. Extrinsische Fachmotive reduzie ren im Jahr 1985 die Wahrscheinlichkeit  Kulturwissenschaften zu studier en stark (-1.82), wobei dieser Effekt \u00fcber die Zeit  jedoch nachl\u00e4sst (1995: -.81, 2004: -.64). Zw ar macht eine intrinsische Motivationsstruktur im Jahr 1985 eine Entscheid ung f\u00fcr Kulturwissenschaften wahrscheinlicher, jedoch trifft dies nicht f\u00fcr die rest lichen Messzeitpunkte zu. Der Befund, dass  ein Interesse f\u00fcr den Lebensbereich \"Kultu r\" auch die Wahl f\u00fcr ein kulturwissenschaftliches Studium nahe legt, kann nicht  \u00fcberraschen, ebenso  wie die Dominanz   im zweiten Modell nicht reduzieren. In  gewisser Weise k\u00f6nnen die Sozialwissenschaftler als die \"Geschwister\" der Kulturw issenschaftler angesehen werden, denn  global ergeben sich \u00e4hnliche Motivationsunt erschiede wie bei diesen: Die Mediziner  haben hier gleichfalls eine, wenn auch  \u00fcber die Zeit sich st\u00e4rker reduzierende,  Dominanz extrinsischer Mo tive bei der Fachwahl (1985:  -1.70, 1995: -.42, 2004:  -.31), aber gleichzeitig ein \u00fcber die Zeit  ansteigendes intrinsisches Motiv diesbez\u00fcglich (1985: ns, 1995: -.25, 2004: -. 30), wogegen sich Sozialwissenschaftler  durch ein st\u00e4rkeres Interesse f\u00fcr Kultur, ei n intrinsischeres Berufsinteresse und eine  Pr\u00e4ferenz f\u00fcr eine wissenschaftliche Lauf bahn auszeichnen. Offensichtlich bewegen  sich die Motive der Mediziner im Laufe de r Zeit st\u00e4rker zu einer materialistischen  Einstellung hin, da man hier sowohl ei n deutliches Zunehmen extrinsischer Berufsmotive (1985: .33, 1995: -.20, 2004: -.36)  als auch ein verst\u00e4rktes Interesse an  Freizeit (1985: -.19, 1995: -.33,  2004: -.48) feststellen kann.  Im Modell 1 ergeben sich zu allen Me sszeitpunkten f\u00fcr den Gegensatz von  Juristen  und Medizinern keine signifi kanten Effekte bez\u00fcglich der sozialen Herkunft; lediglich im Jahr 2004 zeigt sich  im Modell 2 eine diesbez \u00fcgliche Wirkung (-.14). F\u00fcr  die Juristen existieren hinsichtlich ihrer  Motivationsstruktur geringere Stabilit\u00e4ten  \u00fcber die Zeit, als dies bei de n beiden ersten Fachgruppe n der Fall war. Zwar w\u00e4hlen  sie ihr Fach 1985 nicht pr im\u00e4r aus extrinsischen Gr\u00fcnden, was sich jedoch zehn  Jahre sp\u00e4ter \u00e4ndert (1.58) und sich bis  zum letzten Messzeitpunkt, wenn auch reduziert (.89), fortsetzt. Ein Interesse f\u00fcr Ku ltur ist im Gegensatz zu den Medizinern  durchg\u00e4ngig vorhanden. Andererseits ist  zwar 1985 ein extrinsisches Berufsmotiv  und ein Interesse f\u00fcr die Wissenschaft zu  verzeichnen, jedoch  in den Folgejahren  1995 und 2004 nicht mehr festzustellen.  Die Mediziner lassen sich im Vergleich zu  den Juristen deutlich st\u00e4rke r durch intrinsische Gr\u00fcnde  bei ihrer Fachwahl leiten  (1985: -.85, 1995: -.1.0, 2004:  -.71), ebenso wi e durch altruistis che Berufsmotive  (-.96, -.54, -.97) und ein Intere sse an Freizeit (-.24,-.70,-.58).  ZA-Information 57    75    altruistischer Motive bei de n Medizinern. Interessant is t jedoch die Verschiebung der  extrinsischen Berufsmotive im Laufe der  Entwicklung: W\u00e4hrend diese im Jahr 1985  noch typisch f\u00fcr Kulturwissens chaftler sind (.42 ), l\u00e4sst sich f\u00fcr 1995 kein signifikanter Effekt nachweisen und 200 4 sind sie charakte ristisch f\u00fcr die  Medizinstudenten.  Deutlich wird weiterhin, dass bei den Kult urwissenschaftlern st\u00e4rker als bei den Medizinern eine wissenschaftlich e Karriere ins Auge gefasst  wird (1985: .42, 2004: .47).  Auch bei den  Sozialwissenschaftlern  lassen sich deutliche  und \u00fcber die Zeit zunehmende Effekte der sozialen Herkunft  auf die Studienfachwahl feststellen  (1985:-.18, 1995: -.21, 2004: -.24), die sich durch Hinzuf\u00fcgen der Motivmerkmale   76  ZA-Information 57    Bei den  Wirtschaftswissenschaftlern  lassen sich ebenfalls \u00fcber die Zeit stabile  Herkunftseffekte nachweisen (-.15,-.18.-.18) , die sich im zweiten Modell nochmals  leicht erh\u00f6hen. Bei der F achwahl sind die \u00d6konomen deu tlich extrinsischer als die  Mediziner, die im Gegensatz  hierzu bei den intrinsische n Motiven dominieren (-.87,  -1.03, -.87). Interessanterwe ise ist jedoch bei den Wirtsc haftswissenschaftlern im  Gegensatz zu den Motiven der Studienfach wahl ein stabiles und wachsendes intrinsisches Berufsmotiv vorhanden (.09, .16,  .21). W\u00e4hrend die  Studierenden der Betriebs- und Volkswirtschaft zu m ersten Messzeitpunkt eine  Pr\u00e4ferenz f\u00fcr Privates  (.17) erkennen lassen, setzt  sich diese Tendenz im Zeitve rlauf nicht fort. Die Mediziner hingegen weisen die bereit s dargestellte Vorherrschaft  altruistischer Berufsmotive  (-1.33, -1.09, -1.32) und ein  Interesse an umfangr eicher Freizeit (-.18, -.52, -.59) auf.  Die sozialen Herkunftseffekte bei  der Wahl eines Faches aus der  naturwissenschaftlichen Fakult\u00e4t  ver\u00e4ndern sich zu den drei  Messzeitpunkten kaum (-.15,  -.15, -.16). Naturwissenschaftler \u00e4u\u00dfern nur im Jahr 2004 eine Orientierung am  Lebensbereich \"Studium\" (.26) und nur zu m ersten Messzeitpunkt eine Pr\u00e4ferenz  f\u00fcr Kultur (.08), wogegen ein Interesse an  Freizeit (.77, .33, .3 4) und Wissenschaft  (.71, .49, .54) bei allen Befragungszeitpunkten  feststellbar ist. Bei den extrinsischen  Berufsmotiven ist insofern  eine Ver\u00e4nderung vorhanden,  als sie im Jahr 1985 f\u00fcr  die Naturwissenschaftler typisch sind (.17),  w\u00e4hrend sie 1995 (-.26) und 2004 (-.39)  bei den Medizinern vorherrschen. Im Verg leich zu ihren Kommilitonen der naturwissenschaftlichen Fakult\u00e4t wird die Fach wahl bei den Medizinern zum ersten  Messzeitpunkt durch extrinsische (-.86) u nd zum zweiten durch  intrinsische Motive  (-.37) beeinflusst.   Bei den  Ingenieurwissenschaften  ver\u00e4ndert sich die herkunftsspezifische Zusammensetzung insofern, als im  Modell 1 nur im Jahr 19 95 (-.09) und zum letzten  Messzeitpunkt (-.14) ein signifikanter Effekt  zu verzeichnen ist. Die einzige stabile  Motivlage, mit der sich die Ingenieurwisse nschaftler von den Medizinern abgrenzen  lassen, ist in ihrem wissenschaftsbezogene n Berufsmotiv zu sehen (.63, .38, .46),  wogegen sich ansonsten nur Effekte zu ei nzelnen Messzeitpunkten  feststellen lassen:  eine Pr\u00e4ferenz f\u00fcr Kult ur zum letzten Messzeitpunkt sowie  eine Freizeitorientierung im  Jahr 1985 (.54). Im Gegensatz hierzu sind  die Mediziner in ihrer Fachwahl intrinsischer (-.46, -.70, -.36 ) und in ihren Berufs motiven extrinsischer  (ns, -.39, -.37).      ZA-Information 57    77    4   Herkunftsspezifische Fa chwahl im Vergleich  Die Interpretation der Regressionskoeffizi enten eines multinomialen Logit-Modells  ist insofern nicht sehr  anschaulich, als au s Identifikationsgr\u00fcnde n jeweils eine Kategorie der abh\u00e4ngigen Variab len als Referenzkategorie  f\u00fcr die Logitgleichungen  herangezogen werden muss (i n unserem Fall Medizin) und somit bei der Sch\u00e4tzung  immer der Kontrast zu dieser Kategorie  im Vordergrund steht. Zudem sind die  Wahrscheinlichkeiten f\u00fcr einen Pr\u00e4diktor  sowohl abh\u00e4ngig von dessen jeweiliger  Auspr\u00e4gung als auch der untersuchten K onstellation der \u00fcbrigen unabh\u00e4ngigen  Variablen in der Glei chung. Um die Analyse der Wahrsc heinlichkeit einer spezifischen  Fachwahl in Abh\u00e4ngigkeit von der sozialen  Herkunft plastischer  darzustellen, sollen  deshalb an dieser Stelle nich t die Logit-Koeffizienten, s ondern direkt die gesch\u00e4tzten  Wahrscheinlichkeiten behandelt werden.  Es handelt sich bei den folgenden  Abbildungen 1-3 um die Wahrscheinlichkeit  der Wahl eines Fach es in Abh\u00e4ngigkeit  von den einzelnen Auspr\u00e4gungen der sozial en Herkunft, wobei alle \u00fcbrigen Pr\u00e4diktoren der Gleichung des Modells 2 auf ih rem Mittelwert konstant gehalten werden.  Abbildungen 1-3   Wahrscheinlichkeit der Studienf achwahl in Abh\u00e4ngigkeit von  der sozialen Herkunft  a) 1985  .3 .25 .2 .15 .1 .05 1 2 3 4 5 6 Soziale Herkunft Kulturw Sozialw Jura Wirtschaftsw Medizin Naturw Ingenieurw    Ingenieurw 78  ZA-Information 57    b) 1995  .3 .25 .2 .15 .1 .05 1 2 3 4 5 6 Soziale Herkunft Kulturw Sozialw Jura Wirtschaftsw Medizin Naturw     c) 2004  .25 .2 .15 .1 .05 1 2 3 4 5 6 Soziale Herkunft Kulturw Sozialw Jura Wirtschaftsw Medizin Naturw Ingenieurw        ZA-Information 57    79    Auf der x-Achse sind die Auspr\u00e4gungen de r sozialen Herkunft von 1= Hauptschulabschluss mit Lehre bis 6 = Universit\u00e4tsab schluss abgetragen, w\u00e4hrend die y-Achse  sich auf die jeweilige Wahrscheinlichkeit bezi eht, sich f\u00fcr ein  Studienfach zu entscheiden. Aufgrund der Abbildungen 1- 3 wird deutlich, da ss der Zusammenhang  von Studienfachwahl und sozialer Herkunft  fast immer linear ist: w\u00e4hrend eine von  links nach rechts abfallende  Linie einen negativen Zusa mmenhang zwischen sozialer  Schicht und Fachwahl impliziert, ist de r Zusammenhang bei einer ansteigenden  Gerade umgekehrt.  Im  Jahr 1985  ist f\u00fcr die Wahl der Ingenieurwissenschaften die geringste Abh\u00e4ngigkeit  von der sozialen Herkunft festzustellen. Ande rs ist dies f\u00fcr die  Naturwissenschaften  (Wahrscheinlichkeitsdiffe renz zwischen Kindern  von Hauptschulabsolventen und  Akademikern: -.059)  und \u00d6konomen (Differenz: -.049)  im negativen  sowie f\u00fcr die  Medizin im positiven (Differenz: .062) Si nne. Mit etwa drei Prozent Differenz  liegen die Kulturwissenschaften, die Sozial wissenschaften und die Jurisprudenz im  Mittelfeld, was die herkunftsspezifisch e Ungleichheit ange ht. W\u00e4hrend sich  1995   f\u00fcr die Kulturwissenschaften eine Nivellier ung bei leicht negativ er Tendenz ergibt,  verdoppelt sich die Herkunftsabh\u00e4ngigkeit be i den Sozialwissenschaften fast (-.067)  in negativer Richtung. Bei den Ingenieu rwissenschaften ist dagegen ein starker  positiver Anstieg der sozialen Selektion (von  .019 auf .076) festzustellen. Die relativ  starke Auslese bleibt bei  den Medizinern konsta nt (.058) und auch bei den Naturwissenschaftlern, \u00d6konomen und Juristen erge ben sich nur geringe Ver\u00e4nderungen. Im  Jahr 2004  verst\u00e4rkt sich nochmals leicht di e \u00d6ffnung der Kulturwissenschaften  (1985: .035, 2004: -.0 23) und Sozialwissenschaften (1985:  -.035, 2004:-.091) f\u00fcr untere  Schichten und bei de n Naturwissenschaften ist eine  starke positive Schichtabh\u00e4ngigkeit festzustellen (1985: -.059, 2004: . 041). Mit Differenzen von .014 bzw. .017  sind die Jurisprudenz und die Ingenieurwis senschaften relativ sc hichtneutral zusammengesetzt, w\u00e4hrend die Medizin stabil  auf ihrem hohen Niveau  (.06) verbleibt.  \u00dcber einen Zeitraum von fast 20 Jahren  hat die negative Herkunftsabh\u00e4ngigkeit f\u00fcr  die Kultur- und Sozialwissenschaften z ugenommen, bei den Naturwissenschaften  existiert eine deutliche Te ndenz zur Verst\u00e4rkung eine r positiven Schichtabh\u00e4ngigkeit und in der Jurisprudenz, der \u00d6konomie  und der Medizin b lieb das Niveau von  1985 in etwa erhalten.     Akademikers f\u00fcr ein Medizi nstudium lag w\u00e4hrend des  gesamten Zeitraums etwa  bei .06. Der Zusammenhang von sozialer  Herkunft und Studienfachwahl ist also  weit entfernt von der fast dete rministischen Formulierung bei  Bourdieu . Vielmehr  wuchs die Erkl\u00e4rungskraft des Modells  2 durch Einf\u00fchrung de r Motivationsdimensionen durchschnittlich um 18 Pr ozent und verzehnfachte si ch damit ann\u00e4 hernd. Da  sich in keinem Modell der Einfluss der so zialen Herkunft auf  die Studienfachwahl  nach Einf\u00fchrung der Motivati onskomponenten reduzierte, ka nn dieses Ergebnis auch  nicht mit schichtspezifisc h variierenden Motivationsmu stern oder Habitusformen und  Subkulturen erkl\u00e4rt werden.  Vielmehr liegt der Einfluss  der Motivati onsdimensionen  80  ZA-Information 57    5   Diskussion   Ausgangspunkt dieses Aufsatzes  war die urspr\u00fcnglich von  Pierre Bourdieu  aufgeworfene Frage der sozialen Ungleichheit  an der Universit\u00e4t  und die mit ihr verbundene Vermutung einer sozi alen Reproduktion durch di e Hierarchisierung der  Universit\u00e4tsf\u00e4cher. Alte und prestigereich e F\u00e4cher, so die Vermutung, f\u00fchren zu  sozialem Ansehen, hohem  Einkommen und Macht, w\u00e4hrend devaluierte, junge  F\u00e4cher wie Soziologie oder P\u00e4dagogik dies bez\u00fcglich eine Sackgasse f\u00fcr Aufsteiger  darstellen. Der Habitus der oberen Schich ten und derjenige der prestigereichen  Fachkulturen korrelieren mitein ander; somit versch affen sich Studier ende aus diesen  Schichten einen Wettbewerbsvorteil w\u00e4hren d des Studiums und entwickeln einen  \"Anlagesinn\" f\u00fcr die \"richtigen\" Ausbild ungsg\u00e4nge, w\u00e4hrend Aufsteiger sich mit  Surrogaten der terti\u00e4ren Bil dung zufrieden geben m\u00fcssen.  Demgegen\u00fcber unterstellen Vertreter eine s Individualisierungsschubes die Auffassung, die Entscheidung f\u00fcr ein St udienfach sei nicht mehr, wie  Bourdieu  dies  behauptete, durch klassens pezifische Reproduktionsstra tegien des Statuserhalts  definiert, sondern obliege st\u00e4rker subjek tiven Neigungen und Pr \u00e4ferenzen, die sich  im Verlauf der Sozialisation herauspr\u00e4g en. Welche dieser beiden Auffassungen  wird nun durch die obigen  Befunde unterst\u00fctzt?  Zun\u00e4chst kann festgestellt werden, dass  es durchg\u00e4ngig einen  signifikanten Zusammenhang zwischen sozialer Herkunft u nd Studienfachwahl gibt, eine Tendenz,  die sich f\u00fcr einige F\u00e4chergruppen wie Kult urwissenschaften, Sozialwissenschaften und  Naturwissenschaften \u00fcber ei nen Zeitraum von 20 Jahren  sogar noch versch\u00e4rft hat.  Dieses Ergebnis scheint de r bourdieuschen Reproduktionsth eorie Recht zu geben.  Andererseits muss man attestieren, dass  dieser Zusammenhang relativ schwach ist:  Im Modell 1, das die soziale Herkunft und  die Abiturnote als Pr \u00e4diktoren enthielt,  wurden jeweils nur etwa zwei Prozent  Devianz erkl\u00e4rt und die Wahrscheinlichkeitsdifferenz zwischen dem Kind eines Hauptschulabsolventen und dem eines   ZA-Information 57    81    quer zu dem der sozialen Schichtung und  spricht f\u00fcr schichtinvariante Interessensund Pr\u00e4ferenzstrukturen, die  sich m\u00f6glicherweise w\u00e4hre nd der schulischen Sozialisation herausgepr\u00e4gt haben.  Freilich steht dieser  Befund nicht f\u00fcr eine Abnahm e sozialer Ungleichheit im  Bildungssystem, denn wir haben Personen  untersucht, die al le vorhergehenden  Selektionsprozesse des Bi ldungssystems bestanden ha ben und in der h\u00f6chsten  Bildungseinrichtung angekommen,  in gewisser Weise also  \u00fcberselektiert sind.   Es w\u00e4re daher in einem we iteren Schritt angebracht, die  Fachhochschulen und deren  F\u00e4cherangebot in solche Analysen von  Ungleichheit und Fachwahl einzubeziehen,  sowie andere Mechanismen von selektiver  Abgrenzung zu ber\u00fccksichtigen (z. B.  den Numerus Clausus). Aufg rund der Datenstruktur konnten auch die Entscheidungsprozesse nach de m Abitur nicht modelliert werden  - Prozesse, die h\u00e4ufig bei  Kindern aus der Unterschicht angesich ts unsicherer Arbeitsmarktchancen zur  Aufnahme einer Lehre oder einer Berufsau sbildung f\u00fchren. Um einen Fehlschluss  aufgrund der hochsele ktiven Population zu verhindern, ist es deshalb dringend  notwendig, die hier vorgestellten Befunde  durch Untersuchungen  zu erg\u00e4nzen, die  einen biografisch fr\u00fcheren Zeitpunkt umfass en und in der Lage sind, die Entscheidungsprozesse der Studienberechtig ten genauer zu modellieren.   Literatur   Apel, H.  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(2002). Studienanf\u00e4nger 2000\/2001: Fachinteresse und beruf- liche M\u00f6glichkeiten bestimmen die Studienfachwahl. Hannover: HIS-Kurzinformation, A, 2.<\/a> ","pdf_url":""},{"view":"<a href=\"https:\/\/search.gesis.org\/publication\/cews-2-336353\" target=\"_blank\">Huber, L. L., Liebau, E., Portele, G., Sch\u00fctte, W. (1983). Fachcode und studentische Kultur. Zur Erforschung der Habitusausbildung in der Hochschule. Weinheim: Beltz Juventa. Reflexionsprobleme der Hochschulforschung. Beitr\u00e4ge zur Theorie- und Methodendiskussion, pp. 144-170.<\/a> ","pdf_url":""},{"view":"Multrus, F. (2004). Fachkulturen. Begriffsbestimmung, Herleitung und Analysen. Eine empiri- sche Untersuchung \u00fcber Studierende deutscher Hochschulen (Dissertation. Konstanz: Universit\u00e4t Konstanz. Weinheim.","pdf_url":""},{"view":"Peisert, H., Framhein, G., B., Prei\u00dfer, R. (1989). T.(1984): Studiensituation und studentische Orientierungen. 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Der vorliegende Beitrag konzentriert sich auf die Aspekte, die f\u00fcr die Forschung zur sozialen Ungleichheit in Gesellschaften von besonderem Interesse sind, vor allem die Expansion des Hochschulbereichs und die Entwicklung der sozialen Disparit\u00e4ten in der Hochschulbildung. Es werden zun\u00e4chst theoretische Grundlagen zur Expansion und Differenzierung der Hochschulbildung erl\u00e4utert, um danach die Antriebskr\u00e4fte der Hochschulexpansion und die Differenzierung der Hochschulinstitutionen anhand empirischer Daten zu beschreiben. Die soziale Ungleichheit der Studienchancen wird in Bezug auf folgende Aspekte ausf\u00fchrlich dargestellt: Struktur des deutschen Hochschulsystems und seiner Studierenden, langfristige Entwicklungen sozialer Ungleichheit beim Erwerb von Abitur und Hochschulabschl\u00fcssen sowie Bildungsalternativen und Bildungsverhalten von Hochschulberechtigten.\" (SOLIS) Zur stabilen Sch\u00e4tzung der Entwicklung der Bildungsabschlussdisparit\u00e4ten \u00fcber den gro\u00dfen Zeitraum des 20. Jahrhunderts verwenden die Autoren in dem Beitrag den Mannheimer Mobilit\u00e4tsdatensatz, in dem verschiedene repr\u00e4sentative Querschnittserhebungen der westdeutschen Bev\u00f6lkerung integriert sind, die in regelm\u00e4\u00dfigen Abst\u00e4nden seit 1976 bis 2006 erhoben wurden (insb. verschiedene Erhebungen des ZUMABUS, des ALLBUS 1980-2006 sowie des SOEP).","bibtex_key":"muller2009hochschulbildung","remarks":"(ALLBUS) (Mikrozensus)","address":"Wiesbaden","recordurl":"","document_type":"incollection","tags":["2009","ALLBUS","ALLBUS1980-2006","ALLBUS_input2009","ALLBUS_pro","ALLBUS_version24","FDZ_ALLBUS","FDZ_GML","MZ_input2020","MZ_pro","Mikrozensus","checked","incollection"],"data_source":["ALLBUS-Bibliography","Mikrozensus-Bibliography"],"study_group":["ALLBUS","Mikrozensus (MZ)"],"group_description":[],"group_number":[],"group_link":[],"study_group_en":[],"group_description_en":[],"group_link_en":[],"group_image_file":[],"index_source":"Bibsonomy","literature_collection":"GESIS-Literaturpool","gesis_own":1},"system_type":"EXP","doc_rank":7,"rid":28959751},{"_index":"gesis-21-05-2026-02-00-54","_id":"dzi-solit-000195050","_version":1,"_seq_no":78534,"_primary_term":1,"found":true,"_source":{"title":"Soziale Ungleichheit und kulturelles Kapital in der PISA-2000-Studie : eine Latente Klassen-Analyse","id":"dzi-solit-000195050","date":"2011","date_recency":"2011","abstract":"In diesem Beitrag wird vor dem Hintergrund der bourdieuschen Kapitaltheorie mit den Daten der PISA 2000-E Stichprobe eine personenzentrierte Typologie des familialen kulturellen Kapitals erstellt.","portal_url":"http:\/\/sowiport.gesis.org\/search\/id\/dzi-solit-000195050","type":"publication","topic":["soziale Ungleichheit","PISA","Analyse","Forschung","Daten","Typologie","Familie"],"person":["Georg, Werner"],"person_sort":"Georg","source":"In: ZSE, Jg. 31, 2011, Nr. 4, S. 393-408 : Lit., Tab., Abb., 2011","links":[],"subtype":"journal_article","publisher":"DZI","database":"DZI - SoLit","document_type":"Zeitschriftenaufsatz","coreAuthor":["Georg, Werner"],"coreJournalTitle":"ZSE","coreZsband":"Jg. 31, 2011, Nr. 4, S. 393-408 : Lit., Tab., Abb.","coreLanguage":["Deutsch (DE)"],"data_source":"GESIS-Literaturpool","link_count":0,"gesis_own":1,"fulltext":0,"index_source":"OUTCITE","literature_collection":"GESIS-Literaturpool"},"system_type":"BASE","doc_rank":8,"rid":28959751},{"_index":"gesis-21-05-2026-02-00-54","_id":"gesis-solis-00189266","_version":1,"_seq_no":81453,"_primary_term":1,"found":true,"_source":{"title":"Soziale Ungleichheit und Mobilit\u00e4t durch Bildung in der Bundesrepublik Deutschland","id":"gesis-solis-00189266","date":"1995","date_recency":"1995","abstract":"Vor dem Hintergrund einer langanhaltenden Phase der Bildungsexpansion in der Bundesrepublik zieht der Autor im vorliegenden Beitrag Bilanz und fragt, inwieweit insbesondere die gro\u00dfen Hoffnungen auf den Ausgleich herkunftsbedingter Bildungsunterschiede, die im Zentrum der Bildungsreformdebatte der sechziger Jahre standen, erf\u00fcllt worden sind. Dabei bezieht er sich auf den allgemeinbildenden weiterf\u00fchrenden Schulbereich. Zun\u00e4chst wird der theoretische Hintergrund dargelegt um dann einschl\u00e4gige Forschungsergebnisse zu pr\u00e4sentieren. Es handelt sich dabei in erster Linie um einschl\u00e4giges Datenmaterial aus Totalerhebungen und aus gro\u00dfen Stichproben zur Volksz\u00e4hlung, zum Mikrozensus sowie zur Schulstatistik f\u00fcr den Zeitraum Mitte der sechziger bis Anfang der neunziger Jahre. Die Entwicklung der Bildungsbeteiligung res\u00fcmiert der Autor abschlie\u00dfend wie folgt: \"Die hypothetische Antwort einer verst\u00e4rkten sozialen Selektion durch eine h\u00f6here Bildungsbeteiligung w\u00e4hrend der Bildungsexpansion zuungunsten von Kindern bildungsm\u00e4\u00dfig bislang benachteiligter Sozialgruppen mag nicht zu \u00fcberzeugen... 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