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Die Reproduktion sozialer Ungleichheiten in der Freiwilligenarbeit

Theoretische Perspektiven und empirische Analysen zur sozialen Schließung und Hierarchisierung in der Freiwilligenarbeit

Series:

Paul Rameder

Paul Rameder widmet sich der Frage, in welcher Form und in welchen Bereichen die Freiwilligenarbeit einen Beitrag zur Genese und Reproduktion sozialer Ungleichheiten leistet. Durch die Aura der Freiwilligkeit und Uneigennützigkeit entziehen sich die sozial nachteiligen Effekte der Freiwilligenarbeit der öffentlichen Wahrnehmung und expliziten Kritik. Die multivariaten Analysen von Mikrozensusdaten aus Österreich zeigen, dass der Zugang zur Freiwilligenarbeit in hohem Maße durch die Ressourcenausstattung der Individuen geprägt ist. Auch die Funktionsverteilung innerhalb der Freiwilligenarbeit reproduziert die ungleichen sozialen Machtverhältnisse. So tragen die Mechanismen der sozialen Schließung und Hierarchisierung auch in den Feldern der Freiwilligenarbeit zu einer Verfestigung gesellschaftlicher Ungleichheiten bei.
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(III) Empirische Analysen zur sozialen Schließung und Hierarchisierung in der Freiwilligenarbeit in Österreich

← 120 | 121 → (III)Empirische Analysen zur sozialen Schließung und Hierarchisierung in der Freiwilligenarbeit in Österreich

(III) 1.Fragestellungen für die empirischen Analysen

Aus dem Stand der Forschung sowie den aus den aktuellen Ansätzen der Ungleichheitstheorie und der Theorie Bourdieus abgeleiteten Überlegungen lassen sich nachfolgende Fragestellungen für die Analyse der empirischen Daten zur Freiwilligenarbeit in Österreich ableiten.

Soziale Schließung

Welchen Einfluss haben askriptive wie erworbene soziale Merkmale (Geschlecht, Alter, ethnische Herkunft, Bildungsgrad, Vermögen, berufliche Stellung und Prestige) auf den Zugang zur Freiwilligenarbeit in Österreich?

Hierarchisierung

a) Welchen Einfluss haben askriptive wie erworbene soziale Merkmale (Geschlecht, Alter, ethnische Herkunft, Bildungsgrad, Vermögen, berufliche Stellung und Prestige) auf den Zugang zu Positionen mit Leitungsfunktion in der Freiwilligenarbeit in Österreich?

b) In welcher Form kommt es in der Freiwilligenarbeit zu einer Reproduktion von Prestige und Status der Erwerbsarbeit?

Soziale Schließung und hierarchische Strukturierung in den Feldern der Freiwilligenarbeit

a) Welche askriptive wie erworbene soziale Merkmale beeinflussen den Zugang zur Freiwilligenarbeit in den ausgewählten gesellschaftlichen Feldern (Soziales; Religion; Sport; Rettungsdienste)?

b) Mit welchen askriptiven wie erworbenen sozialen Merkmalen und Kapitalien korrespondiert der Zugang zu den unterschiedlichen Aufgabenbereichen und hierarchischen Positionen in den jeweiligen Feldern?

← 121 | 122 → (III) 2.Methodik

Zur Beantwortung der Fragestellungen wird auf Sekundärdaten zur Freiwilligenarbeit in Österreich aus dem Jahr 2006 zurückgegriffen. Diese Daten, die im Rahmen des Mikrozensus (4. Quartal 2006) in Form einer Zusatzerhebung erhoben wurden, stellen mit 11.661 Befragten den bis dato umfangreichsten Datensatz zur Freiwilligenarbeit in Österreich dar. Den forschungsökonomischen Vorteilen einer Sekundärdatenanalyse stehen eine Reihe an Nachteilen bzw. Einschränkungen gegenüber. Meist ist man mit dem Fehlen aus theoretischer Perspektive bedeutsamer Variablen bzw. deren ungenügender Operationalisierung konfrontiert. Dem kann vielfach nur forschungspragmatisch mit dem Verweis und dem Offenlegen der nicht in geplanter Form beantwortbaren Fragestellungen begegnet werden. Gerade jedoch für sozialstrukturelle Analysen, wie jene in der vorliegenden Arbeit, ist der Rückgriff auf bestehende Bevölkerungsstatistiken beinahe unumgänglich. Eine eigene Primärerhebung, die dem Umfang eines Dissertationsprojektes entsprechen würde, würde betreffend der Repräsentativität und damit der Verallgemeinerung der Ergebnisse deutlich hinter der Analyse von Sekundärdaten der amtlichen Statistik zurückbleiben. Vor diesem Hintergrund werden die Limitationen der Ergebnisse transparent gemacht und die Nachteile in Kauf genommen.

(III) 2.1.Quantitative empirische Freiwilligenforschung

Die empirische Erfassung von Freiwilligem Engagement hat in Europa ihren Beginn in den 1980er Jahren und ist, bis auf wenige Ausnahmen, durch quantitative Querschnittserhebungen geprägt53. Das Ziel der meisten Erhebungen war es bis dato, das Phänomen der Freiwilligenarbeit in seiner gesellschaftlichen und ökonomischen Bedeutung zu erfassen. Mittels deskriptiv ausgerichteter, repräsentativer Stichprobenuntersuchungen wird erfasst, ob die Befragten freiwillig tätig sind, und wenn ja, in welchen Bereichen, auf welche Art und in welchem zeitlichem Ausmaß. Die so erhobenen Daten werden mittels statistischer Hochrechnungs- und Gewichtungsverfahren zu Beteiligungsquoten (z.B. Anteil der Freiwilligen an der Bevölkerung) aggregiert. Das Beteiligungsausmaß, d.h. die von den Freiwilligen in einem bestimmten Referenzzeitraum, d.h. in der letzten Woche, Monat oder Jahr geleisteten Stunden werden aufsummiert als Volumen bezeichnet. Die Ermittlung des Volumens und die Umrechnung in Vollzeitäquivalente ist die Basis für die (ökonomische) Bewertung der Freiwilligenarbeit. ← 122 | 123 → Diese wird in einigen Ländern (Kanada, Neuseeland, Frankreich) bereits im Rahmen eines Satellitenkontos54 für den Nonprofit Sektor systematisch in die Volkswirtschaftliche Gesamtrechnung (VGR) mit einbezogen. Diese Daten sind vor allem für Ökonomen und in weiterer Folge für politische Akteure von Interesse. Ein dritter, vor allem aus soziologischer Sicht bedeutsamer Indikator ist die Beteiligungsstruktur, d.h. die Zusammensetzung der Freiwilligen nach sozio-demografischen und -ökonomischen Merkmalen. Neben den nationalen, europäischen sowie internationalen Erhebungen existieren noch eine Fülle an regionalen und bereichsspezifischen Erhebungen sowie eine Vielzahl an qualitativen Studien die sich mit der Beschreibung und den Veränderungen abseits der oben beschriebenen quantitativ messbaren Indikatoren beschäftigen, haben jedoch oftmals den Nachteil fehlender Vergleichbarkeit und Verallgemeinerbarkeit

In Österreich fand die erste umfangreiche quantitative Erhebung im Jahr 1982 statt (vgl. Badelt 1985) und umfasste, im Unterschied zu Erhebungen anderer Länder, damals schon die formelle und die informelle Freiwilligenarbeit. Knapp zwei Jahrzehnte danach fand im Rahmen eines universitären Forschungsprojekts die nächste Erhebung statt, ebenfalls mit dem primären Ziel, das Volumen zu ermitteln (vgl. Hollerweger 2001). Im Jahr 2006 beauftragte schließlich das Sozialministerium die Statistik Austria mit einer Zusatzerhebung zum Mikrozensus, die als Datenbasis für den ersten Freiwilligenbericht herangezogen wurde (vgl. BMASK 2009). 2012 wurde erneut eine Umfrage zur Freiwilligenarbeit vom BMASK in Auftrag gegeben. Die Erhebung wurde jedoch nicht wie 2006 von Statistik Austria als Zusatzmodul zum Mikrozensus, sondern von einem Markt- und Meinungsforschungsinstitut (IFES – Institut für empirische Sozialforschung GmbH) durchgeführt. Die Stichprobe umfasst 4000 Personen und wurde im Unterschied zu der Erhebung 2006 nicht via Telefon, sondern Face-to-Face durchgeführt. Erste Ergebnisse wurden in einem Studienbericht im Frühjahr 2013 veröffentlicht (BMASK 2013). Die Daten selbst waren jedoch bis zum Abschluss der vorliegenden Arbeit nicht für externe wissenschaftliche Zwecke freigegeben und damit für die eigene Analyse nicht verfügbar.

In Deutschland begann die Engagementforschung ebenfalls in den 1980er Jahren (vgl. Alscher et al. 2009b: 10-15) und führte, früher als in Österreich, zur Etablierung einer systematischen und regelmäßigen (alle 5 Jahre) Erhebung ← 123 | 124 → der Freiwilligenarbeit, dem sogenannten Freiwilligensurvey (1999, 2005, 2009; vgl. Gensicke/Geiss 2010). Darüber hinaus liefern in Deutschland zahlreiche andere Studien (z.B. Engagementatlas 2009, ALLBUS, Zeitbudgetstudien, Freizeit Monitor), bereichsspezifische Erhebungen (z.B. Sportentwicklungsbericht 2007/2008) und Längsschnitterhebungen (SOEP55) zusätzliche Daten zum Engagement (vgl. Priller 2011: 26ff.).

In der Schweiz existiert seit 1997 im Rahmen der jährlichen „Schweizer Arbeitskräfteerhebung“ (SAKE) ein Modul zur „unbezahlten Arbeit“ und darin enthalten auch zur Freiwilligenarbeit. Dieses wurde bislang in den Jahren 1997, 2000, 2004, 2007 und 2010 eingeschaltet (vgl. Bundesamt für Statistik (BFS) 2011). Als Ergänzung dazu gibt es seit 2006 (alle drei Jahre) den sogenannten Freiwilligen-Monitor Schweiz der SGG56 (Stadelmann-Steffen et al. 2007; Stadelmann-Steffen et al. 2010).

Bei europaweiten Erhebungen wie dem ESS (European Social Survey) wurde Freiwilliges Engagement nur einmal im Rahmen jährlich wechselnder Fragebogenmodule in die Erhebungswelle 2002/03 eingebunden, bislang jedoch nicht als Standardmodul etabliert. Im Rahmen der (EVS) European Value Study werden zwar seit 1981 (1990, 1999, 2008) Daten zur unbezahlten Arbeit erhoben, jedoch variieren dabei die abgefragten Engagementbereiche, sodass kein durchgängiger Vergleich der Beteiligungsquoten zwischen den Erhebungswellen möglich ist (European Values Study and GESIS Data Archive for the Social Sciences 2011). Weitere Daten zur Freiwilligenarbeit finden sich z.B. auch im Survey of Health, Ageing and Retirement in Europe (SHARE 2007).

Zusammengefasst liefern die verschiedenen Studien mit ihren unterschiedlichen Definitionen, Forschungszielen, Erhebungsinstrumenten und -methoden (z.B. Face-to-Face, Telefonbefragung, Onlinebefragungen, freiwillige versus verpflichtende Teilnahme) wenig international vergleichbare Daten. Das liegt u.a. auch daran, dass die Erhebungsfragen in Art, Detaillierungsgrad sowie die Referenzzeiträume zwischen den Studien vielfach stark variieren (vgl. Dekker 2011: 252ff). Zum Beispiel liegen die Beteiligungsquoten für Deutschland bei unterschiedlichen Studien (Erhebungen im Zeittraum zwischen 2001 und 2008) zwischen 18%57 und 52%58 (vgl. Alscher et al. 2009a: 23). Lediglich Längsschnittdaten, oder aber Querschnitterhebungen die die Erhebungsmethode und –instrument konstant halten (z.B. Freiwilligensurvey, Freiwilligen-Monitor), lassen grobe Trends erkennen. So zeigt sich, dass die Engagementquote in Deutschland ← 124 | 125 → zwischen den Jahren 1999 – 2004 – 2009 mit 34% – 36% und 36% kaum variiert (vgl. Gensicke/Geiss 2010). In diesem Kontext ernüchtern die Befunde von Dekker (2011: 253). Er konnte anhand der Analyse der Verlaufskurven verschiedener, teilweise parallel laufenden Längsschnitterhebungen in den Niederlanden, die ebenfalls die Freiwilligenarbeit erfasst haben, nachweisen, dass sich kein einheitlicher Entwicklungstrend erkennen lässt und somit beim Vergleich von Beteiligungsquoten in hohem Ausmaß mit Ehrhebungsverzerrungen und damit Methodenartefakten zu rechnen ist. Aus der jeweiligen (zeitlichen) Veränderung von Beteiligungsquoten Schlüsse für politische Interventionen abzuleiten ist daher als höchst problematisch einzustufen.

Die jeweils aktuellsten verfügbaren Ergebnisse zu den nationalen Engagementquoten finden sich in den Berichten der zuständigen staatlichen Institutionen (Österreich: BMASK59, Deutschland: BMFSFJ60, Schweiz: EDI61) und der statischen Ämter (vgl. auch die jeweiligen Engagementberichte BMASK 2009; Gensicke/Geiss 2010; Stadelmann-Steffen et al. 2010).

In Deutschland, Österreich und der Schweiz (siehe Tabelle 7) zeigen sich Ähnlichkeiten in Bezug auf die Bereiche, für die sich Menschen freiwillig engagieren. An vorderster Stelle steht in allen drei Ländern die Freiwilligenarbeit in den Bereichen Sport, Freizeit und Kultur, sowie jene in religiösen bzw. kirchennahen Vereinigungen. Der in Österreich in Relation auffällig hohe Anteil an Freiwilligen im Bereich der Katastrophenhilfs- und Rettungsdienste (6,0%) ist zum Teil durch die Organisationsform der Freiwilligen Feuerwehren im ländlichen Raum sowie den vielfach durch Freiwillige getragenen Rettungsdienst erklärbar. In Deutschland engagieren sich im Verhältnis wiederum auffällig viele Personen im Bereich der Kindergärten und Schulen (6,9%). Die Bereiche Umwelt- bzw. Naturschutz und, sofern erhoben Tierschutz, weisen geringere Engagementquoten auf, liegen aber in Österreich z. B. noch vor dem Bereich der Bildung. Die Tabelle 7 zeigt auch, dass trotz eines bestehenden internationalen Klassifikationsschemas (ICNPO62) von Drittsektororganisationen bis dato keine länderübergreifend einheitliche Erhebung der Bereiche bzw. Engagementfelder existiert und damit eine differenzierte Vergleichbarkeit weiterhin eingeschränkt bleibt.

← 125 | 126 → Tabelle 7: Beteiligungsquoten formeller Freiwilligenarbeit nach Bereichen in Österreich, Deutschland und der Schweiz

img

Gesamtwerte bezeichnen die jeweilige Beteiligungsquote ohne Mehrfachnennungen (vgl. More-Hollerweger/Rameder 2013: 388).

← 126 | 127 → Rund um das Thema der Lückenbüßerfunktion der Freiwilligenarbeit für (sozial-)staatlichen Rückzug wird das Potential des Freiwilligen Engagements vielfach mit Bezug auf die Gesamt-Beteiligungsquote von z.B. in Österreich 27,9% und nicht auf Basis der rund 9,3% der Bevölkerung, die in den Bereichen Soziales und Gesundheit sowie Katastrophenhilfe (freiwillige Feuerwehren) und Rettungsdienste engagieren sind, diskutiert. Die Beteiligungsquote in diesem Bereich von 9,3% Prozent entspricht rund 31% aller Freiwilligen in Österreich. Zählt man noch die Freiwilligen im Bereich der Kirchen und der Religion mit einer Beteiligungsquote von 6,2% hinzu, liegt der Anteil bei rund 50% aller Freiwilligen. Eine ähnliche Verteilung der Engagementbereiche findet sich auch in Deutschland und der Schweiz. In Deutschland sind bei einer Gesamt-Beteiligungsquote von 36% rund 8% der Bevölkerung im Sozial- und Gesundheitsbereich bzw. bei der Freiwilligen Feuerwehr und bei Rettungsdiensten freiwillig engagiert. In der Schweiz finden sich ähnliche Ergebnisse: 4,1% der Bevölkerung sind als Freiwillige in sozialen, karitativen bzw. gemeinnützigen Organisationen tätig, die Gesamt-Beteiligungsquote beträgt hingegen 26,1%. Realistischere Einschätzungen zu den Potentialen der Freiwilligenarbeit sollten sich daher künftig weniger an den Gesamt-Beteiligungsquoten orientieren, sondern der Heterogenität (Bereiche/Felder) und der Kontextabhängigkeit (Stadt/Land) der Freiwilligenarbeit Rechnung tragend, feldspezifischen Analysen als Beurteilungsbasis heranziehen.

Abschließend sei noch die persönliche Einschätzung erwähnt, dass die Inhalte und die Indikatoren der amtlichen bzw. quasi-amtlichen großen statistischen Erhebungen zur Freiwilligenarbeit primär an deren ökonomischer Bewertung ausgerichtet sind. Als Auftraggeber ist der Staat (Politik, Ministerien) vorwiegend an der Anzahl an Freiwilligen und der dabei geleisteten Arbeitsstunden interessiert. Zusätzlich werden die Beteiligungsquoten zur Beurteilung der Entwicklung im Zeitverlauf und dem internationalen Benchmark benötigt. Diese Anforderungen sind jedoch für die wissenschaftliche Forschung vielfach ungenügend. Diese benötigt genauere Daten zu den Einflussfaktoren sowie den Wechsel- und Auswirkungen auf individueller, institutioneller und gesellschaftlicher Ebene. Die staatliche Finanzierung dafür nötiger kostenintensiver Längsschnittuntersuchungen oder Panelstudien ist jedoch bis dato in Österreich ausgeblieben. Für eine vielschichtige, die positiven wie negativen Externalitäten berücksichtigende Bewertung der Freiwilligenarbeit (z.B. mittels SROI Analysen) braucht es jedoch Grundlagenforschung zu den Bedingungen und Auswirkungen der Freiwilligenarbeit.

← 127 | 128 → (III) 2.2.Beschreibung des Datensatzes

Zusatzerhebung zum Österreichischen Mikrozensus 2006/4.Quartal

Die Erhebung zur „Struktur und Volumen der Freiwilligenarbeit in Österreich“ wurde von Statistik Austria im Jahr 2006 im Auftrag des damaligen Ministeriums für soziale Sicherheit, Generationen und Konsumentenschutz durchgeführt. Die Befragung erfolgte als Zusatzmodul zur Mikrozensuserhebung im 4. Quartal 2006 in den in Tabelle 8 beschriebenen Bereichen bzw. Feldern.

Tabelle 8: Tätigkeitsbereiche der Freiwilligenarbeit

BereichBeispiele für Organisationen bzw. Tätigkeiten

Katastrophenhilfs- und Rettungsdienste

Freiwillige Feuerwehren, Rettungsdienste (Rotes Kreuz, Bergrettung), humanitäre Hilfsorganisationen

Kunst, Kultur, Unterhaltung und Freizeit

Musikkapellen, Trachtengruppen, Theater- oder Tanzgruppen, Kunstvereine, Museen, Geselligkeitsvereine

Umwelt, Natur und Tierschutz

Natur-, Berg- und Wandervereine, Tierschutzorganisationen, Umweltorganisationen, Obst- und Gartenbauvereine, Tierzuchtvereine

Kirche und Religion

Pfarrgemeinderäte, Gremien von Religionsgemeinschaften, religiöse Kinder- oder Jugendgruppen bzw. Frauen und Männerbewegungen

Soziales und Gesundheit

Sozial- bzw. Hilfsorganisationen, Jugendzentren bzw. -gruppen, Seniorenorganisationen, Selbsthilfegruppen, Besuchs- oder Begleitdienste

Politische Arbeit und Interessenvertretung

Politische Initiativen oder Vereine, Gemeinde- oder Stadträte, Menschenrechts- oder Solidaritätsprojekte, Organisationen der Entwicklungshilfe

Bürgerliche Aktivitäten und Gemeinwesen

Bürgerinitiativen, BürgerInnenbüros, Nachbarschaftszentren

Bildung

Elternvereine, SchülerInnenvertretungen, Erwachsenenbildungseinrichtungen, Lernhilfezentren, Bibliotheken

Sport und Bewegung

Sport- oder Turnvereine, Fachverbände oder sonstige Sportorganisationen, Bewegungsgruppen

Nachbarschaftshilfe und informelle ehrenamtliche Tätigkeiten

Tätigkeiten für Personen außerhalb des eigenen Haushalts: Hausarbeiten (Einkaufen, Blumen gießen), Reparaturen, Besuche betreuungsbedürftiger bzw. pflegebedürftiger Personen, Fahrtendienste, Gartenpflege, Schriftsachen und Amtswege, private unbezahlte Nachhilfe

Quelle: BMASK (2009: 212ff); More-Hollerweger/Sprajcer (2009).

← 128 | 129 → Die Beantwortung der Fragen war im Gegensatz zum Grundprogramm des Mikrozensus, dessen Beantwortung verpflichtend ist, freiwillig und erfolgte ausschließlich telefonisch. Insgesamt wurden rund 63% der Gesamtstichprobe (N=50.117) in der Haupterhebung (N=26.128) und der Nacherhebung (N=5.119) gebeten, zum Thema der Freiwilligenarbeit Auskunft zu geben (siehe Tabelle 9). Schlussendlich haben insgesamt 11.661 Personen den Fragebogen beantwortet, 19.586 Personen haben die Durchführung des Interviews abgelehnt.

Tabelle 9: Erhebungsdesign

img

Quelle: Statistik Austria (2007: 8, leicht modifizierte Darstellung).

In der Haupterhebung war die Auskunftsbereitschaft mit 36% (9.360 von 26.128) relativ gering (vgl. Statistik Austria 2007: 8). Aufgrund eines vermuteten Non-Response-Bias wurde von Statistik Austria eine Nacherhebung durchgeführt. Es hat sich dabei gezeigt, dass die Beteiligungsquote an der Zusatzerhebung zur Freiwilligenarbeit positiv mit der Beteiligungsquote an der Freiwilligenarbeit korreliert.

„Interessant ist weiters die Tatsache, dass sich in der Haupterhebung (nicht hochgerechnet) 63% als freiwillig Tätige deklariert haben, bei der Nacherhebung waren es nur mehr 51% und unter den TeilrespondentInnen der Nacherhebung gar nur 11%. Es besteht also offensichtlich ein negativer Zusammenhang zwischen dem Ausmaß der Freiwilligenarbeit und der Ausschöpfung der Stichprobe“ (Statistik Austria 2007: 9).

Diesen Responsebias gilt es infolge bei der Interpretation und hinsichtlich der Verallgemeinerbarkeit der Ergebnisse zu berücksichtigen.

Um Aussagen über die Grundgesamtheit in Österreich treffen zu können, wurde von der Statistik Austria ein Basishochrechnungsgewicht, angepasst an Verteilungsvorgaben des Mikrozensus für das Freiwilligensample, errechnet (siehe dazu Statistik Austria 2007: 119ff). Berücksichtigt wurden das Geschlecht, das Alter, die Staatsbürgerschaft und die Erwerbstätigkeit. Da jedoch nicht für weitere, für die Freiwilligenarbeit bedeutsame Einflussfaktoren, wie z.B. den ← 129 | 130 → Bildungsgrad, die Wohnortgröße bzw. der Urbanisierungsgrad, etc. korrigiert wurde, wird für die in dieser Arbeit nachfolgenden Analysen, sofern nicht anders angegeben, auf die Verwendung des Hochrechnungsgewichts verzichtet, und damit bewusst Einschränkungen bei der Verallgemeinerbarkeit der Ergebnisse in Kauf genommen. Die in nachfolgenden Analysen dargestellten Beteiligungsquoten weichen daher von jenen aus den Berichten der Statistik Austria als auch des ersten Freiwilligenberichts zum Freiwilligen Engagement in Österreich ab und sind nicht direkt vergleichbar (vgl. BMASK 2009).

(III) 2.3.Variablenbeschreibung

Die abhängigen Variablen sind (a) der Zugang zur Freiwilligenarbeit, gemessen an den freiwilligen und ehrenamtlichen Tätigkeiten in den unterschiedlichen Bereichen, und (b) die Funktion in der Freiwilligenarbeit, gemessen an der Art der Aufgabe und Funktion im Rahmen der jeweiligen ehrenamtlichen Tätigkeiten. Als erklärende Variable fungieren jene im Datensatz vorhandenen Indikatoren für die askriptiven und erworbenen Merkmale, die als zentrale Determinanten sozialer Ungleichheit gelten. Somit wurden aus den verfügbaren Variablen des Mikrozensusdatensatzes nur jene Variablen ausgewählt, deren Einfluss auf die jeweilige abhängige Variable vor dem Hintergrund der jeweils konkreten Fragestellung sowohl theoretisch als auch auf Basis des Stands der Forschung, begründbar ist. Damit wird dem „Überladen“ der Erklärungsmodelle (vorwiegend logistische Regressionsanalysen) zur alleinigen Steigerung der Erklärungskraft (Pseudo R²) vorgebeugt.

(III) 2.3.1.Abhängige Variablen

Zugang zur Freiwilligenarbeit

Statistik Austria hat für jeden der neun Bereiche (siehe Tabelle 8) die ehrenamtlichen bzw. freiwilligen Tätigkeiten einzeln erhoben (siehe dazu den Fragebogen im Anhang). Der allgemeine Zugang zur Freiwilligenarbeit wurde anhand der Aggregation der Antworten auf die Fragen zu den ehrenamtlichen Tätigkeiten in den einzelnen Bereichen, gemessen.

Die Frage je Bereich lautete: „Sind Sie irgendwo im Bereich [A bis I] ehrenamtlich für eine Organisation oder einen Verein tätig? z.B. […]“. Die Antwortmöglichkeiten umfassten jeweils Ja (1) und Nein (2). Für die weiterführenden Analysen wurden die Variablen zur Freiwilligenarbeit in einem ersten Schritt je Bereich in Ja (1) und Nein (0) neu kodiert, und anschließend über die Bereiche aufsummiert und wieder dichotomisiert, ≥ 1 Ja (1) und <1 Nein (0).

← 130 | 131 → Gesamt

Freiwilligenarbeit

0 nein

1 ja

Je Bereich

Freiwilligenarbeit Bereich 1 bis 9

0 nein

1 ja

Leitende Funktion in der Freiwilligenarbeit

Für jede genannte ehrenamtliche Tätigkeit wurde auch nach der weiteren Spezifizierung der Aufgaben bzw. der Funktion gefragt: „Welche Aufgabe erfüllen Sie im Rahmen ihrer Tätigkeiten (Mehrfachantworten möglich)“. Die Antwortmöglichkeiten umfassten folgende vier vorgegebenen Kategorien:

1. Kernaufgabe der Organisation

2. Administrative/unterstützende Aufgaben

3. Leitende Funktion/FunktionärIn

4. Sonstige Aufgaben

Für die weitere Auswertung wurden diese Variablen wie folgt in dichotome Variablen neu kodiert.

(1) Kernaufgabe der Organisation

(0) Kernaufgabe/administrative/sonstige Funktion

(2) Administrative/unterstützende Aufgaben

(4) Sonstige Aufgaben

(3) Leitende Funktion

(1) Leitende Funktion

Für die weiterführenden Analysen mittels logistischen Regressionsanalysen wurden die dichotomisierten Variablen zur Aufgabe/Funktion in der Freiwilligenarbeit wieder über die Bereiche aufsummiert und anschließend erneut nach dem Schema ≥ 1 Ja (1) und <1 Nein (0) dichotomisiert.

Gesamt

Leitende Funktion in der Freiwilligenarbeit

0 nein

1 ja

Je Bereich

Leitende Funktion im Bereich 1 bis 9

0 nein

1 ja

Für die feldspezifischen Analysen mittels Multipler Korrespondenzanalysen (Kapitel (III) 4.4.4.) wird hingegen wieder die ursprüngliche, nicht dichotomisierte Form der Variablenausprägung verwendet.

← 131 | 132 → (III) 2.3.2.Erklärende Variablen

Die erklärenden Variablen (Tabelle 10) umfassen somit die jeweiligen Indikatoren für die askriptiven Merkmale, Geschlecht, Alter und Geburtsland sowie für die erworbenen Merkmale, Bildungsgrad, Erwerbstätigkeit, beruflicher Status (ISEI und Leitungsfunktion), Wohnrechtsverhältnis und Familienstand. Als Kontextvariable wird der Urbanisierungsgrad hinzugenommen.

Tabelle 10: Erklärende Variablen – Merkmale und Variablenausprägung

Variablen (Label)

Variablenausprägung

Geschlecht:

(bsex)

Männlich (1)

Weiblich (2)

Alter

(balt)

Alter in Jahren

(balt recoded)

Alter in Gruppen:

15-29 (1)

30-49 (2)

50-65 (3)

65+ (4)

Geburtsland

(xbgeblao)

Österreich (1)

Nicht- Österreich (2)

Staatsbürgerschaft

(xbstaato)

Österreich (1)

Nicht Österreich (2)

Bildungsgrad

(xkartab recoded)

Pflichtschule/keine Pflichtschule (1)

Lehrabschluss (Berufsschule) (2)

Berufsbild. mittlere Schule (3)

AHS, BHS (4)

Kolleg, Uni-LG, hochschulverwandte Lehranstalten (5)

Universität, Fachhochschule (6)

Erwerbstätigkeit

(cerw recoded)

Nein (0)

Ja (1)

Beruflicher Status (ISEI)

(auf Basis des ISCO-4Steller)

Punktewerte von 16 bis 90

Berufliche Stellung

(dbers2 recoded)

Nicht erwerbstätig (0)

Landwirt (1)

Selbstständig (2)

Arbeiter (3)

Angestellter (4)

Führungskraft (5)

← 132 | 133 → Leitungsfunktion in der beruflichen Tätigkeit

(dleit recoded)

Nein (0)

Ja (1)

Wohnrechtsverhältnis: Eigentum

(wrecht recoded)

Nein (0)

Ja (1)

Familienstand: Verheiratet

(bfst recoded)

Nein (0)

Ja (1)

Eurostat-Urbanisierungsgrad

(xurb recoded)

Niedrige Bevölkerungsdichte (1)

Mittlere Bevölkerungsdichte (2)

Hohe Bevölkerungsdichte (3)

Quelle: Mikrozensus Zusatzerhebungen Q4/2006; eigene Darstellung.

(III) 2.5.Deskriptive Statistik

Die Tabelle 11 zeigt die deskriptive Statistik63 hinsichtlich Messniveau, gültiger Fälle, Minimum und Maximum der Variablenausprägung sowie die Mittelwerte und ggf. die Standardabweichung. Im Falle der Variable „Freiwilligenarbeit“ bedeutet z.B. ein Mittelwert von 0,413, dass 41,3% der Befragten (N=11.657) die Frage mit Ja (1) beantwortet haben. 26,8% (Mittelwert: 0,268) der Freiwilligen sind im Rahmen ihrer Tätigkeiten mit ehrenamtlichen Leitungsfunktionen betraut.

Ein Beispiel zu den Feldern: Der Anteil an Personen des Samples (N=11.657) die im Feld der Katastrophenhilfe freiwillig tätig sind beträgt 8,2% (Mittelwert: 0,082). Betreffend der erklärenden Variablen zeigt sich, dass 52,8% der Respondenten Frauen sind, das Durchschnittsalter bei 45 Jahre liegt, rund 8% nicht in Österreich geboren sind und 64,2% erwerbstätig sind. Knapp 70% der Respondenten leben in Wohneigentum. Darüber hinaus sind 58,5% verheiratet. Der Gruppe der Berufstätigen kann im Durschnitt ein ISEI Wert von 43,6 Punkten (von maximal 90 Punkten) zugewiesen werden. Bei rund 28% der Erwerbstätigen ist die Tätigkeit mit einer Leitungsfunktion verbunden. Die durchschnittliche Wochenarbeitszeit der Erwerbstätigen beträgt 38,9 Stunden. Der Vergleich der deskriptiven Ergebnisse mit der österreichischen Bevölkerung (Grundgesamtheit) erfolgt im ersten Kapitel zu den Ergebnissen zur Sozialstruktur (Kap. (IV) 3.1)

← 133 | 134 → Tabelle 11: Deskriptive Statistik zu den abhängigen und erklärenden Variablen

img

Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung.

(III) 2.6.Statistische Analyseverfahren

Die Aufbereitung und Analyse der Daten erfolgte in der Statistiksoftware IBM SPSS 20.0. Die grafische Aufbereitung der Ergebnisse in Tabellen und Diagrammen erfolgte in Microsoft EXCEL 2010. Da es in SPSS 20.0 nicht möglich ist, ← 134 | 135 → Multiple Korrespondenzanalysen durchzuführen, wurde auf das EXCEL Plugin XLSTAT in der Version 2013.3.02 zurückgegriffen.

(III) 2.6.1.Deskriptive und bivariate Analyseverfahren

Die deskriptive wie bivariate Analyse erfolgte in Abhängigkeit des Messniveaus der Variablen, bei kategorialen Variablen anhand von Kontingenztabellen (Kreuztabellen) und im Falle von metrischen Variablen, je nach Fragestellung (Zusammenhänge oder Unterschiede), mit Korrelationsanalysen oder Mittelwertvergleichen.

(III) 2.6.2.Multivariate Analyseverfahren

Logistische Regressionsanalyse

Zur multivariaten Überprüfung des Einflusses der erklärenden Variablen auf die abhängigen Variablen werden aufgrund der dichotomen Variablenausprägung logistischen Regressionsanalysen verwendet (vgl. Backhaus 2006: 425ff; Mood 2009; Pampel 2000). Die logistische Regressionsanalyse zählt zu den strukturprüfenden Verfahren (vgl. Backhaus 2006: 428) und errechnet bzw. schätzt den Einfluss der unabhängigen Variablen auf die Eintrittswahrscheinlichkeit für ein bestimmtes Ereignis (abhängige Variable). Im Gegensatz zur linearen Regressionsanalyse unterstellt die logistische Regressionsanalyse „einen nicht-linearen Zusammenhang zwischen der Eintrittswahrscheinlichkeit der binären, abhängigen Variable [P(y=1)] und den unabhängigen Variablen als Modellprämisse“ (Backhaus 2006: 432). Dies hat vor allem Auswirkungen auf die Interpretation der Ergebnisse, d.h. konkret der Regressionskoeffizienten. Die Koeffizienten sind erstens nicht untereinander vergleichbar und die Wirkung der erklärenden Variablen ist nicht „über die gesamte Breite ihrer Ausprägung konstant“ (Backhaus 2006: 439). Interpretierbar ist die Richtung des Einflusses der erklärenden Variablen, wobei ein negativer Koeffizient (Beta) mit einer sinkenden Wahrscheinlichkeit und ein positiver Koeffizient mit einer steigenden Wahrscheinlichkeit für das Ereignis y=1 verbunden ist. Eine Erleichterung der Interpretation der Koeffizienten (Beta) wird durch die Angabe der sogenannten Odds (Chancen) erreicht. Diese, auch als Odds Ratio (Exp(B)) bezeichneten Werte stellen „nicht die Eintrittswahrscheinlichkeit P(y=1) selbst [dar], sondern ihr Verhältnis zur Gegenwahrscheinlichkeit P(y=0) bzw. 1-P(y=1) […] Dieses Wahrscheinlichkeitsverhältnis spiegelt die Chance (Odd) wider, das Ergebnis y=1 im Vergleich zum Ergebnis y=0 zu erhalten“ (Backhaus 2006: 442):

← 135 | 136 → img

Zur Beurteilung des Gütemaßes des Regressionsmodells (Gesamtfit) stehen unterschiedliche Pseudo-R-Quadrat-Statistiken (Cox und Schnell, McFadden oder Nagelkerke) zur Verfügung. Aufgrund seiner eindeutigeren Interpretierbarkeit (der Wert kann maximal 1 erreichen) ist dem Nagelkerke-R² der Vorzug zu geben (vgl. Backhaus 2006: 449).

Multiple Korrespondenzanalyse (MCA)

Die multiple Korrespondenzanalyse (MCA) (vgl. Greenacre 2007; Le Roux/Rouanet 2010) ist ein multivariates Verfahren zur grafischen Darstellung von mehrdimensionalen Kontingenztabellen. Im Vordergrund stehen die Visualisierung von Beziehungen und die Entdeckung von Strukturen zwischen kategorialen Variablen. In der Literatur findet sich eine anhaltende Diskussion über die Gefahr möglicher Fehlinterpretationen der grafisch dargestellten MCA. Grundsätzlich stellt die euklidische Distanz zwischen den einzelnen Variablenausprägungen die relationale Häufigkeit ihres gemeinsamen Auftretens dar. Variablenausprägungen, die weiter von einander entfernt liegen, kommen seltener (unterdurchschnittlich) gemeinsam vor als jene, die vergleichsweise näher (überdurchschnittlich) beieinander liegen. In der vorliegenden Arbeit beschränkt sich die Interpretation auf die Nähe und Distanz der im Forschungsinteresse stehenden Faktoren.

(III) 3.Analysestrategie

Die Beantwortung der Fragestellungen zur (1) sozialen Schließung und (2) Hierarchisierungen in der Freiwilligenarbeit sowie deren (3) feldspezifische Ausprägung erfolgt in vier Schritten.

In einem ersten Schritt (Kapitel (III).4.1.) wird die Bedeutung der einzelnen sozialen Merkmale (Geschlecht, Alter, Geburtsland, Staatsbürgerschaft, Bildungsgrad, Erwerbstätigkeit, Wohnrechtsverhältnis und Familienstand) für den Zugang zur Freiwilligenarbeit im Allgemeinen sowie zu den leitenden Positionen im Besondern bivariat analysiert.

Danach folgt in einem zweiten Schritt (Kapitel (III).4.2.) die multivariate Analyse (logistische Regressionsmodelle) ← 136 | 137 → der Determinanten des Zugangs zur Freiwilligenarbeit (soziale Schließung). Die Ergebnisse dazu werden mittels spezifischer Analysen weiter differenziert. Erstens, durch eine Gegenüberstellung der Determinanten des Zugangs zur Freiwilligenarbeit mit jenen des Zugangs zur Erwerbsarbeit. Zweitens, wird ausgehend von den Unterschieden in den Engagementmustern von Männern und Frauen der Einfluss der Determinanten getrennt nach dem Geschlecht analysiert und die Analyse um haushaltsbezogene Variablen (Haushaltsgröße sowie Anzahl und Alter der Kinder) ergänzt. Drittens wird ein Blick auf die Determinanten von Mehrfachengagement geworfen, ebenfalls getrennt nach Geschlecht. Viertens werden die für den Zugang der untersten Bildungsschicht relevanten Ressourcen analysiert. Abschließend erfolgt die Auswertung der subjektiv wahrgenommenen Barrieren des Zugangs zur Freiwilligenarbeit sowie deren Determinanten.

Im dritten Schritt (Kapitel (III).4.3.) werden die Determinanten der Hierarchisierung in der Freiwilligenarbeit, d.h. konkret des Zugangs zu leitenden Positionen in den Fokus der Analyse gestellt. Einer multivariaten Analyse zu den Einflussfaktoren folgen analog zu Schritt zwei, differenziertere Auswertungen. Wiederum erstens, Analysen zum Vergleich der Hierarchisierung in der Freiwilligenarbeit und der Erwerbsarbeit. Zweitens Auswertungen zum Einfluss von Mehrfachengagement auf die Position innerhalb der Freiwilligenarbeit. Drittens werden die Unterschiede zwischen Männern und Frauen analysiert und die Modelle um Variablen zum Berufsprestige erweitert. Den Abschluss dieses Kapitels bilden bivariate Analysen zum Zusammenhang von (Erwerbs-)Arbeitszeit und Freiwilligenarbeit.

Die feldspezifischen Analysen zum Zugang und zur Hierarchisierung in der Freiwilligenarbeit folgen im vierten und letzten Schritt (Kapitel (III).4.4.). Zur differenzierteren Analyse wurden vier, für die Freiwilligenarbeit zentrale Felder ausgewählt (Soziales und Gesundheit; Kirche und Religion; Sport und Bewegung; Katastrophenhilfs- und Rettungsdienste). Einleitend wird die Auswahl der vier Felder begründet und anschließend die Über- und Unterrepräsentanz der sozialen Merkmalsgruppen in diesen Feldern analysiert, grafisch dargestellt und sofern verfügbar mit empirischen Ergebnissen anderer Studien verglichen. Der bivariaten Gegenüberstellung folgen die multivarianten Analysen (logistische Regressionsmodelle) zu den feldspezifischen Determinanten des Zugangs. Abschließend werden die Regeln des Zugangs zu den unterschiedlichen hierarchischen Positionen in den vier Feldern mittels multiplen Korrespondenzanalysen untersucht.

← 137 | 138 → (III) 4.Ergebnisse

(III) 4.1.Bivariate Analysen

In einem ersten Schritt wird die Verteilung der askriptiven und erworbenen Merkmale (1) in der Österreichischen Bevölkerung (Grundgesamtheit)64, (2) der Respondentengruppe, (3) der Freiwilligen sowie (4) der leitenden Freiwilligen gegenübergestellt. Die Abbildungen (Scherengrafiken) auf den nachfolgenden Seiten zeigen die Struktur hinsichtlich der sozialen Merkmale in der Grundgesamtheit (kurz: Ö ≥ 15 Jahre), der Respondentengruppe der Mikrozensus-Zusatzerhebung „Freiwilligenarbeit“ (kurz: MZ-Sample), der Gruppe der Freiwilligen (kurz: Freiwillige-gesamt) sowie der Gruppe der Freiwilligen deren Positionen mit Leitungsfunktionen verbunden sind (kurz: Freiwillige-leitend). Die Linien zwischen den Punkten stellen keine interpolierten Verläufe dar und sind somit auch nicht im statistischen Sinne zu interpretieren. Für die Darstellung in Form der „Scherengrafiken“ wurden jeweils auch mehrstufige und intervallskalierte Variablen (Alter, Bildungsgrad, Familienstand) dichotomisiert65.

(III) 4.1.1.Geschlecht

Der Anteil der Frauen in der Grundgesamtheit (Ö 15 Jahre) von knapp über 52% bleibt im MZ-Sample konstant. In der Freiwilligenarbeit hingegen sinkt der Frauenanteil auf 44% und unter den Freiwilligen in Positionen mit Leitungsfunktion sinkt der Anteil weiter auf rund 31% (siehe Abbildung 14). Vergleicht man die Geschlechterstruktur in der Freiwilligenarbeit mit jener in der Erwerbsarbeit, zeigen sich deutliche Parallelen. Der Anteil der Frauen an der erwerbstätigen Bevölkerung lag 2006 bei 45,3% und der Anteil der Frauen unter den Erwerbstätigen mit Leitungsfunktion lag bei 31,4% (vgl. Statistik Austria – Mikrozensus 2006/Q4).

← 138 | 139 → Abbildung 14:Geschlecht und Alter

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnungen; ungewichtet.

(III) 4.1.2.Alter

Aufgrund des Rückgangs der Beteiligungsquoten mit dem Pensionseintritt wurden für die bivariate Analyse die Befragten in die Gruppe der 15- bis 59-Jährigen und in die Gruppe der über 60-Jährigen aufgeteilt. Die Abbildung 14 zeigt, dass sich der Anteil der über 60-Jährigen von 25,6% in der Grundgesamtheit auf 20,5% im Sample der Freiwilligenerhebung reduziert. Unter den Freiwilligen selbst sind nur mehr rund 17% der Personen über 60 Jahre alt. Der Anteil von 17% der über 60-Jährigen bleibt unter den Freiwilligen mit Leitungsfunktion konstant. Vergleicht man die Altersstruktur der Freiwilligenarbeit mit jener der Erwerbsarbeit, zeigt sich erwartungsgemäß ein deutlicher Unterschied. Dem Anteil von 17% an über 60-Jährigen unter den Freiwilligen steht ein Anteil von rund 3% dieser Gruppe an der erwerbstätigen Bevölkerung in Österreich gegenüber. Ab dem Pensionseintritt nehmen zwar auch die Beteiligungsquoten an der Freiwilligenarbeit mit zunehmenden Alter weiter ab (Backes/Höltge 2008; More-Hollerweger/Rameder 2009; Rameder/More-Hollerweger 2009), gesamt gesehen scheint Freiwilligenarbeit jedoch durchschnittlich für jeden Fünften über 60 Jahre ein Betätigungsfeld darzustellen66. Wie erwähnt, stellt Freiwilligenarbeit vor allem für jene Menschen im Ruhestand ein Handlungsfeld dar, die ← 139 | 140 → bereits früher im Lebenslauf Erfahrungen als Freiwillige gesammelt haben (vgl. Erlinghagen 2008; Erlinghagen et al. 2006).

(III) 4.1.3.Ethnische Herkunft

Die ethnische Herkunft (Geburtsland) betreffend zeigt sich, dass sich der Anteil von Personen, die nicht in Österreich geboren sind von rund 13% in der Grundgesamtheit, bereits bei der Teilnahme an der Befragung zur Freiwilligenarbeit (MZ-Sample) auf 8% reduziert (siehe Abbildung 15). Der Anteil verringert sich unter den Freiwilligen weiter auf 5,4%. Bei den Positionen mit Leitungsfunktion steigt der Anteil wiederum leicht um einen Prozentpunkt auf 6,4% an. Im Vergleich liegt der Anteil von nicht in Österreich geborenen Personen unter der erwerbstätigen Bevölkerung bei 15,6% und bei beruflichen Tätigkeiten mit Leitungsfunktionen bei 8,7%. In der formellen Freiwilligenarbeit erscheint die ethnische Herkunft gemessen am Geburtsland ein „härteres“ Selektionskriterium zu sein als dies in der Erwerbsarbeit der Fall ist.

Abbildung 15:Geburtsland und Staatsbürgerschaft

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnungen; ungewichtet.

(III) 4.1.4.Staatsbürgerschaft

Personen ohne österreichische Staatsbürgerschaft sind in der Freiwilligenarbeit nur zu 2,4% vertreten und das, obwohl ihr Anteil in der Bevölkerung bei 7,1% liegt. Wie die wenigen Studien zu diesem Themengebiet bestätigen, haben in der Migrationspopulation informelle Formen der Freiwilligenarbeit eine größere Bedeutung ← 140 | 141 → als formelle Engagementformen (vgl. Reinprecht 2009). Darüber hinaus spiegelt sich in den vorliegenden Daten das bekannte Problem wider, dass mit den klassischen Instrumenten der Survey Forschung Personen aus der Migrationspopulation vergleichsweise schwer erreichbar sind (vgl. Meyer/Rameder 2011:18).

(III) 4.1.5.Bildungsgrad

Neben den zentralen askriptiven Merkmalen (Geschlecht, Alter, ethnische Herkunft) hat auch der sozio-ökonomische Status (Einkommen bzw. Vermögen, Bildungsgrad und beruflicher Status) einen bedeutsamen Einfluss auf den Zugang zur Freiwilligenarbeit. Der Bildungsgrad, verstanden als kulturelles Kapital und Ressource, ist dabei für Freiwilliges Engagement von zentraler Bedeutung. Entsprechend des vielfach bestätigten Zusammenhangs von Bildungsgrad und Freiwilligenarbeit sinkt der Anteil von Personen der bildungsfernsten Schicht, d.h. Person ohne Schulabschluss bzw. höchstens Pflichtschulabschluss, von 28,7% (Ö 15 Jahre) bereits auf 20% bei der Erhebungsteilnahme (MZ-Sample). Unter den Freiwilligen sinkt der Anteil der untersten Bildungsschicht auf 15,0%, und lediglich 6,9% der leitenden Freiwilligen zählen zu dieser Gruppe. Vom Kompetenzerwerb durch Freiwilligenarbeit bleiben damit gerade die bildungsfernsten Schichten in einem hohen Maße ausgeschlossen. In welcher Weise der Einfluss der Bildung auf Freiwilliges Engagement durch Merkmale wie Alter, Geschlecht und ethnische Herkunft (vgl. Musick/Wilson 2008: 124ff) auch in Österreich moderiert wird, werden die multivariaten Analysen in den nachfolgenden Kapiteln zeigen.

← 141 | 142 → Abbildung 16:Bildungsgrad und Erwerbstätigkeit

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnungen; ungewichtet.

(III) 4.1.6.Erwerbstätigkeit

Ein zweiter Indikator für den sozio-ökonomischen Status ist die Erwerbstätigkeit im Allgemeinen wie der konkrete Berufsstatus im Besonderen. Der Anteil von Personen die einer beruflichen Tätigkeit nachgehen, erhöht sich von 56,5% in der Grundgesamtheit auf 64,2% im Mikrozensus Sample und weiter auf 69,3% bei den Freiwilligen. Bei den Freiwilligen in Positionen mit Leitungsfunktion sind 75,3% erwerbstätig. Umgekehrt betrachtet halbiert sich der Anteil der Nicht-Erwerbstätigen (Arbeitslose, Pensionistinnen und Pensionisten und haushaltsführende Personen) von 43,5% in der Grundgesamtheit (> 15 Jahren) auf rund 24,7% unter den leitenden Freiwilligen. Hier gilt es im besonderen Maße den moderierenden Einfluss von Alter und Geschlecht in den multivariaten Analysen zu beachten.

(III) 4.1.7.Wohnrechtsverhältnis

Das Einkommen und das Vermögen bilden die dritte Säule des sozio-ökomischen Status. Wie in der Beschreibung des Datensatzes festgestellt, werden im Rahmen des Mikrozensus keine Daten zum Einkommen und Vermögen der Befragten erhoben. Aus diesem Grund kann der Zusammenhang zwischen Freiwilligenarbeit, Einkommen und Vermögen lediglich über die Variable des sogenannten „Wohnrechtsverhältnisses“ und in weiterer Folge über den Berufsstatus approximiert werden.

In Österreich leben rund 41% (der über 14-Jährigen) in Miete und rund 59% in Wohneigentum, d.h. in Wohnungs- oder Hauseigentum67. Diese Verteilung verschiebt sich unter den zur Freiwilligenarbeit Befragten auf knapp 70% in Wohneigentum Lebenden. Unter den Freiwilligen selbst erhöht sich der Anteil nochmals auf 77%. Unter den Freiwilligen mit Leitungsfunktion verändert sich der Anteil mit 78,6% kaum mehr. Damit dürfte, wie in anderen Studien bereits bestätigt, eine bestimmte finanzielle Grundabsicherung für den Zugang zur Freiwilligenarbeit nötig sein (vgl. Musick/Wilson 2008: 127ff) bzw. Wohneigentum zu einer verstärkten sozialen Verwurzelung und damit verbunden einem größeren Interesse am Gemeinwesen führen (vgl. Rotolo et al. 2010). Auf die interne, hierarchische Strukturierung scheint das Wohnrechtsverhältnis zumindest bivariat keinen bedeutsamen Einfluss mehr haben.

← 142 | 143 → Abbildung 17:Wohnrechtsverhältnis und Familienstand

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnungen; ungewichtet.

(III) 4.1.8.Familienstand

Der Familienstand, in diesem Fall reduziert auf die traditionelle Dichotomie verheiratet und nicht verheiratet (ledig, geschieden, verwitwet), weist ebenfalls einen Zusammenhang mit Freiwilligem Engagement auf. So erhöht sich der Anteil der Verheirateten von rund 55% in der Grundgesamtheit auf 63% bei den Freiwilligen und nochmals auf 72,7% bei Freiwilligen mit Leitungsfunktion. Ob hinter dem Familienstand der wiederholt bestätigte positive Einfluss der Religiosität steht (vgl. Taniguchi/Thomas 2011; van Tienen et al. 2011; Vermeer/Scheepers 2012), kann mangels entsprechender Variablen zur Konfession bzw. zur tatsächlichen Religionsausübung nicht beantwortet werden. Weiterführende Analysen zu den Interaktionseffekten des Familienstands mit dem Geschlecht könnten jedoch Hinweise liefern, ob hinter dem Familienstand eher religiöse Einstellungen oder primär das Sozialsystem der Familie bzw. vielfach weiterhin wirksamen Geschlechterrollenstereotypen stehen.

(III) 4.1.9.Zusammenfassung der Ergebnisse

In der Zusammenschau zeigt der bivariate Vergleich der Sozialstruktur der österreichischen Bevölkerung mit (1) den Befragten im Mikrozensusdatensatzes zur Freiwilligenarbeit, (2) den Freiwilligen sowie (3) den Freiwilligen mit Leitungsfunktion eine Unterrepräsentanz bei Personen, die folgenden sozialen Merkmalsgruppen zugehören:

← 143 | 144 → Tabelle 12: Übersicht zu den bivariaten Ergebnissen zur sozialen Schließung

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1. Schon bei der (freiwilligen) Teilnahme an der Mikrozensus-Zusatzbefragung zur Freiwilligenarbeit zeigen sich erste Schließungstendenzen. Personen über 60 Jahren, Migrantinnen und Migranten (Geburtsland sowie Staatsbürgerschaft), untere Bildungsschichten, Nicht-Erwerbstätige, in Miete lebende und Nicht-Verheiratete haben überdurchschnittlich oft eine Teilnahme an der Befragung abgelehnt. Lediglich hinsichtlich des Geschlechts entspricht das Sample der Verteilung in der Gesamtbevölkerung.

2. Bei der Freiwilligenarbeit selbst sind Frauen unterrepräsentiert und alle weiteren, schon bei der Befragung bedeutsamen sozialen Merkmale bleiben ebenso schließungsrelevant: Alter, Geburtsland, Staatsbürgerschaft, Bildungsgrad, Erwerbstätigkeit, Wohnrechtsverhältnis und Familienstand.

3. Innerhalb der Freiwilligenarbeit fungieren weiterführend primär das Geschlecht, der Bildungsgrad, der Erwerbsstatus und der Familienstand als Determinanten der internen hierarchischen Strukturierung. Frauen, Angehörige der untersten Bildungsschicht, in Miete lebende sowie unverheiratete Personen sind innerhalb der Freiwilligenarbeit überdurchschnittlich vom Zugang zu leitenden Positionen ausgeschlossenen. Geht man nicht von bereits ← 144 | 145 → freiwillig Engagierten aus, sondern von der österreichischen Gesamtbevölkerung, sind alle ausgewählten Merkmale für den Zugang zu hierarchischen Positionen in der Freiwilligenarbeit bedeutsam.

Somit wurde in einem ersten Schritt anhand der bivariaten Analysen sichtbar welche sozialen Merkmale für den Zugang zur Freiwilligenarbeit in Österreich von Bedeutung sind und welche Bevölkerungsgruppen tendenziell von sozialen Schließungsprozessen in der Freiwilligenarbeit betroffen sind. Genaueren Aufschluss darüber liefern jedoch nur multivariate Analysen. Diese folgen in den nächsten drei Kapiteln.

(III) 4.2.Multivariate Analysen zur sozialen Schließung in der Freiwilligenarbeit

Die zentrale Frage in diesem Kapital lautet: Welchen Einfluss haben askriptive wie erworbene soziale Merkmale (Geschlecht, Alter, ethnische Herkunft, Bildungsgrad, Vermögen, berufliche Stellung und Prestige) auf den Zugang zur Freiwilligenarbeit in Österreich? Ergänzend werden Analysen zu Fragen durchgeführt, die sich erst im Zuge der Beantwortung der obigen Ausgangsfrage gestellt haben. Diese umfassen den Vergleich der Determinanten des Zugangs zur Freiwilligenarbeit mit jenen des Zugangs zur Erwerbsarbeit; die Gegenüberstellung der Determinanten des Engagements von Männern und Frauen; die Analyse der Determinanten von Mehrfachengagement; Detailanalysen zum Zugang der untersten Bildungsschicht und abschließend Auswertungen zu den subjektiven Barrieren des Zugangs zur Freiwilligenarbeit und deren Determinanten.

(III) 4.2.1.Determinanten des Zugangs zur Freiwilligenarbeit

Wie aus der logistischen Regression in Tabelle 13 ersichtlich wird, werden bis auf den Einfluss der Erwerbstätigkeit alle, oben in den Scherengrafiken gezeigten Einflüsse auch in der multivariaten Analyse in ihrer Wirkrichtung bestätigt. Damit decken sich die Ergebnisse zu den Determinanten der formellen Freiwilligenarbeit, mit Ausnahme der Erwerbsarbeit, in ihrer Grundtendenz mit den Ergebnissen der europäischen wie internationalen Forschung. Dies deutet darauf hin, dass auch die nachfolgenden Ergebnisse zumindest in Ansätzen auf andere, mit der österreichischen Freiwilligenstruktur vergleichbare Länder wie z.B. Deutschland und die Schweiz übertragbar sein dürften.

← 145 | 146 → Tabelle 13: Logistische Regression – Einflussfaktoren auf den Zugang zur formellen Freiwilligenarbeit

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung; (p* < 0.05; p** < 0.01; p*** < 0.001).

Die Ergebnisse im Detail: Einen zentralen Einfluss auf den Zugang zur Freiwilligenarbeit hat das Geschlecht. So reduziert sich bei Frauen gegenüber Männern die Chance, sich in der Freiwilligenarbeit zu engagieren, um 44,1% (odds ratio: 0,559***). Ähnliches gilt für die ethnische Herkunft. Nicht in Österreich geboren zu sein verringert die Wahrscheinlichkeit, Zugang zur formellen Freiwilligenarbeit zu finden, um 42,4% (odds ratio: 0,576***) gegenüber gebürtigen Österreicherinnen und Österreichern. Die Höhe des Bildungsgrads hat erwartungsgemäß einen positiven Einfluss auf den Zugang zu Freiwilligenarbeit und ← 146 | 147 → bleibt trotz der Kontrolle der anderen Einflussfaktoren wie Geschlecht, Alter und ethnische Herkunft signifikant: Die Wahrscheinlichkeit für Freiwilliges Engagement erhöht sich je Bildungsgrad68 durchschnittlich um jeweils 22,2% (odds ratio: 1,222***). Ob man erwerbstätig ist oder nicht, hat im Kanon der anderen Variablen mit einer odds ratio von 1,050 keinen signifikanten Einfluss auf den Zugang zur Freiwilligenarbeit. In diesem Punkt weichen die Ergebnisse aus Österreich teilweise von den Ergebnissen bestehender Studien (vgl. Musick/Wilson 2008: 148ff) ab. Es bleibt offen, ob dies dem Erhebungsdesign und der damit verbundenen Verzerrung (vgl. Abbildung 16) bei der Erhebungsteilnahme geschuldet ist, oder ob die Erwerbstätigkeit69 tatsächlich in Österreich eine, verglichen z.B. mit den USA, untergeordnete Rolle spielt. Aus der Regressionsanalyse in Modell II in Tabelle 13 wird ersichtlich, dass sich bei jenen Personen, die in ihrer beruflichen Tätigkeit eine leitenden Funktion innehaben die Chance, freiwillig engagiert zu sein, geringfügig um 14,5% (odds ratio: 1,145**) erhöht. Der Erklärungsbeitrag (Pseudo R²) des Modells erhöht sich dabei jedoch nur sehr gering von 0,103 in Modell I auf 0,104 in Modell II. Die Variablen zur Erwerbstätigkeit und der Funktion im Beruf leisten damit nur einen sehr kleinen Beitrag zur Erklärung der Unterschiede im Zugang zur Freiwilligenarbeit. Der verwendete Indikator für ökonomisches Kapital, das Wohnrechtsverhältnis, bestätigt mit einer odds ratio von 1,422*** den positiven Einfluss dieses Merkmals. In Wohneigentum zu leben erhöht die Wahrscheinlichkeit für formelles Engagement demnach um 42,2%. Dieser Einfluss lässt sich vor dem Hintergrund der Forschung zweifach interpretieren. Das Wohnrechtsverhältnis, als Indikator für ein Mindestmaß an ökonomischem Kapital, unterstreicht die These, dass man sich Freiwilliges Engagement leisten können muss. Der Erklärungsansatz von Rotolo et al. (2010) knüpft zwar grundlegend auch an der Vermögensausstattung an, erklärt die höhere Engagementquote von Personen, die in Wohneigentum leben, jedoch durch deren dauerhafteren und damit verwurzelteren Bezug zum Wohnumfeld (stake in society) und den damit verbundenen größeren Interesse, dieses mitzugestalten und darin aktiv zu werden. Um diese beiden Effekte trennen zu können, müsste die Wohndauer mitanalysiert werden. Diese ist jedoch durch den Mikrozensus nicht erfasst. Einen ähnlich hohen positiven Einfluss hat jedoch auch der Familienstand. Verheiratet zu sein erhöht die Wahrscheinlichkeit, ← 147 | 148 → sich in der Freiwilligenarbeit zu engagieren um 39,6% (odds ratio: 1,396***). Da auch die Wohnortgröße bzw. der Urbanisierungsgrad die Freiwilligenarbeit beeinflusst, wird den multivariaten Modellen die Bevölkerungsdichte als Kontrollvariable hinzugefügt. In beiden Modellen in Tabelle 13 wirkt sich eine höhere Bevölkerungsdichte negativ auf die Wahrscheinlichkeit (odds ratio: 0,740***) aus, Freiwilligenarbeit zu leisten.

Bis auf den Einfluss der Erwerbstätigkeit bestätigt die multivariate Analyse zur sozialen Schließung die bivariaten Ergebnisse zum Einfluss von Geschlecht, Alter, ethnischer Herkunft, Bildungsgrad (kulturelles Kapital), Wohnrechtsverhältnis (ökonomisches Kapital) und dem Familienstand. Die Erwerbstätigkeit im Allgemeinen hat unter Beachtung der anderen Faktoren keinen Einfluss auf den Zugang zur Freiwilligenarbeit, eine leitende Position im Beruf hingegen wirkt förderlich. Im Hinblick auf die in der Problemstellung kritisierte Überschätzung des integrativen Potentials der Freiwilligenarbeit macht auch die multivariate Überprüfung der Einflussfaktoren deutlich, dass die Freiwilligenarbeit in ihrer jetzigen Form betreffend der Inklusion von Frauen, Migrantinnen und Migranten und bildungsfernen Schichten kein Selbstläufer ist. Der große Einfluss des Wohnrechtsverhältnisses auf den Zugang zur Freiwilligenarbeit lässt ungeachtet der dahinterstehenden Mechanismen, die Frage aufkommen, wie sich die derzeitige Preisentwicklung am Wohnungsmarkt und das weitere Auseinanderklaffen der Einkommensschere auf die künftige Beteiligung an der Freiwilligenarbeit auswirken wird. Eine Zunahme der sozialen Ungleichheit in den Dimensionen Einkommen und Vermögen sowie betreffend die Wohnverhältnisse beeinflusst demzufolge auch die Prozesse sozialer Schließung in der Freiwilligenarbeit.

Ausgehend von den Ergebnissen zum Einfluss des Geschlechts, Alters, der ethnischer Herkunft und des Bildungsgrads lässt sich die These formulieren, dass Freiwilligenarbeit und Erwerbsarbeit in weiten Bereichen ähnliche Zugangsvoraussetzungen aufweisen.

(III) 4.2.2.Determinanten des Zugangs zur Freiwilligenarbeit und Erwerbsarbeit im Vergleich

Vergleicht man den Einfluss der askriptiven wie erworbenen Merkmale für den Zugang zur Freiwilligenarbeit mit deren Bedeutung für den Zugang zur Erwerbsarbeit, zeigt sich folgendes Bild: Frauen haben in beiden Feldern eine um rund 45% geringere Wahrscheinlichkeit tätig zu sein als Männer. Nicht in Österreich geboren zu sein wirkt sich sowohl in der Erwerbsarbeit als auch der Freiwilligenarbeit negativ auf die Zugangschancen aus (odds ratio: 0,738*** ← 148 | 149 → und 0,574***). In beiden Feldern hat der Bildungsgrad einen signifikant positiven Einfluss. In Eigentum zu leben ist hingegen nur für die Freiwilligenarbeit von signifikanter Bedeutung (odds ratio: 1,422***). Verheiratet zu sein ist ebenfalls in der Erwerbsarbeit wie in der Freiwilligenarbeit von großem Einfluss (odds ratio: 2,308*** und 1,407***). Die verwendeten unabhängigen Variablen erklären dabei jedoch den Zugang zur Erwerbsarbeit mit einem Pseudo R² von 0,343 besser als den Zugang zur Freiwilligenarbeit mit einem Pseudo R² von 0,103.

Tabelle 14: Logistische Regression – Determinanten des Zugangs zur Erwerbsarbeit und der Freiwilligenarbeit

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung;(p* < 0.05; p** < 0.01; p*** < 0.001).

Somit decken sich in der Erwerbsarbeit und der Freiwilligenarbeit, bis auf die Variable zur Vermögensausstattung (Wohnrechtsverhältnis), die Wirkrichtung und die Signifikanz der Determinanten. Daraus lässt sich zumindest ansatzweise schließen, dass die formelle Freiwilligenarbeit nicht frei von organisationalen ← 149 | 150 → Zugangs- und Selektionsmechanismen ist, wie sie in den Feldern der Erwerbsarbeit üblich sind. Zusätzlich ist für den Zugang zur Freiwilligenarbeit auch noch ein Mindestmaß an ökonomischem Kapital nötig. Vor dem Hintergrund dieser Ergebnisse scheint das Integrationspotential der Freiwilligenarbeit nicht größer zu sein als jenes der Erwerbsarbeit. Damit bestätigt sich auch die These, dass gesellschaftliche Integration primär über die Integration in die (Erwerbs-) Arbeit erfolgt und erfolgen sollte, und Freiwilligenarbeit derzeit vielmehr Ausdruck gelungener Integration als Mittel zur Integration ist. Damit stellt sich auch die Frage, ob die Bereiche bzw. die Felder der Freiwilligenarbeit tatsächlich als eigene Kontextebene der Genese sozialer Ungleichheit zu denken sind, oder aber diese, wie es Diewald/Faist (2010) implizit vorgeschlagen haben, gemeinsam mit der Erwerbsarbeit in die Analyse der ungleichheits(re)produzierenden Wirkungen und Prozesse jeglicher Ausprägungsformen formaler Organisationen miteinzuschließen sind.

Als kleiner Exkurs sei noch die Gegenprobe erwähnt: Tauscht man in der Regressionsanalyse die „Freiwilligenarbeit“ mit der „Erwerbsarbeit“, d.h. macht die Erwerbsarbeit zur abhängigen Variable und fügt die Freiwilligenarbeit als erklärende Variable dem Modell hinzu (siehe Tabelle 47 im Anhang), zeigt sich, dass die Freiwilligenarbeit keinen signifikanten Einfluss auf den Zugang zur Erwerbsarbeit hat70. Durch das Hinzufügen der Freiwilligenarbeit als erklärende Variable erhöht sich das Pseudo R² lediglich um 0,001 von 0,287 in Model I auf Model II 0,288.

(III) 4.2.3.Determinanten des Zugangs von Frauen und Männern im Vergleich

Die bisherige Forschung hat wiederholt gezeigt, dass vor allem sozio-ökonomische Faktoren (z.B. Berufstätigkeit, Teilzeit/Vollzeit) bei Frauen und Männern einen unterschiedlichen Einfluss auf den Zugang zur Freiwilligenarbeit haben (vgl. Marshall/Taniguchi 2012; Musick/Wilson 2008).

← 150 | 151 → Tabelle 15: Logistische Regression – Formelle Freiwilligenarbeit und der Einfluss der Leitungsfunktion im Beruf getrennt nach Frauen und Männer

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung; (p* < 0.05; p** < 0.01; p*** < 0.001).

Bei einem ersten Blick auf die Ergebnisse in Tabelle 15 zeigt sich, dass in Bezug auf die analysierten Einflussfaktoren keine grundlegenden Unterschiede zwischen Männern und Frauen bestehen. Der Einfluss des Alters, der ethnischen Herkunft, des Bildungsgrades, der Erwerbstätigkeit, des Wohneigentums, des Familienstandes wie der Bevölkerungsdichte deckt sich grundsätzlich in Wirkrichtung und Signifikanz. Genauer betrachtet zeigt sich, dass für Frauen der Bildungsgrad (odds ← 151 | 152 → ratio: 1,262*** versus 1,177***) und der Familienstand (odds ratio: 1,394*** versus 1,429***) mehr Bedeutung für den Zugang zur Freiwilligenarbeit hat. Bei Männer wiederum eine leitenden Funktion im Beruf (odds ratio: 1,210** versus 1,053) sowie die Vermögensausstattung an Wohneigentum (odds ratio: 1,429*** versus 1,394***) von größerem Einfluss ist. Die Befunde von Marshall/Taniguchi (2012), dass sich bei Frauen eine Leitungsfunktion im Beruf positiv auf den Zugang zur Freiwilligenarbeit auswirkt, treffen somit in Österreich nicht zu.

Fügt man den Modellen noch Variablen zur Haushaltsgröße und zur Anzahl und zum Alter der im Haushalt gemeinsam lebenden Kinder hinzu, werden erwartungsgemäß Unterschiede zwischen den Geschlechtern sichtbar.

Die Haushaltsgröße wurde anhand der Anzahl der Personen die im gemeinsamen Haushalt leben gemessen sowie weiter spezifiziert, ob darunter auch Kinder unter 3 Jahren oder aber im Alter zwischen 3 und 15 Jahren sind. Die ersten beiden Modelle (Model I und II) in Tabelle 16 zeigen, dass die Hinzunahme der Variablen zur Haushaltstruktur den Einfluss des Familienstands zwar reduziert (von 1,396*** auf 1,240***), jedoch nichts an dessen Signifikanz und Wirkrichtung verändert. Der Familienstand erhöht demnach unabhängig von der Haushaltsgröße die Wahrscheinlichkeit für Freiwilliges Engagement. Sofern Kinder unter drei Jahren im gemeinsamen Haushalt wohnen, reduziert dies im Allgemeinen signifikant den Zugang zur Freiwilligenarbeit, und zwar um 33,2% (odds ratio:,668***). Lebt man gemeinsam mit Kinder im Alter zwischen 3 und 15 Jahren, fördert dies die Wahrscheinlichkeit für Freiwilligenarbeit (odds ratio: 1,131*). Den bestehenden Studien zufolge beeinflussen Kinder abhängig von deren Alter vor allem das Freiwillige Engagement von Frauen negativ (vgl. Musick/Wilson 2008: 245). Wie die Modelle III-VI zeigen, beeinflusst die Haushaltsgröße sowohl das Engagement von Frauen als auch von Männern positiv. Der negative Einfluss von Kindern unter 3 Jahren sowie der positive Einfluss von Kindern im Alter zwischen 3 und 15 Jahren zeigen sich hingegen nur bei Frauen als signifikant. Damit bestätigen sich die Befunde von Musick/Wilson (2008) aus den USA auch in Österreich. Bei den Männern verliert durch die Aufnahme der erweiterten Haushaltsdaten sogar der positive Einfluss des Familienstands an Bedeutung und ist nicht mehr signifikant. Alleine zu leben ist somit für Männer eine zentrale Barriere für Freiwilliges Engagement.

Zusammengefasst fördert das Zusammenleben in größeren Haushalten die Freiwilligenarbeit. Die Erklärungsansätze dazu sind vielfältig und reichen von der Reduktion der relativen Belastung durch Haushaltsaufgaben, sei es dadurch, dass sie von einer Person alleine getragen werden oder aber tatsächlich aufgeteilt werden, bis hin einer höheren Ressourcenausstattung (Einkommen, Bildungsgrad, Sozialkontakten, Urbanisierungsgrad, etc.) von sogenannten DINK Paaren (Dual Income No Kids).

← 152 | 153 → Tabelle 16: Logistische Regression – Formelle Freiwilligenarbeit: Frauen und Männer (inkl. Haushaltsdaten)71

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung; (p* < 0.05; p** < 0.01; p*** < 0.001).

← 153 | 154 → (III) 4.2.4.Determinanten von Mehrfachengagement

Im Zusammenhang mit der Frage nach der Akkumulation von symbolischem wie sozialem Kapital ist auch von Bedeutung, in wie vielen Organisationen man im Rahmen der Freiwilligenarbeit tätig ist.

Tabelle 17: Häufigkeiten von Mehrfachengagement – Anzahl der Organisationen

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnungen.

Wie aus Tabelle 17 ersichtlich ist, üben mit 58,5% etwas mehr als die Hälfte der Freiwilligen ihr Engagement in nur einer Organisation aus. Rund ein Viertel (24,6%) ist in zwei und rund 17% in drei oder mehr Organisationen tätig. Vergleicht man die Verteilung betreffend der Organisationszugehörigkeit zwischen den Frauen und Männer zeigt sich, dass der Mittelwert bei den Männern mit 1,76 signifikant über jenem der Frauen mit 1,64 liegt72.

Für das nachfolgende Modell zur Analyse der Determinanten von Mehrfachengagement (Tabelle 18) wurde (vgl. Mood 2009) auf das Schätzverfahren der linearen Regression zurückgegriffen. Das Geschlecht und das Geburtsland zeigen dabei den gleichen Einfluss wie auch schon beim Zugang zur Freiwilligenarbeit. Eine Frau zu sein (-0,093**) sowie nicht in Österreich geboren zu sein (-0,180**) wirkt signifikant negativ auf Mehrfachengagement. Der Bildungsgrad (0,080***) hingegen steht in einem positiven Zusammenhang mit der Anzahl an Organisationen, ebenso wie der Familienstand verheiratet sein (0,132***). ← 154 | 155 → Die Erwerbstätigkeit im Allgemeinen hat keinen signifikanten Einfluss auf das Mehrfachengagement, eine leitenden Funktion im Beruf inne zu haben wirkt hingegen förderlich (0,089*).

Tabelle 18: Lineare Regression – Mehrfachengagement in der Freiwilligenarbeit

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung; (p* < 0.05; p** < 0.01; p*** < 0.001).

Auf das Mehrfachengagement von Männern wirkt primär der Bildungsgrad und der Familienstand verheiratet förderlich. Bei den Frauen ist der positive Einfluss des Bildungsgrades mit 0,096*** stärker ausgeprägt als bei den Männer mit 0,070***. Nicht in Österreich geboren zu sein (0,268**) ist nur für Frauen ein signifikant hinderlicher Faktor für Mehrfachengagement. Die Ergebnisse zeigen damit, dass kulturelles Kapital nicht nur für den Zugang zur Freiwilligenarbeit, sondern auch für Mehrfachengagement ein zentraler Einflussfaktor ← 155 | 156 → ist. Ökonomisches Kapitel hingegen ist primär für den generellen Zugang zur Freiwilligenarbeit mitentscheidend. Auf die Intensität der Freiwilligenarbeit in Form von Mehrfachengagement hat das Wohnrechtsverhältnis hingegen keine fördernde Wirkung und kann damit, wie schon angedeutet, auch als „Hygienefaktor“ (vgl. Herzberg 1987) der Freiwilligenarbeit bezeichnet werden. Der Familienstand ist neben dem Bildungsgrad jener Einflussfaktor, dessen Einfluss sowohl auf den Zugang als auch auf Mehrfachengagement durchgehend signifikant ist. Dabei ist verheiratet zu sein förderlicher für das Engagement der Männer als das der Frauen.

Vor dem Hintergrund der Forschungsfrage und konkret vor der These einer sozialen Schließung in der Freiwilligenarbeit lassen sich die Ergebnisse folgendermaßen interpretieren. Einen erschwerten Zugang zur Freiwilligenarbeit haben insbesondere Personen die über ein geringes Ausmaß an kulturellem Kapital, d.h. über einen niedrigen Bildungsabschluss verfügen, die über eine vergleichsweise geringe Ausstattung an ökonomischem Kapital (in Form von Wohneigentum) verfügen und alleine leben. Da davon auszugehen ist, dass mit der Anzahl der Organisationen, in denen man freiwillig engagiert ist, auch die Größe des sozialen Netzwerkes, vor allem der weak ties (Granovetter 1973), positiv zusammenhängt, dürfte es durch die ungleiche Verteilung von Mehrfachengagement auch zu einer ungleichen Akkumulation von sozialem und symbolischem Kapital in der Freiwilligenarbeit kommen. Es ist davon auszugehen, dass Reputationsgewinnen durch Freiwilliges Engagement zu weiterem Engagement führen (Matthäus-Effekt), wie dies z.B. bei ehrenamtlichen Vorstandpositionen oftmals zu beobachten ist.

(III) 4.2.5.Determinanten des Zugangs der bildungsfernsten Schicht

Vor dem Hintergrund der Bestrebungen der gesellschaftlichen Integration von sozial benachteiligten Bevölkerungsgruppen durch Freiwilliges Engagement sind jene Faktoren von Interesse die konkret das Freiwillige Engagement der bildungsfernsten Gruppe, die ja mitunter die niedrigste Beteiligungsquote aufweist, beeinflussen. Da besonders bei dieser Gruppe große Unterschiede zwischen den Geschlechtern zu erwarten sind, erfolgt die Analyse getrennt nach Männer und Frauen.

← 156 | 157 → Tabelle 19: Logistische Regression – Formelle Freiwilligenarbeit von Personen mit höchstens Pflichtschulabschluss getrennt nach Frauen und Männer

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung; (p* < 0.05; p** < 0.01; p*** < 0.001).

Die Beteiligungsquote von Frauen der untersten Bildungsschicht liegt mit 25,0% deutlich unter jener der Männer mit 42,3%. Damit scheint primär der erschwerte Zugang von Frauen dieser Bildungsschicht für die geringe Beteiligungsquote dieser Gruppe verantwortlich zu sein. Aus umgekehrter Perspektive stellt sich die Frage, über welche Kapitalien jene Personen verfügen, die trotz einer vergleichsweise geringen Ausstattung an kulturellem Kapital Zugang zur formellen Freiwilligenarbeit finden.

Anhand des Modells in Tabelle 19 wird sichtbar, dass für Frauen der bildungsfernsten Schicht eine Erwerbstätigkeit (odds ratio: 0,753**) hinderlich, verheiratet zu sein (odds ratio: 1,461**) jedoch in hohem Maße förderlich auf freiwilliges Engagement wirkt. Die ethnische Herkunft (odds ratio: 0,655) und das ökonomische Kapital (in Form von Wohneigentum; odds ratio: 1,065) haben keinen signifikanten Einfluss auf den Zugang zur formellen Freiwilligenarbeit von Frauen. Ob vor dem Hintergrund klassischer Geschlechterrollenstereotypen verheiratet sein bei Frauen weiterhin als ökonomische Absicherung zu ← 157 | 158 → interpretieren ist, kann nicht beantwortet werden. Bei den Männern hat die Tatsache, nicht in Österreich geboren zu sein, mit einer odds ratio von ,505* einen signifikant negativen Einfluss auf die Freiwilligenarbeit und reduziert die Chance um fast 50%. Die Erwerbstätigkeit hat weder einen signifikant negativen noch eine positiven Einfluss auf das Freiwillige Engagement von Männern der bildungsfernsten Schicht. Das ökonomische Kapital (Wohneigentum) hingegen erhöht signifikant die Wahrscheinlichkeit für Freiwilligenarbeit bei den Männern und zwar um 86,9% (odds ratio: 1,869***). Verheiratet zu sein wiederum hat keinen signifikanten Einfluss. Zusammengefasst, dürfte es damit vor allem für unverheiratete, erwerbstätige Frauen der untersten Bildungsschicht besonders schwierig sein, Zugang zu formeller Freiwilligenarbeit zu finden. Ihre Beteiligungsquote ist mit 23,3% etwa nur halb so hoch wie jener der unverheirateten, erwerbstätigen Männer mit 44,7%. Demgegenüber dürfte es vorrangig für Männer der bildungsfernsten Schicht, die nicht über Wohneigentum und damit einer basalen ökonomischen Absicherung verfügen und/oder nicht in Österreich geboren sind, im besonderen Maße schwierig sein, sich in der Freiwilligenarbeit zu engagieren. Für Frauen der untersten Bildungsschicht scheint es nur in den wenigsten Fällen möglich zu sein Erwerbsarbeit und Freiwilligenarbeit zu verbinden, was darauf hindeutet, dass es sich bei dieser Gruppe bei der Erwerbsarbeit und der Freiwilligenarbeit um konfliktäre Kontextebenen handelt (vgl. Diewald/Faist 2011: 106).

(III) 4.2.6.Subjektive Einschätzung der Barrieren der Freiwilligenarbeit

Im Rahmen der Mikrozensus-Zusatzerhebung (siehe Fragebogen im Anhang) zur Freiwilligenarbeit wurden die Personen, die angegeben haben, weder formelle noch informelle Freiwilligenarbeit zu leisten, nach den Gründen gefragt. Die Respondenten mussten bei zehn vorgegeben Aussagen beurteilen, ob diese jeweils auf sie zutreffen oder nicht (vgl. BMASK 2009: 224).

Die größte Zustimmung bei klassisch externalen Gründen haben familiäre Aufgaben (72,1%), nicht gefragt worden sein (60,1%) und zeitliche Unvereinbarkeit mit dem Beruf (45,5%). Eine geringe Zustimmung haben internale Gründe wie nicht darüber nachgedacht zu haben (39,6%) oder das Gefühl, keinen nützlichen Beitrag leisten zu können (9,3%), gefunden. Gesundheitliche (18,6%) und ökonomische (15,1%) Gründe werden ebenfalls nur von einem kleinen Teil der Befragten als Hindernisse angesehen.

← 158 | 159 → Tabelle 20: Gründe sich nicht ehrenamtlich bzw. freiwillig zu engagieren

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung.

Für die weitere multivariate Analyse wurden folgenden vier Antworten ausgewählt. (I) Die Aussage „Ich kann mir das nicht leisten, da es für mich mit zu hohen Kosten verbunden ist“ kann dabei der ökonomischen Sphäre zugeordnet werden. (II) „Ich habe nie darüber nachgedacht“ kann vor dem Hintergrund der Forschung zum Zusammenhang von Bildungsgrad und Freiwilligenarbeit der kulturellen Sphäre zugeordnet werden. (III) Die Aussage „Ich bin niemals gefragt und gebeten worden“ entspringt der Sphäre der sozialen Netzwerke. (IV) „Ich habe das Gefühl, dass ich keinen nützlichen Beitrag leisten kann“ kann einerseits der Sphäre des Selbstwerts und der Selbstwirksamkeit (subjektivistisch) zugeordnet werden und begründet sich andererseits auch aus dem zugeschriebenen sozialen Status (objektivistisch).

Analysiert man die Zustimmungsquoten zu den vier ausgewählten Antworten nach den zentralen sozialen Merkmalsgruppen zeigt sich, dass hier teils beträchtliche Unterschiede bestehen.

← 159 | 160 → Tabelle 21: Logistische Regression – Gründe für kein freiwilliges Engagement

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung; (p * < 0.05; p ** < 0.01; p *** < 0.001).

Bivariat (siehe Tabelle 44 im Anhang) zeigt sich, dass „Niemals gefragt oder gebeten worden sein“ für mehr als die Hälfte der Befragten zutrifft. Überdurchschnittlich trifft dies wiederum auf die Gruppe der 15- bis 29-Jährigen zu (65,5%), Personen die nicht in Österreich geboren sind (62,8%), jene die mit Kindern unter 3 Jahren zusammenwohnen (64,2%) sowie in Miete (64,8%) leben. Eine hohe ← 160 | 161 → Bevölkerungsdichte erhöht ebenfalls die Zustimmung (65,0%). Die bivariaten Zusammenhänge bestätigen sich auch im multivariaten Modell I (siehe ← 161 | 162 → Tabelle 21). Die Chance, dass Frauen als Grund angeben, „Niemals gefragt oder gebeten worden sein“, ist um 35% (odds ratio: 1,350***) höher als bei Männern. „Niemals gefragt oder gebeten worden sein“ trifft darüber hinaus eher auf jüngere Personen mit niedrigerem Bildungsgrad zu, die nicht erwerbstätig sind, eher alleine und in der Stadt leben. Die Chance nicht gefragt zu werden, reduziert sich mit jeder Person mehr im Haushalt um 11,4% (odds ratio: 0,886***). Die Ergebnisse bestätigen somit die These, dass die subjektive Barriere „Niemals gefragt oder gebeten worden sein“ mit der Höhe an sozialem Kapital (Haushaltsgröße und/oder Beruf) und kulturellem Kapital (Bildungsgrad) zusammenhängt (vgl. Musick/Wilson 2008: 120, 126).

„Nie darüber nachgedacht zu haben“ findet überdurchschnittlich hohe Zustimmung bei Personen zwischen 15 und 29 Jahren (48,0%), bei Personen nicht österreichischer Herkunft (44,6%), Personen mit höchstens Pflichtschulabschluss (44,6%) und Lehrabschluss (43,3%), bei Personen die in Miete leben (43,3%) (siehe Tabelle 44 im Anhang). Dies bestätigt sich auch im multivariaten Modell (II) (siehe Tabelle 21). „Nie darüber nachgedacht zu haben“ trifft eher auf jüngere Menschen zu, die nicht in Österreich geboren sind, über ein geringeres Bildungsniveau verfügen und eher in Miete als in Eigentum leben. Mit diesem Ergebnis finden gleich mehrere Thesen ihre Bestätigung. Erstens, dass für Personen, die nicht in Österreich geboren und vielfach von einem anderen Kulturkreis geprägt sind, die tradierten Formen des formellen Engagements wie sie in Österreich üblich sind seltener optionale Handlungsfelder darstellen. Bei dieser Personengruppe sind vielfach informelle Formen der Freiwilligenarbeit verstärkt anzutreffen (vgl. Reinprecht 2009). Zweitens bestätigen sich die Befunde, dass mit einer geringeren Ausstattung an kulturellem Kapital vielfach ein geringeres Problembewusstsein für zivilgesellschaftliche Anliegen einhergeht (vgl. Campbell 2009; Gesthuizen/Scheepers 2012).

„Ich kann mir das nicht leisten, da es für mich mit zu hohen Kosten verbunden ist“, d.h. ein Mangel an ökonomischem Kapital ist für Frauen (16,9%) bedeutsamer als für Männer (12,5%) ebenso wie für Personen zwischen 50 und 64 Jahren (17,7%) und der Gruppe der über 65-Jährigen (23,7%) (siehe Tabelle 44 im Anhang). Rund ein Viertel der Personen, die nicht in Österreich geboren sind, geben an, dass Freiwilliges Engagement für sie mit zu hohen Kosten verbunden ist. Ähnliche Ergebnisse finden sich bei der bildungsfernsten Schicht, d.h. jene mit höchstens Pflichtschulabschluss (24,8%), der Gruppe der Nicht-Erwerbstätigen (23,3%) und jenen, die in Miete (19,5%) leben. Auch bei den ökonomischen Barrieren bestätigen sich die Einflussfaktoren im multivariaten Modell (III) (siehe Tabelle 21). Die Chance, dass Erwerbstätige dieser Aussage zustimmen, ist um rund 55% geringer als bei Erwerbslosen, die Chance von in Eigentum Lebenden ist um 38% geringer als bei jenen, die in Miete leben. Damit findet sich auch in diesem Zusammenhang die These bestätigt, dass man sich formelle Freiwilligenarbeit tatsächlich leisten können muss. Personen mit einer vergleichsweise geringen Ausstattung an ökonomischem Kapital (MigrantInnen, bildungsferne Schichten, Erwerbslose und in Miete lebende Personen) nehmen diese Barriere auch selbst als solche wahr.

„Keinen nützlichen Beitrag leisten zu können“ findet vor allem bei Personen über 65 Jahren überdurchschnittlich hohe Zustimmung (24,7%). Ebenso bei Personen, die nicht in Österreich geboren sind (13,4%), die höchstens über einen Pflichtschulabschluss verfügen (16,6%) sowie nicht erwerbstätige Personen (16,7%) (siehe Tabelle 44 im Anhang). In Miete zu leben erhöht ebenfalls die Chance für das Gefühl keinen Beitrag leisten zu können. Dieses Bild wird auch im multivariaten Modell IV bestätigt. Das Gefühl keinen Beitrag leisten zu können, wird signifikant durch das Alter, das Geburtsland, den Bildungsgrad, die Erwerbslosigkeit und das Wohnrechtsverhältnis beeinflusst. Bourdieus These zur „Grausamkeit“ der Verteilung von gesellschaftlicher Anerkennung (vgl. Bourdieu 2001b: 309f) findet in diesen Ergebnissen ihren Widerhall. Jene Personen, denen vergleichsweise wenig soziale Anerkennung zu Teil wird, wie Migrantinnen und Migranten, Erwerbs- und Arbeitslosen und Angehörigen bildungsferner Schichten, erleben sich selbst vergleichsweise häufiger als nutzlos.

(III) 4.2.7.Zusammenfassung der Ergebnisse zur sozialen Schließung

Die multivariate Analyse hat den bivariat beobachtbaren Einfluss der askriptiven Merkmale (Geschlecht, Alter, ethnische Herkunft) auf den Zugang zur Freiwilligenarbeit in Österreich bestätigt. Frauen, ältere Personen sowie Migrantinnen und Migranten sind seltener freiwillig engagiert und sind somit sozialen Schließungstendenzen in der Freiwilligenarbeit ausgesetzt. Hinsichtlich der erworbenen Merkmale (Bildungsgrad, beruflichen Stellung und Vermögen) zeigt sich ein etwas differenziertes Bild: Ein höherer Bildungsgrad wirkt uneingeschränkt förderlich auf den Zugang. Demgegenüber steht eine Erwerbstätigkeit nur dann mit einer freiwilligen Tätigkeit in positivem Zusammenhang, wenn damit auch eine Leitungsfunktion verbunden ist. Die Vermögensausstattung in Form von Wohneigentum hat sich als zentraler Einflussfaktor für den Zugang zur Freiwilligenarbeit in Österreich herausgestellt. Verheiratet zu sein bildet vielfach ebenso die soziale und finanzielle Basis für Freiwilliges Engagement. Darüber hinaus ist Freiwilliges Engagement in Regionen mit einem geringeren Urbanisierungsgrad ← 162 | 163 → häufiger anzutreffen als in großen Städten. Ergänzend hat der Vergleich der Determinanten des Zugangs zur Freiwilligenarbeit mit jenen des Zugangs zur Erwerbsarbeit gezeigt, dass sich abgesehen von der Vermögensausstattung an Wohneigentum, die Zugangskriterien zu den beiden Tätigkeitsfeldern zwar hinsichtlich ihrer Einflussstärke, nicht jedoch in ihrer grundlegenden Wirkrichtung und Bedeutung unterscheiden. Erwerbsarbeit und Freiwilligenarbeit stellen damit, zumindest betreffend ihre Zugangsregeln vorwiegend kongruente und nicht komplementäre bzw. kompensatorische Tätigkeitsfelder dar.

Die Gegenüberstellung der Determinanten des Engagements von Männern und Frauen hat deutlich gemacht, dass betreffend der weiteren askriptiven Merkmale (Alter und ethnische Herkunft) keine bemerkenswerten Unterschiede bestehen. Bei den erworbenen Merkmalen hat sich gezeigt, dass für Frauen der Bildungsgrad und der Familienstand und bei Männer eine leitenden Funktion im Beruf und die Vermögensausstattung an Wohneigentum mehr Bedeutung für den Zugang zur Freiwilligenarbeit haben. Die Anzahl der Personen, die im gemeinsamen Haushalt leben, hat bei Männern und Frauen einen positiven Einfluss auf das Engagement. Handelt es sich dabei um Kinder unter 3 Jahren, wirkt sich das primär negativ auf das Freiwillige Engagement von Frauen aus. Sind die Kinder zwischen 3 und 15 Jahren alt, fördert dies wiederum vorwiegend das Engagement von Frauen.

Mehr als 40% der Freiwilligen engagieren sich in mehr als einer Organisation ehrenamtlich. Die dafür förderlichen Ressourcen bzw. Kapitalien umfassen einen höheren Bildungsgrad, eine leitende Funktion im Beruf und einen Ehepartner. Frauen sowie Migrantinnen und Migranten sind seltener in mehreren Organisationen freiwillig tätig als Männer sowie in Österreich geborene Personen. Die Vermögensausstattung in Form von Wohneigentum spielt für Mehrfachengagement keine bedeutsame Rolle.

Ein Blick auf die Determinanten des Engagements der untersten Bildungsschicht hat gezeigt, dass bei Frauen und Männern unterschiedliche Ressourcen einen Einfluss haben. Für Frauen dieser Gruppe ist neben dem Alter vor allem eine Erwerbstätigkeit hinderlich, wohingegen das Leben in Ehe förderlich auf das Freiwillige Engagement wirkt. Bei Männern hingegen ist neben dem Alter primär nicht in Österreich geboren zu sein ein hinderlicher Faktor. Verfügen Männer der untersten Bildungsschicht über Wohneigentum fördert das in hohem Ausmaß deren Freiwilliges Engagement.

Die Analyse der subjektiven Barrieren der Freiwilligenarbeit und deren Determinanten hat offen gelegt, dass sich die „subjektiv“ wahrgenommenen Barrieren vielfach mit der „objektiv“ nötigen Ressourcenausstattung bzw. den Kapitalien für den Zugang zur Freiwilligenarbeit decken. Die in den sozialen, ← 163 | 164 → ökonomischen, kulturellen und symbolischen Dimensionen benachteiligten Bevölkerungsgruppen nehmen ihre diesbezügliche Schlechterstellung auch subjektiv als Barrieren ← 164 | 165 → beim Zugang zur Freiwilligenarbeit wahr. Sofern als gesellschaftspolitisches Ziel definiert, gilt es für die vermehrte gesellschaftliche Integration dieser Bevölkerungsgruppen, den Zugang zu besagten Kapitalien zu fördern und die Integration in die Freiwilligenarbeit als Indikator für das Gelingen zu interpretieren. Gelungene Sozialpolitik sollte sich somit, ceteris paribus, positiv auf den Abbau von Barrieren und auf die Beteiligung aller Bevölkerungsschichten an der Freiwilligenarbeit auswirken.

Gesamt betrachtet ist damit zu erwarten, dass die soziale Schließung in der Freiwilligenarbeit zu einer Verfestigung und teilweisen Verstärkung der sozialen Ungleichheit beiträgt und nicht, wie vielfach angenommen, Freiwilliges Engagement ein kompensatorisches Handlungsfeld darstellt.

(III) 4.3.Multivariate Analysen zur internen Hierarchisierung in der Freiwilligenarbeit

In diesem Kapitel steht die Analyse des Zugangs zu leitenden Positionen in der Freiwilligenarbeit im Zentrum: Welchen Einfluss haben askriptive wie erworbene soziale Merkmale (Geschlecht, Alter, ethnische Herkunft, Bildungsgrad, Vermögen, berufliche Stellung und Prestige) auf den Zugang zu Positionen mit Leitungsfunktion in der Freiwilligenarbeit in Österreich? Diese Frage wird ergänzt durch die Perspektiven auf die Statusreproduktion in der Freiwilligenarbeit: In welcher Form kommt es in der Freiwilligenarbeit zu einer Reproduktion von Prestige und Status der Erwerbsarbeit? Dazu folgen im Anschluss Analysen zum Vergleich der Hierarchisierung in der Freiwilligenarbeit und der Erwerbsarbeit; zum Einfluss von Mehrfachengagement auf die Position innerhalb der Freiwilligenarbeit; zu den Unterschieden zwischen Männern und Frauen; sowie zum Einfluss des Berufsprestiges. Abschließend wird vor dem Hintergrund der Statusreproduktion der bivariate Zusammenhang von (Erwerbs-)Arbeitszeit und Freiwilligenarbeit analysiert.

(III) 4.3.1.Determinanten des Zugangs zu Positionen mit Leitungsfunktion

Die Scherengrafiken, wie sie im einleitenden Kapitel zu den bivariaten Ergebnissen dargestellt wurden, zeigen die Bedeutung des Geschlechts, des Bildungsgrades, der Erwerbstätigkeit und des Familienstandes für den Zugang zu Positionen mit Leitungsfunktion in der Freiwilligenarbeit. Die ethnische Herkunft und die Vermögensausstattung (Wohnrechtsverhältnis) scheinen aufgrund der schon beim Zugang zur Freiwilligenarbeit erfolgten Selektion und sozialen Schließung für die interne hierarchische Strukturierung und Positionsbesetzung keinen Einfluss mehr zu haben.

Tabelle 22: Logistische Regression – Leitende Funktion in der Freiwilligenarbeit

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung; (p* < 0.05; p** < 0.01; p*** < 0.001).

Das Regressionsmodell in Tabelle 22 bestätigt diesbezüglich die bivariaten Zusammenhänge. Frauen haben im Vergleich zu Männern eine um 48,8% (odds ratio: 0,512***) geringere Chance, in eine Positionen mit Leitungsfunktion in der Freiwilligenarbeit zu kommen. Das Alter hingegen hat einen positiven Einfluss (odds ratio: 1,011***) und deutet darauf hin, dass Seniorität auch in der Freiwilligenarbeit Leitungsfunktionen kennzeichnet. Kulturelles Kapital in Form des Bildungsgrads (odds ratio: 1,212***) erhöht ebenfalls, und dabei unabhängig von der beruflichen Position, die Wahrscheinlichkeit, Leitungsaufgaben in der Freiwilligenarbeit zu ← 165 | 166 → übernehmen bzw. übertragen zu bekommen. Im Unterschied zum Zugang zur Freiwilligenarbeit, wo die Erwerbstätigkeit im multivariaten Modell keinen signifikanten Einfluss hat, wirkt sich eine berufliche Tätig signifikant positiv auf den Zugang zu Leitungsfunktionen in der Freiwilligenarbeit aus (odds ratio: 1,239*). Damit bestätigen die Ergebnisse die These von Ehrhardt (2011), nach der „Menschen mit einem inferioren Status (z.B. Arbeitslose) kein ›mittleres oder gehobenes Engagement‹ beginnen können, da sie nicht die Zugangsbedingungen dafür erfüllen“ (Ehrhardt 2011: 64). Ob Personen, wie Ehrhardt weiter vermutet, auch aus einem solchen Ehrenamt ausscheiden, wenn sie arbeitslos werden, kann anhand der vorliegenden Daten nicht beantwortet werden. Der berufliche Status hat ebenfalls einen zentralen Einfluss auf die hierarchische Position in der Freiwilligenarbeit: Eine leitende Funktion im Beruf inne zu haben, erhöht die Wahrscheinlichkeit, in der Freiwilligenarbeit ebenfalls leitend tätig zu sein, um 41,6% (odds ratio: 1,416***). Das Ergebnis zum Wohneigentum (odds ratio: 1,014) bestätigt die These: Vermögen ist für den Zugang zentral, jedoch in weiterer Folge nicht für die interne hierarchische Strukturierung. Hier ist vor allem die kulturelle, soziale und symbolische Kapitalausstattung von Bedeutung. Darüber hinaus hat der Familienstand verheiratet einen signifikant positiven Einfluss auf die Wahrscheinlichkeit eine leitenden Position inne zu haben (odds ratio: 1,527***). Die Regeln in den Felder, in denen die Freiwilligenarbeit geleistet wird, scheinen jedenfalls dafür zu sorgen, dass sich der soziale wie berufliche Status mit den Positionen, die die Personen bei ihrer freiwilligen Tätigkeit im jeweiligen institutionellen Gefüge inne haben, tendenziell in Deckung bringen (vgl. Ehrhardt 2011: 62f).

(III) 4.3.2.Determinanten des Zugangs zu Positionen mit Leitungsfunktion in der Freiwilligenarbeit und Erwerbsarbeit im Vergleich

Beim Vergleich des Zugangs zu Leitungsfunktionen zeigt sich eine ähnliche Tendenz wie zuvor beim Vergleich des allgemeinen Zugangs zur Erwerbsarbeit und zur Freiwilligenarbeit (siehe Tabelle 23). Bis auf die ethnische Herkunft decken sich auch hier die Wirkrichtungen und Signifikanzen der Determinanten. Der Zugang zu Positionen mit Leitungsfunktion ist sowohl in der Erwerbsarbeit als auch in der Freiwilligenarbeit für Frauen, Personen mit niedrigerem Bildungsgrad und jene, die nicht verheiratet sind, unwahrscheinlicher. In der Erwerbarbeit haben zusätzlich noch Personen, die nicht in Österreich geboren sind, eine geringere Wahrscheinlichkeit (58,5%) mit Leitungsaufgaben betraut zu werden als in Österreich geborene Personen. Die Regeln der internen Hierarchisierung nach Geschlecht, Alter und Bildungsgrad (kulturellem Kapital), wie sie in der ← 166 | 167 → Erwerbsarbeit wirksam sind, gelten auch für die interne vertikale Strukturierung der Freiwilligenarbeit. Ein gravierender Unterschied besteht jedoch bislang zwischen diesen beiden „Arbeitsfeldern“. In der Erwerbsarbeit wird zumindest versucht, in Teilbereichen durch Gleichstellungsagenden und Quotenregelung zur positiven Diskriminierung, bestimmten ungleichheitsgenerierenden Mechanismen entgegenzuwirken. In der Freiwilligenarbeit finden derartige Maßnahmen bislang nur als konjunktivierte Willenserklärung in politischen Dokumenten zum Jahr der Freiwilligenarbeit73 ihren Ausdruck bzw. werden vereinzelt von Organisationen, die in diesem Bereich eine besondere Schieflage aufweisen oder aber die Integration explizit zum Ziel haben, thematisiert.

Tabelle 23: Logistische Regression – Determinanten des Zugangs zu Positionen mit Leitungsfunktion in der Erwerbsarbeit und der Freiwilligenarbeit

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung; (p* < 0.05; p** < 0.01; p*** < 0.001).

← 167 | 168 → Wie bereits im Kapitel zum allgemeinen Zugang (sozialer Schließung) zur Freiwilligenarbeit wird auch an dieser Stelle die „Gegenprobe“ zum Einfluss der Freiwilligenarbeit auf den Zugang zu leitenden Positionen in der Erwerbsarbeit gemacht. Dabei zeigt sich, dass die Freiwilligenarbeit im Allgemeinen keinen signifikanten Einfluss auf den Zugang zu leitenden Funktionen in der Erwerbsarbeit hat (siehe Tabelle 48 im Anhang). Eine leitende Funktion in der Freiwilligenarbeit steht jedoch in einem signifikant positiven Zusammenhang (odds ratio: 1,461***) mit einer leitenden Funktion im Beruf. Dieses Ergebnis kann zum Teil dadurch erklärt werden, dass sich durch die Hinzuahme der Variablen zur Freiwilligenarbeit die Samplegröße auf jene Befragten reduziert hat, die an der Erhebung zur Freiwilligenarbeit teilgenommen haben. Durch die bereits beschriebenen Selektionseffekte ist anzunehmen, dass Personen mit Leitungsfunktionen im Beruf und einer Affinität zu Freiwilligenarbeit überrepräsentiert sind. Ergänzt man das vorangegangene Modell zur Erklärung des Zugangs zu leitenden Positionen in der Erwerbsarbeit um die Frage nach dem Einfluss der einzelnen Bereiche der Freiwilligenarbeit (siehe Tabelle 47 im Anhang) zeigt sich, dass primär das Freiwillige Engagement im Feld des Sports (1,221*) förderlich wirkt und ein Engagement im Feld der Kirche und Religion (0,742**) einen negativen Zusammenhang mit einer leitenden Funktion im Beruf aufweist. Die Frage nach der tatsächlichen Kausalität kann jedoch mangels Längsschnittdaten nicht beantwortet werden.

(III) 4.3.3.Mehrfachengagement und der Zugang zu Positionen mit Leitungsfunktion

Die Einflussfaktoren auf Mehrfachengagement wurden bereits in Kapitel (III) 4.2.4. untersucht. Als signifikante Determinanten haben sich das Geschlecht, das Alter, das Geburtsland, der Bildungsgrad, eine leitende Funktion im Beruf und verheiratet zu sein herausgestellt. Fügt man die Variable Mehrfachengagement dem Regressionsmodell zur Erklärung des Zugangs zu leitenden Funktion in der Freiwilligenarbeit hinzu (Tabelle 24), zeigt sich, dass dieses signifikant die Wahrscheinlichkeit (odds ratio: 1,661***), leitend tätig zu sein, erhöht. Das Pseudo R² (Nagelkerke‘s) erhöht sich von 0,097 im Ausgangsmodell (Tabelle 22) auf 0,176 im erweiterten Modell (Tabelle 24).

← 168 | 169 → Tabelle 24: Logistische Regression – Leitenden Funktion in der Freiwilligenarbeit (inkl. Mehrfachengagement)

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung; (p* < 0.05; p** < 0.01; p*** < 0.001).

Zum Beispiel wird der Einfluss der ethnischen Herkunft in dem Maße signifikant, dass Nicht-Österreicher nun eine 37,2% erhöhte Wahrscheinlichkeit beim Zugang zu leitenden Funktionen haben als in Österreich geborene Personen. Dieser Effekt entsteht dadurch, dass der erschwerte Zugang von nicht in Österreich geborenen Personen bereits im Mehrfachengagement latent abgebildet ist.

(III) 4.3.4.Determinanten des Zugangs von Frauen und Männer zu Positionen mit Leitungsfunktion im Vergleich

Der Zugang von Frauen zu Positionen mit Leitungsfunktion in der Freiwilligenarbeit ist gegenüber Männern analog zur Erwerbsarbeit ← 169 | 170 → deutlich eingeschränkt. 68,6% der Leitungspositionen sind in der Freiwilligenarbeit von Männern besetzt, nur 31,4% von Frauen und das, obwohl 44% der Freiwilligen Frauen sind. Die vertikale bzw. hierarchische Geschlechtersegregation setzt sich damit in der Freiwilligenarbeit fort.

Tabelle 25: Logistische Regression – Leitende Funktion in der Freiwilligenarbeit getrennt nach Frauen und Männer

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung; (p* < 0.05; p** < 0.01; p*** < 0.001).

Die Regressionsmodelle in Tabelle 25 zeigen, dass die erklärenden Variablen den Zugang von Frauen zu Positionen mit Leitungsfunktion mit einem Pseudo R² von 0,047 weniger gut erklären, als den Zugang von Männern mit einem Pseudo R² von 0,080. Für den Zugang zu leitenden Funktionen ist bei Frauen der Bildungsgrad (odds ratio 1,254***) und verheiratet zu sein (odds ratio: ← 170 | 171 → 1,367*) entscheidend. Bei den Männern wirkt das Alter (odds ratio: 1,012***), der Bildungsgrad (odds ratio: 1,189***), eine leitenden Funktion im Beruf (odds ratio: 1,492***) und verheiratet zu sein (odds ratio: 1,617***), signifikant auf die hierarchische Strukturierung in der Freiwilligenarbeit. Somit ist kulturelles Kapital in Form von Bildungstiteln sowie der Familienstand sowohl für Männer als auch für Frauen ein zentraler Faktor der vertikalen Strukturierung in der Freiwilligenarbeit. Eine leitende Funktion im Beruf als Indikator für symbolisches Kapital des Feldes der Erwerbsarbeit ist hingegen primär für Männer ein zentraler Faktor.

In einem letzten Schritt wird noch der Einfluss erwerbs- bzw. berufsspezifischer Faktoren wie der berufliche Status (ISEI) sowie von Teilzeit- und Vollzeitanstellungen auf die hierarchische Position in der Freiwilligenarbeit analysiert.

(III) 4.3.5.Beruflicher Status (ISEI) als Determinante bei Männern und Frauen

Für die nachfolgende Analyse wurde das Sample auf die zum Zeitpunkt der Erhebung berufstätigen Freiwilligen reduziert (3.334 von 4.812 Respondenten) und die Regressionsmodelle um die Variable zum Zeitausmaß der Anstellung (Vollzeit/Teilzeit) sowie um den Berufsstatus (ISEI) erweitert. Aufgrund der Freiwilligkeit bei der Teilnahme an der Zusatzerhebung zur Freiwilligenarbeit beinhaltet der Datensatz nicht die vollständigen Angaben aller Haushaltsmitglieder. Im vorliegenden Fall kann nicht-erwerbstätigen Personen, nicht wie sonst üblich der Berufsstatus des erwerbstätigen Partners zugeordnet werden, sondern lediglich jenen Personen ein ISEI (sozio-ökonomischer Status) zugeordnet werden, die zum Zeitpunkt der Erhebung Angaben zu ihrer Erwerbstätigkeit gemacht haben. Die Größe des in die Regressionsanalyse einbezogenen Samples reduziert sich daher nachfolgend bei den Frauen auf N=1.345 (63,5%) und bei Männer auf N=1.989 (73,8%).

Für erwerbstätige und freiwillig tätige Frauen ist der Bildungsgrad (odds ratio: 1,179***) entscheidend, ob sie Zugang zu einer Position mit Leitungsfunktion finden oder nicht. Eine Vollzeitanstellung und/oder eine leitenden Funktion im Beruf sind dafür nicht ausschlaggebend. Bei den erwerbstätigen männlichen Freiwilligen hingegen erhöht das Alter (odds ratio: 1,013*), der Bildungsgrad (odds ratio: 1,117**), die Höhe des Berufsstatus (ISEI) (odds ratio: 1,009*), eine leitende Funktion im Beruf (odds ratio: 1,396***) und ein Ehepartner (1,819***) die Wahrscheinlichkeit eine Position mit Leitungsfunktion in der Freiwilligenarbeit inne zu haben.

← 171 | 172 → Tabelle 26: Logistische Regression – Leitende Funktion in der Freiwilligenarbeit der Erwerbstätigen getrennt nach Frauen und Männer

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung; (p* < 0.05; p** < 0.01; p*** < 0.001).

Diese Ergebnisse lassen sich dahingehend interpretieren, dass sich in der Freiwilligenarbeit primär die männerdominierten Regeln der Erwerbsarbeit reproduzieren und es dadurch implizit wie explizit zu einer Reproduktion gesamtgesellschaftlicher Ungleichheit, z.B. betreffend der Kopplung von Leitungsfunktionen an Bildungstitel kommt. Darüber hinaus, kommt es in der Freiwilligenarbeit durch die Kopplung von Leitungsfunktionen an Leitungsfunktionen in der Erwerbsarbeit und an den beruflichen Status zu einer weiteren Akkumulation von symbolischem Kapital, d.h. konkret von Anerkennung, Prestige und Macht sowie von sozialem Kapital, d.h. von bedeutsamen Sozialkontakten, insbesondere von weak ties (vgl. Granovetter 1973). Im Sinne Bourdieus Analysen zur Arbeitsteilung in der katholischen Kirche (vgl. Bourdieu 1998), ist auch in der Freiwilligenarbeit davon auszugehen, dass zumindest in Teilbereichen verschleierte, d.h. in die Doxa des jeweiligen Feldes eingeschriebene und ← 172 | 173 → zur Natürlichkeit gewordene, Ausbeutungsverhältnissen existieren. Freiwillige aus benachteiligten sozialen Gruppen müssen so meist scheinbar ihren (vergleichsweise geringen) Fähigkeiten und Kompetenzen entsprechend, mit einfachen Tätigkeiten und Funktionen vorlieb nehmen. Der politisch verkündete Kompetenzerwerb durch Freiwilliges Engagement beschränkt sich damit vorwiegend auf bereits „gut ausgestatte“ Bevölkerungsgruppen und folgt damit dem Prinzip des Matthäus-Effekts (DiPrete/Eirich 2006; Merton 2010).

Zum Abschluss wird noch ein Blick auf den vielfach kontraintuitiven Zusammenhang der Arbeitszeit in der Erwerbsarbeit und der Freiwilligenarbeit geworfen.

(III) 4.3.6.„Paradox der Gestreßtheit“: Zum Zusammenhang von Arbeitszeit und Freiwilligenarbeit

Dieses Kapitel geht der Frage nach, in welcher Form und in welchem Ausmaß sich das Bourdieu‘sche „Paradox der Gestreßtheit“ und Überbeanspruchung der Privilegierten auch in der Freiwilligenarbeit wieder findet. Vergleicht man in einem ersten Schritt (Tabelle 27) die Beteiligungsquote an der Freiwilligenarbeit von Teilzeitbeschäftigten (43,5%) mit jenen von Vollzeitbeschäftigen (44,9%), zeigt sich ein nur geringfügiger Unterschied von 1,4 Prozentpunkten. Personen die keiner erwerbstätigen Beschäftigung nachgehen, weisen hingegen eine deutlich niedrigere Beteiligungsquote von 35,5% auf. Betrachtet man die Leitungsquote, d.h. z.B. den Anteil an Freiwilligen mit Teilzeitbeschäftigung, die in der Freiwilligenarbeit eine Position mit Leitungsfunktion bekleiden, zeigt sich, dass 22% der teilzeitbeschäftigten und 31,6% der vollzeitbeschäftigten Freiwilligen eine leitende Funktion innehaben. Der Unterschied beträgt in diesem Fall zugunsten der Vollzeiterwerbstätigen fast 10 Prozentpunkte.

Tabelle 27: Beteiligungsquoten – Formelle Freiwilligenarbeit und Leitungsfunktion in der Freiwilligenarbeit nach Teilzeit- oder Vollzeitbeschäftigung

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung.

← 173 | 174 → Wie sich jedoch bereits im Kapitel zur sozialen Schließung gezeigt hat, ist das Beschäftigungsausmaß im multivariaten Modell nicht signifikant. Das Regressionsmodell in Tabelle 28 bestätigt die These, dass hinter der geringen Leitungsquote von Teilzeitbeschäftigten (Tabelle 27) die geringe Chance von Frauen (odds ratio: ,531***) steht, Zugang zu Positionen mit Leitungsfunktion in der Freiwilligenarbeit zu finden.

Tabelle 28: Logistische Regression – Einfluss von Beschäftigungsausmaß und Geschlecht beim Zugang zu leitenden Positionen in der Freiwilligenarbeit

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung; (p* < 0.05; p** < 0.01; p*** < 0.001).

In einem nächsten Schritt (Tabelle 29) wird nun die durchschnittliche Wochenarbeitszeit von Freiwilligen mit ausführenden und administrativen Funktionen mit jener der Freiwilligen mit Leistungsfunktion verglichen. Die durchschnittliche normale berufliche Wochenarbeitszeit von erwerbstätigen Freiwilligen mit Leitungsfunktion ist mit 42,8 Std. deutlich höher als die von erwerbstätigen Freiwilligen ohne Leitungsfunktion mit 38,5 Std (Tabelle 29). Die mittlere Wochenarbeitszeit der Freiwilligen mit Leitungsfunkton in der Freiwilligenarbeit liegt damit mit 4,3 Stunden signifikant über jener der Freiwilligen ohne Leitungsfunktion.

← 174 | 175 → Tabelle 29: Normale Wochenarbeitsstunden in der Erwerbsarbeit von Freiwilligen mit und ohne Leitungsfunktion im Vergleich

 

Freiwillige in ausführender/administrativer/

sonstiger Funktion

Freiwillige in leitender Funktion

N

Gültig

2350

963

Fehlend

14

7

Mittelwert

38,541***

42,825***

Median

40,000

40,000

Standardabweichung

15,526

16,220

Standardfehler des Mittelwertes

0,320

0,523

Minimum

0,75

0,50

Maximum

120,00

126,00

Grundgesamtheit: nur Erwerbstätige – N=3.335.

Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung; Mittelwertwergleich (T-Test für unabhängige Stichproben; p* < 0.05; p** < 0.01; p*** < 0.001).

Fasst man die Wochenarbeitszeit zu Stundenkategorien zusammen und setzt diese in Beziehung zum Anteil an Freiwilligen ← 175 | 176 → mit Leitungsfunktion (Abbildung 18), zeigt sich, dass mit der Höhe der Wochenarbeitszeit auch der Anteil der Personen

Abbildung 18:Zusammenhang der Wochenarbeitszeit (Std.) in der Erwerbsarbeit (Referenzwoche) mit der Leitungsfunktion in der Freiwilligenarbeit

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung; N=4812.

mit Leitungsfunktion steigt. Rund 23% der Freiwilligen, die wöchentlich zwischen 0-11 Stunden erwerbstätig sind, haben eine ehrenamtliche Leitungsfunktion inne, wohingegen rund 41% der Freiwilligen die 60 und mehr Stunden pro Woche ihrer Erwerbstätigkeit nachgehen im Ehrenamt in Leitender Funktion sind.

Diese Ergebnisse deuten darauf hin, dass die These Bourdieus (2001b: 291) zur „Gestreßtheit der Privilegierten“ auch auf das Engagement in der Freiwilligenarbeit zutrifft. Sie verweisen damit zum wiederholten Male auf die mit der Freiwilligenarbeit verbundenen symbolischen und sozialen Profite, ohne die sich ein Engagement der privilegierten Schichten nicht „lohnen“ würde.

(III) 4.3.7.Zusammenfassung der Ergebnisse zur Hierarchisierung

Die bivariaten Befunde zu den Determinanten des Zugangs zu leitenden Positionen der Freiwilligenarbeit haben sich auch in der multivariaten Analyse bestätigt. Die askriptiven Merkmale Geschlecht und Alter beeinflussen die interne hierarchische Strukturierung in den Freiwilligenorganisationen. Frauen haben eine um fast die Hälfte geringere Chance in ehrenamtliche Leitungspositionen zu kommen. Die ethnische Herkunft hat dabei keinen Einfluss mehr. Bei den erworbenen Merkmalen (Bildungsgrad, berufliche Stellung, berufliches Prestige, Vermögensausstattung und Familienstand) sind der Bildungsgrad, die Erwerbstätigkeit und dabei in besonderem Maße eine leitende Funktion sowie das Leben in einer ehelichen Partnerschaft von zentraler Bedeutung. Die Vermögensausstattung in Form von Wohneigentum verliert im Rahmen der internen Hierarchisierung ihre Bedeutung.

Der Vergleich der Determinanten der Hierarchisierung in der Freiwilligenarbeit mit jenen in der Erwerbsarbeit macht deutlich, dass die beiden Tätigkeitsfelder nicht nur über ähnliche Zugangsregeln, sondern ebenso über ähnliche Regeln der internen Strukturierung verfügen. Hinsichtlich des Geburtslandes ist die Erwerbsarbeit weniger selektiv beim allgemeinen Feldzugang, jedoch umso selektiver bei der Auswahl von Leitungspositionen. Umgekehrtes trifft auf die Freiwilligenarbeit zu. Hat man es als nicht in Österreich geborener in die Freiwilligenarbeit geschafft, bildet das Geburtsland alleine kein weiteres Selektionskriterium beim Zugang zu ehrenamtlichen Leitungsfunktionen. Hingegen stellt ein höherer Bildungsgrad in beiden Feldern, sowohl beim Zugang als auch bei der Positionsbesetzung einen zentralen Faktor dar. Der Familienstand „verheiratet“ ist in beiden Feldern von Bedeutung, jedoch in der Freiwilligenarbeit ungleich förderlicher für leitende Positionen. Zusammengefasst sind Erwerbsarbeit und Freiwilligenarbeit auch betreffend der Regeln der internen Positionsbesetzung vergleichbare Kontextebenen.

Personen, die in mehreren Organisationen freiwillig tätig sind, sind auch häufiger in einer oder mehreren leitenden Funktionen zu finden. Die diesbezüglichen Kausalitäten ← 176 | 177 → sind ohne entsprechenden Daten (z.B. Längsschnitterhebungen) nicht zu entflechten. Sowohl Mehrfachengagement als auch leitende Positionen verlangen nach einer vergleichsweise hohen Ausstattung an kulturellem und symbolischem Kapital. Es ist daher anzunehmen, dass hier, sich wechselseitig verstärkende, Effekte (z.B. Matthäus-Effekt) wirksam sind und zu der hohen Korrelation von Mehrfachengagement und leitender Position beitragen.

Der Vergleich der Determinanten der internen Hierarchisierung bei Männern und Frauen hat gezeigt, dass betreffend der weiteren askriptiven Merkmale (Alter und ethnische Herkunft) keine bemerkenswerten Unterschiede bestehen. Bei den erworbenen Merkmalen wurde deutlich, dass für Frauen der Bildungsgrad und für Männer eine leitenden Funktion im Beruf den Zugang zu leitenden Positionen in der Freiwilligenarbeit begünstigt. Verheiratet zu sein wirkt sich bei beiden Geschlechtern auf die Position in der Freiwilligenarbeit aus, hat jedoch für Männer eine größere Bedeutung. Betreffend der Statusreproduktion in der Freiwilligenarbeit hat sich somit gezeigt, dass die Reproduktion von Prestige und Status der Erwerbsarbeit in der Freiwilligenarbeit vorwiegend bei den Männern zu beobachten ist.

Das „Paradox der Gestreßtheit“ (Bourdieu 2001b: 291) trifft auch auf Personen in ehrenamtlichen Leitungsfunktionen zu. Je höher die berufliche Wochenarbeitszeit von Freiwilligen ist, desto häufiger bekleiden sie auch Leitungspositionen in der Freiwilligenarbeit. Ein höherer beruflicher Status und eine hohe berufliche Auslastung führen anscheinend dazu, sich ehrenamtlich um möglicherweise weniger zeitintensive Leitungstätigkeiten zu bemühen, als sich für zeitintensiver Kernaufgaben (z.B. Sanitäter bei Rettungsdiensten) zur Verfügung zu stellen.

Da vor dem Hintergrund der feldspezifischen Bedeutung der Kapitalien (Bourdieu 1977, 1982) anzunehmen ist, dass die vorangegangenen Ergebnisse und Thesen nicht auf alle Engagementbereiche in gleichem Maße zutreffen, bedarf es weiterer feldspezifischer Analysen. D.h. bevor aus den Ergebnissen allgemeine Schlüsse zu den Mechanismen und Prozessen sozialer Schließung und Hierarchisierung gezogen werden, werden vier der zentralen Engagementbereiche im nächsten Kapitel im Detail analysiert.

(III) 4.4Multivariate Analysen zu ausgewählten Feldern der Freiwilligenarbeit

Das vierte und abschließende Analysekapitel widmet sich den feldspezifischen Determinanten und Ausprägungen der soziale Schließung und Hierarchisierung in der Freiwilligenarbeit. Folgende zwei Fragen sollen dabei beantwortet werden. (1) ← 177 | 178 → Welche askriptive wie erworbene soziale Merkmale beeinflussen den Zugang zur Freiwilligenarbeit in den ausgewählten gesellschaftlichen Feldern (Soziales; Religion; Sport; Rettungsdienste)? (2) Mit welchen askriptive wie erworbene sozialen Merkmalen und Kapitalien korrespondiert der Zugang zu den unterschiedlichen Aufgabenbereichen und hierarchischen Positionen in den jeweiligen Feldern? Einleitend wird die Auswahl der vier Felder begründet und anschließend die Über- und Unterrepräsentanz der sozialen Merkmalsgruppen in diesen Feldern analysiert und grafisch dargestellt. Der bivariaten Gegenüberstellung folgen die multivarianten Analysen (logistischen Regressionsmodelle) zu den feldspezifischen Determinanten des Zugangs. Abschließend werden die Regeln des Zugangs zu den unterschiedlichen hierarchischen Positionen in den vier Feldern mittels Multipler Korrespondenzanalysen untersucht.

(III) 4.4.1.Ausgewählte Bereiche für die feldspezifischen Analysen

Folgende Felder wurden zur weiteren Analyse ausgewählt: Soziales und Gesundheit; Kirche und Religion; Sport und Bewegung; Katastrophenhilfs- und Rettungsdienste (siehe Tabelle 30). Die Auswahl der Bereiche aus der Mikrozensuserhebung erfolgt auf Basis (1) der Bedeutung im österreichischen Freiwilligen- bzw. Nonprofit-Sektor (vgl. BMASK 2009: 52), (2) der Geschlechterverteilung, und (3) der Zuordnung zu Eigenleistungs- und Fremdleistungsorganisationen bzw. zu binnen- und außenorientierten Vereinigungen (vgl. Braun 2007). Die Freiwilligen in den vier ausgewählten Bereichen, repräsentieren knapp 68% der befragten Freiwilligen (N=4.814) der Mikrozensus-Zusatzerhebung (2006).

Tabelle 30: Tätigkeitsbereiche der Freiwilligenarbeit

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← 178 | 179 → Quelle: BMASK (2009: 212ff); More-Hollerweger/Sprajcer (2009).

(III) 4.4.2.Bivariate Analysen zur Über- und Unterrepräsentanz der sozialen Merkmalsgruppen in den Feldern der Freiwilligenarbeit

Da Art und Ausmaß der Kapitalakkumulation (symbolisch, sozial, kulturell etc.) durch Freiwilliges Engagement in den verschiedenen Feldern unterschiedlich ausgeprägt sein dürfte, ist zu erwarten, dass sich auch die soziale Zusammensetzung der Freiwilligen in den Engagementbereichen unterscheidet. In einem ersten Schritt wird die Über- bzw. Unterrepräsentanz einzelner Merkmalsgruppen in den vier ausgewählten Feldern untersucht. Zu diesem Zweck wird die Merkmalsverteilung in den Feldern mit der Merkmalsverteilung in der Österreichischen Gesamtbevölkerung (≥ 15 Jahren) verglichen und die jeweiligen Abweichungen grafisch dargestellt74. Ergänzend werden Ergebnisse zur Über- und ← 179 | 180 → Unterrepräsentanz sozialer Gruppen in der Schweizer Freiwilligenarbeit angeführt (Stadelmann-Steffen et al. 2010: 170ff). Für Deutschland liegen leider keine derartigen Vergleichsergebnisse vor.

Geschlecht

Das Geschlechterverhältnis ist in den vier ausgewählten Feldern höchst unterschiedlich ausgeprägt. Die Verteilung im Feld des Sozialen und der Gesundheit (kurz: Soziales) entspricht nahezu der Verteilung in der österreichischen Gesamtbevölkerung. Frauen sind in diesem Feld in der Freiwilligenarbeit zu rund +3% überrepräsentiert. Anders im Feld der Kirche und Religion (kurz: Religion). Hier sind Frauen mit +14% deutlich überrepräsentiert. Im Feld des Sports und der Bewegung (kurz: Sport) und im Feld der Katastrophenhilfs- und Rettungsdienste (kurz: Katastrophenhilfe) kehrt sich die Verteilung deutlich um. Im Sport sind unter den Freiwilligen Männer mit +22% deutlich überrepräsentiert. In der Katastrophenhilfe liegt der Männeranteil sogar +36% über dem Anteil in der Bevölkerung.

Abbildung 19:Über- und Unterrepräsentation nach Geschlechtern in den Feldern

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnungen.

← 180 | 181 → Die Ergebnisse decken sich in ihrer Tendenz mit jenen aus der Schweiz aus dem Jahr 2010 (Stadelmann-Steffen et al. 2010: 172). Frauen sind dort in Sportvereinen mit -16% etwas weniger stark unterrepräsentiert als in Österreich. In sozialen und karitativen Vereinen sind Frauen hingegegen mit +12% deutlicher als in Österreich überrepräsentiert. Mit +14% decken sich die Ergebnisse in beiden Ländern zur Überrepräsentanz von Frauen in kirchlichen Organisationen. In der Schweiz ist die Feuerwehr in den meisten Kantonen als Pflichtfeuerwehr75 organisiert und daher fehlt im Schweizer Freiwilligenmonitor ein Bereich, der in Umfang und Struktur der Freiwilligenarbeit im Feld der Katastrophenhilfs- und Rettungsdienste in Österreich entspricht.

Alter

Bezüglich der Über- und Unterrepräsentation der Altersgruppen gibt es zwischen den einzelnen Feldern der Freiwilligenarbeit erhebliche Unterschiede. Im Feld des Sozialen (-8%) und im Feld der Religion (-9%) ist die Gruppe der 15- bis 29-Jährigen deutlich unterrepräsentiert wohingegen im Feld des Sports (-14%) und im Feld der Katastrophenhilfe (-13%) die Gruppe der über 65-Jährigen deutlich unterrepräsentiert ist. Betreffend der Altersverteilung zeigt sich in den Schweizer Vereinen ein teilweise differentes Bild. Im Sport sind die über 65-Jährigen mit -11% unterrepräsentiert, jedoch im Gegensatz zu Österreich in den sozialen und karitativen Vereinen (+11%) sowie in den kirchlichen Organisationen (+8%) deutlich überrepräsentiert (vgl. Stadelmann-Steffen et al. 2010: 175). Die Unterschiede zwischen den Feldern sind zum Teil auch dadurch erklärbar, dass zumindest in Österreich in bestimmten Bereichen der Katastrophenhilfe und der Rettungsdienste Altersgrenzen für bestimmte Tätigkeitsbereich (Rettungsfahrer, Bedienten bestimmter Geräte, etc.) existieren. Die Frage die sich diesbezüglich stellt ist, ob es den Organisationen künftig gelingen wird, für ältere Personen neue passende Tätigkeitsbereiche in den eigenen Organisationen oder aber auch in anderen Bereichen der Freiwilligenarbeit zu finden.

← 181 | 182 → Abbildung 20: Über- und Unterrepräsentation nach Altersgruppen in den Feldern

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung.

In diesem Zusammenhang sei auf die Arbeiten von Brudney/Meijs (2009) verwiesen, die Freiwillige als eine Art „erneuerbare“ Ressource auffassen. Freiwillige sollen demnach auf solche Art und Weise „gemanagt“ und insbesondere „verabschiedet“ werden, dass sie aufgrund positiver Erfahrungen für andere Freiwilligenorganisationen sowie Tätigkeits- und Engagementbereiche wieder zur Verfügung stehen.

Geburtsland und Staatsbürgerschaft

Personen, die nicht in Österreich geboren sind, sind in allen vier Feldern unterrepräsentiert. Mit rund -5% ist dies im Feld des Sozialen, verglichen mit dem Feld der Religion und dem Feld des Sports mit jeweils -8% und dem Feld der Katastrophenhilfe mit -10%, am wenigsten der Fall.

Abbildung 21:Über- und Unterrepräsentation nach Geburtsland in den Feldern

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung.

← 182 | 183 → Bei der Staatsbürgerschaft fällt die Unterrepräsentanz von Nicht-Österreichern in der Freiwilligenarbeit etwas geringer als beim Geburtsland aus. Dies liegt u.a. daran, dass der Anteil an Personen ohne österreichische Staatsbürgerschaft (7,1%)76 in der Wohnbevölkerung geringer ist als der Anteil an Personen, die nicht in Österreich geboren (12,9%) sind. Infolge sind auch die möglichen Abweichungen geringer.

Abbildung 22:Über- und Unterrepräsentation nach Staatsbürgerschaft in den Feldern

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung.

Gerade aber sind vor dem Hintergrund der Ergebnisse in Abbildung 22 die nun bereits gesetzlich verankerten Einbürgerungserleichterung durch den Nachweis einer dreijährigen Freiwilligentätigkeit, wie z.B. bei einer der Katastrophenhilfs- und Rettungsdiensten (Feuerwehr, Rotes Kreuz, etc.), äußerst kritisch zu betrachten. Der Anteil von Personen ohne österreichische Staatsbürgerschaft lag 2006 bei den Katastrophenhilfs- und Rettungsdiensten bei lediglich 0,7%. Auch bei der Freiwilligenarbeit im Feld des Sports, der Religion und des Sozialen sind Personen ohne österreichische Staatsbürgerschaft deutlich unterrepräsentiert. In der Schweiz sind aufgrund des höheren Anteils an Personen ohne Schweizer Staatsbürgschaft77 an der Wohnbevölkerung die Abweichungen etwas stärker ausgeprägt, deuten jedoch in dieselbe Richtung (Stadelmann-Steffen et al. 2010: 175).

← 183 | 184 → Bildungsschicht

Der Bildungsgrad als Determinante für Freiwilliges Engagement ist unbestritten, der Einfluss jedoch in den ausgewählten Feldern der Freiwilligenarbeit unterschiedlich ausgestaltet. Im Feld des Sozialen (-14%) und der Religion (-10%) sind sowohl Personen mit höchsten Pflichtschulabschluss als auch Personen mit Lehrabschluss deutlich unterrepräsentiert. Überrepräsentiert sind hingegen im Feld des Sozialen primär Absolventinnen und Absolventen tertiärer Ausbildungen (Kolleg, Uni-LG, hochschulverwandte Lehranstalten, Fachhochschulen und Universitäten) mit zusammengenommen +14%. Im Feld der Religion ist diese Gruppe mit +9% ebenfalls überrepräsentiert. Die Ergebnisse zum Feld des Sozialen decken sich in ihrer Richtung mit den Ergebnissen aus der Schweiz. Personen mit einem tertiären Bildungsabschluss sind in diesem Bereich zu +17% überrepräsentiert (Stadelmann-Steffen et al. 2010: 176). Bei den kirchlichen Organisationen hingegen gibt es in der Schweiz nur geringfügige Abweichungen von der Bevölkerungsverteilung (ebd.). Dies könnte u.a. auf die unterschiedliche Ausgestaltung des religiösen Feldes in der Schweiz, z.B. betreffend der Anzahl an Freikirchen, und Österreich zurückzuführen sein.

Abbildung 23:Über- und Unterrepräsentation nach Bildungsschicht in den Feldern

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung.

Im Feld des Sports ist vor allem die unterste Bildungsschichte mit -18% erheblich unterrepräsentiert. Damit spiegelt sich die vergleichsweise geringe Sportbeteiligung ← 184 | 185 → von bildungsfernen Schichten auch bei der Freiwilligenarbeit im Sport wieder (vgl. Nagel 2003b). In der Schweiz fällt die Abweichung vom Durchschnitt mit -6% deutlich geringer aus (Stadelmann-Steffen et al. 2010: 176). Die Katastrophenhilfe weist ebenfalls eine Unterrepräsentanz hinsichtlich Freiwilliger mit dem niedrigsten Bildungsabschluss von -13% auf. Mit 12% deutlich überrepräsentiert sind Personen mit Lehrabschluss. Dies erklärt sich zum Teil aus den z.B. bei der Freiwilligen Feuerwehr benötigten handwerklichen Kompetenzen und der größeren Bedeutung dieses Engagementbereichs in ländlichen Regionen. Universitäts- und FachhochschulabsolventInnen sind im Feld der Katastrophenhilfe mit-2% unterrepräsentiert.

Erwerbstätigkeit und leitenden Funktion im Beruf

Wie sich in den vorangegangen Analysen zum Einfluss der Erwerbstätigkeit auf den allgemeinen Zugang zu Freiwilligenarbeit gezeigt hat (vgl. Kapitel (III) 2.1. und (III) 2.2.), gibt es zwar bivariat einen positiven Zusammenhang zwischen Erwerbsarbeit und Freiwilligenarbeit, in den multivariaten Modellen konnte dieser jedoch nicht bestätigt werden. Betreffend den Zugang zu den einzelnen Feldern der Freiwilligenarbeit scheint der Einfluss der Erwerbsarbeit jedoch stark zu variieren.

Abbildung 24:Über- und Unterrepräsentation nach Erwerbstätigkeit in den Feldern

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung.

Im Feld des Sozialen und im Feld der Religion sind nicht-erwerbstätige Personen geringfügig unterrepräsentiert, im Sozialen um -4% und in der Religion um -5%. Ein anderes Bild zeigt sich im Feld des Sports und im Feld der Katastrophenhilfe. In diesen Bereichen der Freiwilligenarbeit sind nicht-erwerbstätige Personen mit rund -20% stark unterrepräsentiert. Hier gilt es in den multivariaten ← 185 | 186 → Regressionsanalysen (siehe Kapitel (III) 4.4.3.) zu überprüfen, ob diese Ergebnisse durch den hohen Männeranteil in diesen beiden Feldern moderiert wird. Stadelmann-Steffen et al. (2010) bieten zu beruflichen Merkmalen keine Ergebnisse für die Schweiz.

Abbildung 25:Über- und Unterrepräsentation nach Funktion im Beruf in den Feldern

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung.

Sofern man erwerbstätig ist, stellt sich auch die Frage, ob die Tätigkeit mit einer Leitungsfunktion und damit auch mit einem bestimmten Mindestmaß an beruflichem Status verbunden ist. Im Feld des Sozialen sind Personen mit Leitungsfunktion im Beruf mit +5% überrepräsentiert, wohingegen die Verteilung im Feld der Religion diesbezüglich der Verteilung in der Bevölkerung entspricht. In den „männerdominierten“ Feldern Sport und Katastrophenhilfe sind erwartungsgemäß Personen mit Leitungsfunktion im Beruf, mit +15% im Sport und mit +11% in der Katastrophenhilfe überrepräsentiert. Auch in diesem Fall stellt sich die Frage nach dem moderierenden Einfluss des Geschlechts.

Wohnrechtsverhältnis

Zum Abschluss stellt sich noch die Frage nach dem Einfluss des ökonomischen Kapitals auf die Freiwilligenarbeit in den ausgewählten Feldern. Trotz der erheblichen Unterschiede zwischen den Feldern bei den sozialen Merkmalen Geschlecht, Alter, Bildungsgrad und Erwerbstätigkeit, decken sich die Einflussrichtungen des Zusammenhangs von Wohneigentum und Freiwilligenarbeit in den ausgewählten Feldern.

Personen, die in Wohneigentum leben, sind im Feld des Sozialen mit 11%, im Feld des Sports mit +17%, im Feld der Religion mit +21% und schließlich ← 186 | 187 → im Feld der Katastrophenhilfe mit +22% überrepräsentiert. Trotz fehlender Daten zum Einkommen in den Mikrozensusdaten 2006 sei kurz auf die Daten des Schweizer Freiwilligenmonitors verwiesen. In der Schweiz sind Personen mit einem monatlichen Einkommen unter 5.000 CHF in sozialen und karitativen Vereinen mit -11% und in Sportvereinen mit -12% unterrepräsentiert.

Abbildung 26:Über- und Unterrepräsentation nach Wohnrechtsverhältnis in den Feldern

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung.

In kirchlichen Organisationen hingegen sind Personen mit einem Einkommen über 11.000 CHF unterrepräsentiert (vgl. Stadelmann-Steffen et al. 2010: 178). Diese Ergebnisse machen nochmals die Bedeutung von Wohneigentum, interpretiert als ökonomisches Kapital in Form von Vermögen oder aber als ein Anzeichen einer ausgeprägten Verwurzelung am Wohnort (vgl. Rotolo et al. 2010), für Freiwilliges Engagement deutlich.

In einem nächsten Schritt erfolgt die multivariate Überprüfung der Ergebnisse zum Einfluss der sozialen Merkmale auf den Zugang zur Freiwilligenarbeit in den ausgewählten Feldern.

(III) 4.4.3.Multivariate Regressionsanalysen zur sozialen Schließung in den Feldern

Die bivariaten Ergebnisse zum Zugang von Männern und Frauen zu den ausgewählten Feldern bestätigt sich in der Grundtendenz auch in den multivariaten Regressionsanalysen (siehe Tabelle 31). Im Feld des Sozialen haben Frauen eine geringfügig höhere Chance für den Zugang (odds ratio: 1,150). Im Feld der Religion ist hingegen die Chance von Frauen gegenüber Männern um 90% ← 187 | 188 → erhöht (odds ratio: 1,900***). Im Feld des Sports sowie der Katastrophenhilfe haben Frauen eine geringere Chance als Männer: Im Sport um 61,7% (odds ratio: 0,393***) und in der Katastrophenhilfe um 83,8% (odds ratio: 0,162***).

Tabelle 31: Logistische Regression – Determinanten der formelle Freiwilligenarbeit in den vier ausgewählten Feldern

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung; (p* < 0.05; p** < 0.01; p*** < 0.001).

← 188 | 189 → Ein höheres Alter wirkt sich tendenziell im Feld des Sozialen (odds ratio: 1,015***) und der Religion (odds ratio: 1,006*) positiv auf ein Engagement aus, im Feld des Sports (odds ratio: 0,982***) und der Katastrophenhilfe (odds ratio: 0,987***) hingegen negativ.

Die bivariaten feldspezifischen Ergebnisse zum Einfluss des Geburtslands bestätigen sich im Großen und Ganzen auch multivariat. Lediglich im Feld des Sozialen ist die ethnische Herkunft, gemessen am Geburtsland, keine signifikante Determinante (odds ratio: 0,822). Im Feld der Kirche (odds ratio: 0,569***), des Sports (odds ratio: 0,715*) und des Katastrophenhilfe (odds ratio:0,467**) finden nicht in Österreich geborene Personen, auch unter Beachtung des Geschlechts, des Alters, und des Bildungsgrads erschwerten Zugang zur Freiwilligenarbeit.

Dass sich Investitionen in den Bildungsgrad der Bevölkerung grundsätzlich positiv auf die Beteiligung am Freiwilligen Engagement auswirken, zeigen neben den Ergebnissen zur gesamten formellen Freiwilligenarbeit auch die feldspezifischen Analysen. Eine Ausnahme unter den ausgewählten Feldern bildet jedoch die Katastrophenhilfe (odds ratio: 0,928**). Hier wirkt sich ein höherer und insbesondere ein tertiärer Bildungsgrad negativ auf die Beteiligung aus. Ob es in Folge einer weiteren Bildungsexpansion, d.h. konkret einer Tertiärisierung, langfristig in diesen Bereichen zu einer notwendigen Professionalisierung im Sinne eines Wandels zum Hauptamt kommen wird und wer ggf. dafür die Kosten trägt, bleibt abzuwarten.

Der bivariat beobachtbare Einfluss der Erwerbstätigkeit auf den Zugang zum Freiwilligen Engagement bestätigt sich nicht in allen der ausgewählten Felder. Im Feld des Sozialen haben Erwerbstätige eine um 42,9% reduzierte Chance des Zugangs zu freiwilligen Tätigkeiten. Im Feld der Religion gibt, vorausschlich moderiert durch das Geschlecht, einen negativen jedoch keinen signifikanten Einfluss des Erwerbsstatus (odds ratio: 0,915). Im Feld des Sports dürfte ebenfalls der Einfluss der Erwerbstätigkeit durch den hohen Männeranteil moderiert werden und ist positiv, jedoch nicht signifikant (odds ratio: 1,146). Hingegen ist im Feld der Katastrophenhilfe der Einfluss der Erwerbstätigkeit trotz der Kontrolle für das Geschlecht und das Alter mit einer odds ratio von 1,430*** hoch signifikant. Die weitere Spezifizierung der beruflichen Funktion zeigt, dass eine leitende Position in der Erwerbsarbeit einen positiven Einfluss auf den Zugang zum Feld des Sozialen (odds ratio: 1,307*) und zum Feld des Sports (odds ratio: 1,367***) hat. Einen negativen Einfluss hat eine leitende Funktion im Beruf für den Zugang zur Freiwilligenarbeit in der Religion (odds ratio: 0,797*). Auf den Zugang zur Freiwilligenarbeit im Feld der Katastrophenhilfe hingegen hat die ← 189 | 190 → berufliche Position neben der der Erwerbstätigkeit im Allgemeinen keinen zusätzlichen Einfluss mehr.

Der positive Einfluss von Wohneigentum auf den Zugang zur Freiwilligenarbeit bestätigt sich, mit Ausnahme des Feldes des Sozialen, für die ausgewählten Felder. Wohneigentum erhöht die Chance für Freiwilliges Engagement im Feld der Religion um 39,4%, im Feld des Sports um 22,5% und im Feld der Katastrophenhilfe um 26,9%.

Gesamt betrachtet gelten die Zugangsvoraussetzungen, d.h. ein bestimmtes Maß an Kapitalausstattung, wie es für die Freiwilligenarbeit im Gesamten zu beobachten ist, mit jeweils kleinen Abweichungen und Besonderheiten auch in den ausgewählten Feldern der Freiwilligenarbeit. Das Feld des Sozialen scheint primär über kulturelles Kapital zu selektieren, das Geschlecht, das Geburtsland und die ökonomische Ausstattung dürften von nachgeordneter Bedeutung sein. Das Feld der Religion selektiert zentral über das Geschlecht, die ethnische Herkunft sowie das kulturelle wie ökonomische Kapital. Im Feld des Sports und des Katastrophenhilfe ist der Zugang vordergründig durch das Geschlecht, die ethnische Herkunft, das symbolische Kapital des Erwerbsfeldes sowie durch das ökonomische Kapital bestimmt.

Prozesse sozialer Schließung sind den empirischen Ergebnissen zur Folge in allen Feldern zu beobachten. Die sozialen Merkmale, die als Schließungskriterien fungieren, unterscheiden sich jedoch teils erheblich zwischen den Feldern des Engagements. Da die Daten nur auf Feldebene und nicht auf Organisationsebene erfasst wurden, sind diese Ergebnisse primär als Anregung für die einzelnen Organisationen gedacht, ihre impliziten wie expliziten Zugangsregeln einer kritischen Reflexion zu unterziehen. Ganzen Engagementfeldern grundlegend ihr integratives Potential abzusprechen, kann und soll nicht behauptet werden. Auf politischer Ebenen hingegen sollten die Befunde dazu führen, die Erwartungen an die Freiwilligenarbeit sowie die damit verbundenen Kausalannahmen hinsichtlich der positiven Effekte zu überdenken und ihre Potentialeinschätzungen in Zukunft vermehrt an empirischen Evidenzen auszurichten.

(III) 4.4.4.Multivariate Korrespondenzanalysen zur Hierarchisierung in den Feldern

Wie bereits im Kapitel zu den statischen Analyseverfahren beschrieben, handelt es sich bei der multiplen Korrespondenzanalyse (kurz: MCA) um ein multivariates Verfahren zur grafischen Darstellung von mehrdimensionalen Kontingenztabellen (vgl. Greenacre 2007; Le Roux/Rouanet 2010). Es gibt bei diesem ← 190 | 191 → Verfahren keine „abhängigen“ und „unabhängigen“ Variablen. Die Analyse beschränkt sich in der vorliegenden Arbeit auf die Interpretation der Diagramme. Die nachfolgenden grafischen Darstellungen zu den Engagementbereichen (Abbildungen 27 bis 30) sind folgendermaßen zu lesen und zu interpretieren: Variablenausprägungen, die räumlich weiter von einander entfernt liegen, kommen seltener (unterdurchschnittlich) gemeinsam vor als jene, die vergleichsweise näher (überdurchschnittlich) liegen. Die Lage der Variablen sagt dabei jedoch nichts über deren absolute Häufigkeit aus.

Variablenbeschreibungen

Für die Analyse und Bestimmung der Stellung der freiwillig tätigen Personen in den jeweiligen Feldern der Freiwilligenarbeit wurden sechs Variablen auf Basis der vorangegangen Ergebnisse ausgewählt (siehe Tabelle 32). Die beiden Merkmale Geschlecht und Alter wurden zu einer neuen Variable kombiniert, die je Geschlecht vier Altersgruppen umfasst. Als weitere Variablen fungieren das Wohnrechtsverhältnis als Indikator für ökonomisches Kapital und der Bildungsgrad als institutionalisiertes kulturelles Kapital. Das symbolische Kapital des Erwerbsfeldes wird durch die berufliche Stellung abgebildet, und das symbolische Kapital im jeweiligen Feld der Freiwilligenarbeit durch die Funktion, bzw. Position in der Freiwilligenarbeit78. Die Tabelle 32 gibt auch über die Häufigkeit und die prozentuelle Verteilung der Variablen in den einzelnen Feldern Aufschluss.

← 191 | 192 → Tabelle 32: Variablen, Kategorien und deren Ausprägung (absolute und relative Häufigkeiten) in den Feldern

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Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung.

← 192 | 193 → (III) 4.4.5.Positionen im Feld des Sozialen und der Gesundheit

Laut Hochrechnung von Statistik Austria waren im Jahr 2006 im Feld des Sozialen und der Gesundheit rund 288.000 Freiwillige tätig, die wöchentlich rund 565.000 Arbeitsstunden geleistet haben (vgl. More-Hollerweger/Sprajcer 2009: 41). Das Feld des Sozialen und der Gesundheit umfasst u.a. Sozial- bzw. Hilfsorganisationen, Jugendzentren bzw. -gruppen, Seniorenorganisationen, Selbsthilfegruppen sowie Besuchs- oder Begleitdienste. In Österreich sind die größten Organisationen in diesem Feld u.a. die Caritas79, das Rote Kreuz80, das Österreichische Hilfswerk81, die Diakonie82 und die Volkshilfe Österreich83 (anzunehmen sind Überschneidung mit dem Feld der Katastrophenhilfs- und Rettungsdienste sowie dem Feld der Kirche und Religion). Zur internen Strukturierung und Hierarchisierung der Freiwilligen gibt es von Seiten der Organisationen keine Angaben.

Wie die Analyse der Determinanten des Zugangs zum Feld des Sozialen und der Gesundheit gezeigt hat, ist vor allem die Höhe des Bildungsgrads, d.h. des kulturellen Kapitals entscheidend. Mit steigendem Bildungsgrad erhöht sich die Wahrscheinlichkeit für ein Freiwilliges Engagement in diesem Feld. Erwerbstätig zu sein ist hingegen hinderlich, außer man ist im Beruf in einer leitenden Position. Der negative Einfluss der Erwerbstätigkeit lässt sich zumindest zum Teil mit dem vergleichsweise hohen Anteil an Freiwilligen über 65 Jahre von rund 24% erklären (siehe auch Tabelle 40). Zumindest betreffend den Zugang zur Freiwilligenarbeit im Feld des Sozialen und der Gesundheit zeigt sich unter den vier ausgewählten Feldern die loseste Kopplung mit dem Feld der Erwerbsarbeit. Wohneigentum spielt entgegen dessen positiven Einfluss auf die Freiwilligenarbeit im Gesamten, im Feld des Sozialen und der Gesundheit keine Rolle.

← 193 | 194 → Abbildung 27:Multiple Korrespondenzanalyse – Positionen in der Freiwilligenarbeit im Feld des Sozialen und der Gesundheit

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← 194 | 195 → Abbildung 28:Multiple Korrespondenzanalyse – Positionen in der Freiwilligenarbeit im Feld der Kirche und Religion

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← 195 | 196 → Die grafische Darstellung (Abbildung 27) der Ergebnisse der multiplen Korrespondenzanalyse (MCA) zu den Aufgaben und Positionen im Feld des Sozialen und der Gesundheit zeigt deutlich, dass Positionen mit Leitungsfunktion überdurchschnittlich oft mit Männern zwischen 50 und 64 Jahren besetzt sind. Darüber hinaus geht eine ehrenamtliche Leitungsfunktion überdurchschnittlich oft Hand in Hand mit einer Führungsfunktion im Beruf, beruflicher Selbständigkeit sowie mit einem Universitäts- oder Fachhochschulabschluss. Die Kernaufgaben werden hingegen überdurchschnittlich oft von Freiwilligen mit einem AHS oder BHS Abschluss ausgeführt, sowie von Landwirten und Arbeiterinnen und Arbeitern. Kernaufgaben werden auch überdurchschnittlich oft von Frauen im Alter zwischen 30 und 49 Jahren, die über einen Abschluss eines Kollegs, eines Universitätslehrgangs oder einer Pädagogischen Akademie verfügen und in einem Angestelltenverhältnis berufstätig sind, ausgeführt. Sonstige Aufgaben übernehmen vorwiegend Erwerbslose (z.B. Frauen über 65 Jahre). Damit sind die Erwerbstätigkeit und der Beruf zwar nicht für den Zugang entscheidend, sehr wohl jedoch für die Funktions- und Positionsbesetzung. Darüber hinaus wird deutlich, dass obwohl betreffend des Geschlechts scheinbar keine Zugangsbarrieren zur Freiwilligenarbeit im Feld des Sozialen und der Gesundheit bestehen, die interne Strukturierung hinsichtlich Aufgaben und Funktionen den klassischen stereotypen Rollenmustern der Erwerbsarbeit und auch der Familienarbeit folgt. Sehr gut ausgebildete Männer mittleren bis höheren Alters werden mit Leitungsfunktionen betraut, die Kernaufgaben sowie die administrativen Aufgaben übernehmen überproportional häufig Frauen mit mittlerer Ausstattung an kulturellem Kapital (berufsbildende mittlere Schule oder Matura).

(III) 4.4.6.Positionen im Feld der Kirche und Religion

Im Jahr 2006 waren hochgerecht knapp 429.000 Freiwillige im Feld der Kirche und Religion freiwillig engagiert. Organisationen, die diesem Feld zugerechnet wurden sind u.a. Pfarrgemeinderäte, Gremien der verschiedenen Religionsgemeinschaften, religiöse Kinder- oder Jugendgruppen bzw. Frauen und Männerbewegungen (vgl. More-Hollerweger/Sprajcer 2009: 40).

Die multivariate Analyse der Determinanten des Zugangs zum Feld der Kirche und Religion (siehe Tabelle 31) zeugt abermals von der hohen Bedeutung des kulturellen Kapitals, d.h. des Bildungsgrads für ehrenamtliches Engagement. Erwartungsgemäß hat verheiratet zu sein, d.h. in der überwiegenden Zahl der Fälle das heilige Sakrament der Ehe empfangen zu haben, in diesem Feld den vergleichsweise größten Einfluss. Zusätzlich spielt das Wohnrechtsverhältnis eine entscheidende Rolle. Wohneigentum und die damit verbundene stärkere Verwurzelung ← 196 | 197 → im Umfeld fördern den Zugang zu kirchlichem und religiösem Engagement. In diesem Zusammenhang dürfte auch die kulturelle Verwurzelung einen bedeutsamen Einfluss haben. Personen, die nicht in Österreich geboren sind, haben eine fast um die Hälfte geringe Wahrscheinlichkeit in den traditionellen kirchlichen und religiösen Vereinigungen freiwillig tätig zu sein. Bezogen auf den Berufsstatus ist auffällig, dass eine leitende Funktion im Beruf der Freiwilligenarbeit in diesem Feld entgegenwirkt. Sind Führungskräfte allerdings in kirchlichen und religiösen Organisationen aktiv, dann bekleiden sie überdurchschnittlich häufig ein leitendes Ehrenamt.

Das Feld der Religion und der Kirche ist dabei jenes Feld der Freiwilligenarbeit mit dem höchsten Frauenanteil (66,4%) (siehe Anhang: Tabelle 41). Der Frauenanteil reduziert sich jedoch bei den leitenden Positionen auf rund 56%. Bourdieu (2005) führt dies in diesem Feld auf die bei bestimmten Bevölkerungsgruppen noch immer vorherrschende Arbeitsteilung zwischen den Geschlechtern zurück, wo für Frauen mangels eigenem Erwerbseinkommen „die Äquivalenz zwischen der Arbeit und ihrem in Geld ausgedrückten Wert nicht eindeutig feststeht“ (Bourdieu 1998: 192). Dieser Befund bestätigt sich auch in der multiplen Korrespondenzanalyse: Betrachtet man die MCA in Abbildung 28 wird ersichtlich, dass trotz des hohen Frauenanteils die interne Hierarchisierung den klassischen Rollenmustern folgt. Ehrenamtliche Leitungsfunktionen im Feld der Kirche und der Religion werden analog zum Feld des Sozialen und der Gesundheit überdurchschnittlich oft von Männer im Alter zwischen 30 und 49 Jahren, mit Universitäts-oder Fachhochschulabschlüssen besetzt, die in ihrem Beruf ebenfalls Führungspositionen bekleiden oder aber selbstständig tätig sind. Administrative Aufgaben hingegen erfüllen überdurchschnittlich oft, ebenfalls den traditionellen Rollenmustern folgend, Frauen im Alter zwischen 50 und 64 Jahren mit mittleren bis unteren Bildungsabschlüssen. Freiwillige, die über ein geringeres kulturelles Kapital verfügen (höchstens Pflichtschule) sowie die erwerbslos sind, was oftmals auch Hand in Hand geht, ordnen sich selbst überdurchschnittlich häufig der Residualkategorie der sonstigen Aufgaben zu. Über die Tätigkeiten, die die Kategorie der sonstigen Aufgaben umfasst, lässt sich mangels verfügbarer Daten nur spekulieren. Fehlendes Organisationswissen, dass zur Zuordnung der eigenen Tätigkeiten zu den Antwortkategorien nötig ist, könnte eine Erklärung für diese beobachtete Korrespondenz darstellen. Auch die Gruppe der 15- bis 29-Jährigen (Männer wie Frauen) findet sich überdurchschnittlich mit sonstigen Aufgaben, die anzunehmender Weise mit geringem Status behaftet sind, betraut. In diesem Zusammenhang wäre weiterführend noch interessant gewesen, die Variable zum Familienstand der MCA hinzuzufügen um zu sehen, mit welchen Aufgaben und ← 197 | 198 → Tätigkeiten die nicht verheirateten Freiwilligen betraut sind. Gesamt betrachtet zeigen die Ergebnisse, dass sich im Feld der Religion und Kirche nicht nur traditionelle Rollen- und Funktionszuweisungen das Geschlecht betreffend, sondern auch das Alter betreffend reproduzieren bzw. auch ihren Ausgang nehmen.

(III) 4.4.7.Positionen im Feld des Sports und der Bewegung

Mit hochgerechnet rund 475.000 Freiwilligen stellt das Feld des Sports und der Bewegung den zweitgrößten Bereich in der österreichischen Freiwilligenarbeit dar. Die Freiwilligen sind überwiegend in Sportvereinen tätig, die den drei Dachverbände, ASVÖ (Allgemeiner Sportverband Österreich)84, ASKÖ (Arbeitsgemeinschaft für Sport und Körperkultur in Österreich)85 und der Sportunion Österreich86 zugeordnet werden können. Die Ergebnisse bestehender Studien legen nahe, dass es gerade im Feld des Sports zu einer Reproduktion von hierarchischen Positionen der Erwerbsarbeit und damit von Prestige und Status kommt (vgl. Braun 2003c; Hartmann-Tews/Combrink 2006; Hovden 2000; Nagel 2003a, b). Der Frauenanteil unter den Freiwilligen im Sport mit rund 31% wird nur noch im Feld der Katastrophenhilfs- und Rettungsdienste (17%) unterboten. Im Feld des Sports und der Bewegung werden schließlich nur rund 17% der ehrenamtlichen Leitungspositionen mit Frauen besetzt (siehe Anhang: Tabelle 42). Wie zu erwarten zeigt die MCA (Abbildung 29), dass auch im Feld des Sports Männer, zwischen 30 und 49 Jahren, mit einer hohen Ausstattung an kulturellem Kapital, die beruflich als Führungskräfte oder als Selbstständige tätig sind, überdurchschnittlich oft mit ehrenamtlichen Leitungsfunktionen betraut sind. Darüber hinaus scheinen auch Personen mit einem Lehrabschluss, die beruflich erfolgreich sind den Sprung ins leitende Ehrenamt, d.h. in Funktionärspositionen im Sport zu schaffen. Administrative Aufgaben korrespondieren wie auch schon in den ersten beiden vorangegangen Feldanalysen mit Frauen mittleren Alters mit mittlerer Ausstattung an kulturellem Kapital. Die Kategorie der sonstigen Aufgaben findet sich wiederum überdurchschnittlich oft bei Männern unter 29 Jahren und über 65 Jahren sowie bei Erwerbslosen und den bildungsfernsten Gruppen.

← 198 | 199 → Analysiert man die aktuelle Geschlechterverteilung in Leitungsgremien der drei großen Sportdachverbände in Österreich, hat sich zumindest an den Zugangskriterien zur Führungsspitze seit 2006 kaum etwas verändert.

Tabelle 33: Geschlechterverteilung in den Leitungsgremien der österreichischen Sportda-chverbände

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Quellen: http://www.askoe.at;. http://www.asvoe.at; http://sportunion.at; Stand Februar 2014.

Die Bandbreite des Anteils von Frauen in den Präsidien reicht von rund 19% (ASKÖ) bis hin zu rund 4% (ASVÖ). Im Vorstand der ASKÖ findet sich eine Frau, im Vorstand des ASVÖ hingegen keine einzige Frau. Die UNION bildet bei der Geschlechterverteilung im Vorstand die Ausnahme, mit einem Frauenanteil von 60%. Der Akademikeranteil liegt bei den Vorständen der Dachverbände zwischen 40% und 80%. In den anderen Gremien liegt der Akademikeranteil durchschnittlich bei einem Drittel. Geschlecht und Bildungsgrad bilden damit neben dem Berufsstatus, weiterhin auch die zentralen Kriterien der internen hierarchischen Strukturierung im Feld des Sports.

Im weiterhin männerdominierten und vorwiegend auf die eigenen Mitglieder ausgerichteten Feld des Sports kommt es zur Reproduktion und möglicherweise auch Verstärkung sozial ungleicher Macht- und Handlungsspielräume. Die Gründe dafür mögen, analog zum Wirtschafts- wie Wissenschaftssystem, folgende sein: Unter dem Deckmantel der Chancengleichheit und der Leistungsgerechtigkeit, die durch den Wettkampf (im Sport wie am freien Markt) abgesichert und objektiviert wird, haben ungleichheitsgenerierende Prozesse (Matthäus-Effekt, statistischen Diskriminierung, etc.) freie Hand und sind nur durch eine bewusst gestaltete Regeländerung (wie z.B. durch Quotenregelungen) veränderbar. Die Illusion der Chancengleichheit ist prototypisch für das Feld des Sports und gilt scheinbar auch für die vielfach ehrenamtliche Organisation desselben. Damit wäre erklärbar warum derartige soziale Schieflagen betreffend den Zugang zu Leitungspositionen persistent in die Regeln des Feldes eingeschrieben und sich bis heute vielfach als legitimiert unsichtbar gemacht haben.

← 199 | 200 → Abbildung 29:Multiple Korrespondenzanalyse: Positionen in der Freiwilligenarbeit im Feld des Sports und der Bewegung

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← 200 | 201 → Abbildung 30:Multiple Korrespondenzanalyse: Positionen in der Freiwilligenarbeit im Feld der Katastrophenhilfs- und Rettungsdienste

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← 201 | 202 → (III) 4.4.8.Positionen im Feld der Katastrophenhilfs- und Rettungsdienste

Im Feld der Katastrophenhilfs- und Rettungsdienste waren im Jahr 2006 rund 413.000 Freiwillige tätig. Damit ist dies der drittgrößten Bereich der Freiwilligenarbeit in Österreich (More-Hollerweger/Sprajcer 2009: 36f). Das Feld umfasste zum Zeitpunkt der Erhebung (Stand 2007) 4.527 Freiwillige Feuerwehren87, die Rettungsdienste des Roten Kreuz, des Arbeiter-Samariter Bundes, des Grünen Kreuzes, des Malteser Hospitaldienstes88 sowie der Johanniter-Unfall-Hilfe. Darüber hinaus zählt dazu auch die Bergrettung89, die Rettungshundebrigade90, die Wiener Wasserrettung sowie die österreichische Höhlenrettung. Der Frauenanteil unter den Freiwilligen in diesem Feld liegt bei rund 17 %, unter den leitenden Positionen sinkt er auf rund 8%. Die vergleichsweise wenigen Frauen im Feld sind erwartungsgemäß überdurchschnittlich oft mit administrativen Aufgaben betraut (Abbildung 30). Sowohl leitende Funktionen als auch Kernaufgaben werden primär von Männern ausgeführt. Leitende Funktionen korrespondieren mit Männern im Alter zwischen 30 und 49 Jahren, die selbstständig oder in einem Angestelltenverhältnis tätig sind, und über mittlere bis hohe Bildungsabschlüsse verfügen. Die Kernaufgaben werden wiederum überdurchschnittlich oft von Männern im Alter zwischen 15 und 29 sowie zwischen 50 und 64 Jahren mit mittlerem Bildungsabschluss (Lehrabschluss, berufsbildende mittlere Schule) ausgeführt, die beruflich als Arbeiter oder Landwirte tätig sind. Damit spiegeln sich in der Freiwilligenarbeit im Feld der Katastrophenhilfs- und Rettungsdienste nicht nur Geschlechterstereotypen hinsichtlich der Aufgabenverteilung wieder, sondern generell die Strukturierung und Hierarchisierung des Erwerbsarbeitsfeldes nach Bildungstiteln.

Auch eine Studie zur Sozialstruktur im Österreichischen Roten Kreuz (vgl. Czech 2010) aus dem Jahr 2010, die sowohl Ehrenamtliche als auch Hauptamtliche beinhaltet, kommt zu dem Ergebnis, dass der Frauenanteil mit steigender Dienstrangklasse signifikant abnimmt. Liegt der Frauenanteil bei den sogenannten Mannschaftsgraden noch bei 33,4% sinkt dieser bei den Offiziersrängen auf 24%. Schließlich findet sich unter den sieben höchsten Funktionsträgern im Roten Kreuz Niederösterreich nur eine Frau (14, 3%) (ebd: 65). Auch der Einfluss des kulturellen Kapitals auf die interne Hierarchisierung findet sich bestätigt. So sinkt der Anteil an Personen mit höchstens Maturaabschluss von rund 82% bei den Mannschaftsgraden auf 33% bei den Offiziersrängen und weiter auf 14,3% ← 202 | 203 → bei den höchsten Funktionsträgern. Der Anteil der Akademikerinnen und Akademiker bei den Offiziersrängen liegt bei 43% und bei den höchsten Funktionsträgern bei rund 71%. Obwohl in dieser Studie bei der Analyse nicht zwischen Ehrenamtlichen und Hauptamtlichen unterschieden wurde, wird deutlich, das die Regeln des Zugangs wie der internen Hierarchisierung im Feld der Rettungsdienste auch für die Freiwilligen Geltung besitzen dürften.

Der geringe Frauenanteil und die Regeln der Positionsbesetzung im Feld der Katastrophenhilfs- und Rettungsdienste kann zu einem Gutteil damit erklärt werden, dass sich die meisten der Organisationen in diesem Feld „quasi-militärischer“ hierarchischer Strukturen bedienen. Dies erklärt mitunter auch den vergleichsweise geringen Anteil an Personen der oberen Bildungsschichten, die militärischen Organisationstrukturen, ungeachtet deren Funktionalität, eher kritisch gegenüber stehen.

(III) 4.4.9.Zusammenfassung der Ergebnisse zu den ausgewählten Feldern

Die Ergebnisse zu den Feldern der Freiwilligen machen deutlich, dass es selbst in jenen Feldern wie dem Sozialen und der Religion, die hinsichtlich unterschiedlicher sozialer Merkmale beim Zugang eine vergleichsweise geringe Selektivität aufweisen, im Rahmen der internen Hierarchisierung zu einer Reproduktion bestehender Muster sozial ungleicher Strukturierung nach Geschlecht, Alter, Berufsstatus und Bildungsgrad kommt. Hinsichtlich der Bedeutung der Kapitalien lassen sich die Ergebnisse folgendermaßen zusammenfassen:

Institutionalisiertes kulturelles Kapital. Je höher der Bildungsabschluss, desto höher ist der Beteiligungsgrad an formeller Freiwilligenarbeit. Dieser Einfluss bleibt selbst unter Bedacht der andern Kapitalformen sowie der Kontrolle für Alter, Geschlecht und Bevölkerungsdichte signifikant. Institutionalisiertes kulturelles Kapital in Form von Bildungsabschlüssen variiert jedoch in seiner Bedeutung, je nach dem, in welchem Feld das Freiwillige Engagement erfolgt. Für den Zugang hat es in den analysierten Feldern, bis auf jenes der Katastrophenhilfs- und Rettungsdienste, einen positiven Einfluss. Für die interne Hierarchisierung, d.h. konkret für den Zugang zu Positionen mit leitender Funktion, ist ein hoher Bildungsabschluss in allen vier analysierten Feldern entscheidend. Somit bildet institutionalisiertes kulturelles Kapital in allen vier Feldern, wenn auch auf unterschiedlichem Niveau, eine zentrale Voraussetzung für Freiwilliges Engagement. Allen vier Feldern gemein ist auch die geringe Chance des Zugangs zu leitenden Funktionen von Personen der untersten Bildungsschichten, d.h. jener mit der geringsten Ausstattung an kulturellem Kapital.

← 203 | 204 → Ökonomisches Kapital. Oftmals wird Freiwilligenarbeit auch als Spende von Zeit bezeichnet. Die Spende von Zeit setzt jedoch voraus, dass man über die eigene Zeit auch tatsächlich frei verfügen kann, um sie infolge auch spenden zu können. Was Bourdieu für den Erwerb von kulturellem Kapital beschrieben hat, scheint den empirischen Ergebnissen zur Folge auch für die Freiwilligenarbeit zuzutreffen: Es bedarf, „von ökonomischen Zwängen befreite Zeit“ (Bourdieu 1983, S. 188). Gesamt gesehen hat ökonomisches Kapital in Form von Wohneigentum einen signifikant positiven Einfluss auf den Zugang zur Freiwilligenarbeit, nicht jedoch für die weitere interne Hierarchisierung. Nach Feldern differenziert zeigt sich, dass die Bedeutung von ökonomischer Absicherung in Form von Wohneigentum nicht konsistent die gleiche Bedeutung im Kontext der anderen Kapitalien hat. Im Feld des Sports und der Bewegung, der Kirche und Religion sowie der Katastrophenhilfs- und Rettungsdienste beeinflusst Wohneigentum positiv den Zugang zu Freiwilligenarbeit, im Feld des Sozialen und der Gesundheit hat diese Form des ökonomischen Kapitals hingegen keinen signifikanten Einfluss.

Symbolisches Kapital. Die Bedeutung des symbolischen Kapitals im Kontext der Freiwilligenarbeit wurde seit der Begriffswandlung weg vom „Ehrenamt“ und hin zu „Freiwilligenarbeit“ und „Freiwilligem Engagement“ zunehmend aus dem Blick verloren. Damit haben sich scheinbar auch die Perspektive und die Aufmerksamkeit von der „Statuskomponente“ des Ehrenamts (vgl. Weber 1921/1980) auf die „Sozialkapitaldimension“ des Freiwilligen Engagements verschoben. Wie eng jedoch weiterhin die Freiwilligenarbeit von statusbezogenen sozio-ökomischen Dimensionen beeinflusst ist, haben die empirischen Ergebnisse zur Bedeutung der beruflichen Position beim Zugang zu leitenden Funktionen in der Freiwilligenarbeit gezeigt.

(III) 5.Zusammenfassung der zentralen empirischen Ergebnisse

(III) 5.1.Ergebnisse zur sozialen Schließung

Der Zugang zur Freiwilligenarbeit ist in Österreich sowohl hinsichtlich zugeschriebener als auch erworbener sozialer Merkmale selektiv und damit durch soziale Schließung gekennzeichnet. Einerseits sind angeborene (d.h. zugeschriebene) Merkmale wie Geschlecht, Alter und ethnische Herkunft für den Zugang zur Freiwilligenarbeit entscheidend. So sind Frauen, ältere Menschen sowie Migrantinnen und Migranten aufgrund von Zugangsbarrieren und sozialer Schließungsmechanismen seltener freiwillig engagiert. Andererseits entscheiden auch erworbene soziale Merkmale wie der Bildungsgrad, die Vermögensausstattung und der Familienstand über den Zugang zur Freiwilligenarbeit. Ein ← 204 | 205 → geringer Bildungsgrad, d.h. eine geringere Ausstattung an kulturellem Kapital erschwert den Eintritt in die Freiwilligenarbeit. Die Erwerbstätigkeit alleine hat keinen Einfluss auf das Engagement, in Verbindung mit einer Leitungsfunktion wirkt sie allerdings förderlich. Die Vermögensausstattung in Form von Wohneigentum stellt darüber hinaus einen zentralen positiven Einflussfaktor für den Zugang zur Freiwilligenarbeit dar. Unverheiratet zu sein sowie in Regionen mit einem hohen Urbanisierungsgrad zu leben verringert hingegen die Wahrscheinlichkeit für ein Ehrenamt. Weiterführend hat die Gegenüberstellung der Determinanten des Engagements von Männern und Frauen gezeigt, dass für Frauen der Bildungsgrad und der Familienstand und für Männer eine leitende Funktion im Beruf und die Vermögensausstattung (Wohneigentum) eine vergleichsweise höhere Bedeutung für den Zugang zur Freiwilligenarbeit haben. Kinder unter 3 Jahren wirken sich primär negativ auf das Freiwillige Engagement von Frauen aus, Kinder zwischen 3 und 15 Jahren alt fördern wiederum vorwiegend das Engagement von Frauen. Frauen und Migrantinnen und Migranten sind seltener in mehreren Organisationen freiwillig tätig als Männer sowie in Österreich geborene Personen. Die für Mehrfachengagement förderlichen Ressourcen bzw. Kapitalien umfassen einen höheren Bildungsgrad, eine leitende Funktion im Beruf und einen Ehepartner. Die Vermögensausstattung in Form von Wohneigentum spielt für Mehrfachengagement keine bedeutsame Rolle. Der Vergleich der Determinanten des Zugangs zur Freiwilligenarbeit mit jenen des Zugangs zur Erwerbsarbeit hat gezeigt, dass die beiden Felder ihrer Zugangsregeln betreffend vorwiegend kongruente und nicht komplementäre bzw. alternative Tätigkeitsfelder darstellen. Die Analyse der subjektiven Barrieren der Freiwilligenarbeit und deren Determinanten hat gezeigt, dass die in den sozialen, ökonomischen, kulturellen und symbolischen Dimensionen benachteiligten Bevölkerungsgruppen ihre diesbezügliche Schlechterstellung auch subjektiv als Barrieren für Zugang zur Freiwilligenarbeit wahrnehmen. Gesamt betrachtet deuten die Ergebnisse darauf hin, dass der sozial selektive Zugang zur Freiwilligenarbeit zu einer Verfestigung und teilweisen Verstärkung des allgemeinen Zustandes sozialer Ungleichheit beiträgt.

(III) 5.2.Ergebnisse zur internen Hierarchisierung

Die Positionsbesetzung in der Freiwilligenarbeit folgt in Österreich klassischen Mustern der Hierarchisierung. Was Bourdieu (1998) über die Hierarchisierung und Aufgabenverteilung innerhalb des kirchlichen Ehrenamts geschrieben hat, trifft damit in Grundzügen auf alle Felder der Freiwilligenarbeit zu. Frauen haben eine, um fast die Hälfte geringere Chance, in ehrenamtliche Leitungspositionen zu kommen. Der Bildungsgrad, eine Erwerbstätigkeit und dabei in ← 205 | 206 → besonderem Maße eine leitenden Funktion, sind von zentraler Bedeutung für den Zugang zu leitenden Positionen im Ehrenamt. So haben beispielsweise in der Freiwilligenarbeit Angehörige der bildungsfernsten Schichten sowie Arbeitslose kaum die Möglichkeit Leitungs- bzw. Führungserfahrungen zu sammeln. Der Vergleich der Determinanten der Hierarchisierung in der Freiwilligenarbeit mit jenen in der Erwerbsarbeit macht deutlich, dass die beiden Tätigkeitsfelder nicht nur über ähnliche Zugangsregeln, sondern ebenso über ähnliche Regeln der internen Strukturierung verfügen. Mehrfachengagement und Leitungsfunktion gehen vielfach Hand in Hand. Die diesbezüglichen Kausalitäten sind ohne entsprechende Daten (z.B. Längsschnitterhebungen) jedoch nicht zu entflechten. Sowohl Mehrfachengagement als auch leitende Positionen verlangen nach einer vergleichsweise hohen Ausstattung an kulturellem und symbolischem Kapital. Es ist daher anzunehmen, dass hier, sich wechselseitig verstärkende, Effekte der Kapitalakkumulation (Matthäus-Effekt) wirksam sind. Der Vergleich der Determinanten der internen Hierarchisierung bei Männern und Frauen hat gezeigt, dass für Frauen ein höherer Bildungsgrad und für Männer eine leitende Funktion im Beruf den Zugang zu leitenden Positionen in der Freiwilligenarbeit begünstigen. Die Reproduktion von Prestige und Status der Erwerbsarbeit in der Freiwilligenarbeit ist vorwiegend bei den Männern zu beobachten. Freiwilligenarbeit ist als Quelle für symbolisches und soziales Kapital oftmals über den gesamten Lebenslauf wirksam und führt, im Gegensatz zu beruflichen Karrieren, zu einer meist verschleierten Akkumulation und Transformation statusrelevanter Kapitalien.

(III) 5.3.Ergebnisse zur sozialen Schließung und Hierarchisierung in den Feldern

Die soziale Selektivität ist in Österreich in den Feldern der Freiwilligenarbeit unterschiedlich stark ausgeprägt. Die Hierarchisierung folgt hingegen selbst in den weniger selektiven Feldern den klassischen Hierarchisierungsmustern der Erwerbsarbeit. Die Felder des Sozialen und der Religion sind beim Zugang hinsichtlich der sozialen Merkmale vergleichsweise offen, im Rahmen der internen Hierarchisierung werden das Geschlecht, das Alter, der Berufsstatus und der Bildungsgrad jedoch bedeutsam und Ausgangspunkte von Ungleichbehandlungen. Das Engagement im Sport und in der Katastrophenhilfe folgt bereits beim Zugang und in hohem Ausmaß bei der Positionsbesetzung der tradiert persistenten, stereotypen Rollenaufteilung zwischen den Geschlechtern. Die Männer mittleren bis höheren Alters übernehmen Führungsfunktionen und die Kernaufgabengebiete, die ohnehin schon wenigen Frauen in diesen Feldern ← 206 | 207 → finden sich in unterstützenden und administrierenden Aufgabengebieten wieder. Allen vier Feldern gemein ist die geringe Chance von Personen der untersten Bildungsschichten beim Zugang zu leitenden Funktionen. Für den Zugang zur Freiwilligenarbeit ist die Vermögensausstattung in Form von Wohneigentum in allen analysierten Feldern bis auf das Feld des Sozialen und der Gesundheit von Bedeutung. Die interne Hierarchisierung wird jedoch in keinem der Felder von dieser Form der Vermögensausstattung beeinflusst. Die Ergebnisse zur Bedeutung der beruflichen Position beim Zugang zu leitenden Funktionen in den untersuchten Feldern haben gezeigt, wie stark weiterhin die Freiwilligenarbeit von statusbezogenen Dimensionen beeinflusst wird. Die Felder tragen somit, in unterschiedlicher Form und in unterschiedlichem Ausmaß, zur Reproduktion sozialer Ungleichheit bei.

(III) 6.Limitationen

Die Limitationen betreffen vorwiegend die aus ungleichheitstheoretischer Perspektive geforderte kausalanalytische Betrachtung des Zusammenhangs von ungleichem Zugang und den damit verbundenen ungleichen Auswirkungen. Art und Umfang der verwendeten Sekundärdaten haben diesen Analyseschritt nicht ermöglicht. Die Auswirkungen des sozial ungleichen Zugangs und der Hierarchisierung konnten somit nur auf Basis des Stands der Forschung beurteilt und nicht in die eigene empirische Analyse integriert werden. Die Frage, ob es sich bei Freiwilligem Engagement um eine (neue) Dimension sozialer Ungleichheit handelt muss damit empirisch unbeantwortet bleiben. Eine weitere Einschränkung betrifft die Übertragbarkeit der Daten auf Organisationebene. Die empirischen Sekundärdaten wurden auf Bereichs- bzw. Feldebene, nicht aber auf Organisationsebene erfasst. Die Ergebnisse sind daher primär als Anregung für die einzelnen Organisationen gedacht, ihre impliziten wie expliziten Zugangsregeln einer kritischen Reflexion zu unterziehen und weniger, bestimmten Organisationen grundlegend ihr integratives Potential abzusprechen. ← 207 | 208 →

53Zur Entwicklung der Engagementforschung im deutschsprachigen Raum siehe auch Priller (2011).

54Ein Satellitenkonto ermöglicht es, Nicht-Marktaktivitäten in das System der VGR zu integrieren und ihre ökonomische Bedeutung darzustellen (vgl. United Nations – Department of Economic and Social Affairs Statistics Division 2003).

55Sozio-ökonomisches Panel, jährliche Erhebung seit 1984.

56Schweizer gemeinnützige Gesellschaft (http://www.sgg-ssup.ch/).

57AWA (Institut für Demoskopie Allensbach) 2008.

58Eurobarometer 2006.

59Bundesministerium für Arbeit, Soziales und Konsumentenschutz.

60Bundesministerin für Familie, Senioren, Frauen und Jugend.

61Eidgenössisches Departement des Innern.

62International Classification of Nonprofit Organizations (ICNPO).

63Bei dichotomen Variablen geben die Mittelwerte Aufschluss über die prozentuelle Verteilung und stellen multipliziert mit der Zahl 100 die jeweiligen Prozentwerte der Verteilung dar.

64Es werden hier die ungewichteten Daten des Mikrozensus herangezogen.

65Die Tabellen zu den Häufigkeiten und Anteilen der vollständigen Variablenausprägungen finden sich weiter oben im Text im Rahmen der Samplebeschreibung sowie im Anhang.

66Die Beteiligungsquote (gewichtet) der über 60-Jährigen liegt bei 19,3% (Quelle: Mikrozensus-Zusatzerhebung 2006/Q4; eigene Berechnung)

67Die Variable enthält keine Informationen über den monetären Wert der Immobilien bzw. über deren etwaige Fremdfinanzierung.

686-stufige Skalierung (siehe Variablenbeschreibung).

69Ersetz man die Variable „erwerbstätig“ durch die differenzierte Variable der beruflichen Stellung (siehe Variablenbeschreibung) erhöht dies die Erklärungskraft (Pseudo R² (Nagelkerke’s)) des Modeln lediglich von 0,104 auf 0,107.

70Die Samplegröße im Regressionsmodell zur Erklärung der Erwerbsarbeit reduziert sich durch die Hinzunahme der Freiwilligenarbeit als erklärende Variable von ursprünglich N=20.104 auf den N=11.657.

71Zur übersichtlicheren Darstellung werden nur die Odds ratios (Exp(B)) angeführt, nicht jedoch die Beta-Koeffizienten sowie die Standardfehler.

72t (4693,550) = 3,742, p < ,001

73„Das ‚Europäische Jahr der Freiwilligentätigkeit‘ zur Förderung der aktiven Bürgerschaft könnte [Hervorh. PR] auch dazu beitragen, geschlechterbezogene Ungleichheiten im Freiwilligensektor anzugehen, beispielsweise […] in Bezug auf Repräsentation in ehrenamtlichen Führungspositionen“ (Der Rat der Europäischen Union 2010: L17/44).

74Es werden hier im Sinne der Konsistenz die ungewichteten Daten des Mikrozensus 2006, 4. Quartal als Ausgangspunkt herangezogen. Die Anteile (Prozentwerte) weichen daher geringfügig von anderen Publikationen der amtlichen Bevölkerungsstatistik, die überwiegend gewichtete Ergebnisse veröffentlichen, ab. Die Darstellungsform orientiert sich dabei an jener von Stadelmann-Steffen et al. (2010: 170ff) zur Analyse der brückenbildenden Funktion von Freiwilligenorganisationen im Rahmen des Schweizer Freiwilligenmonitors.

75vgl. Schweizerischer Feuerwehrverband (http://www.swissfire.ch/ – abgerufen am 28.5.2014).

76Laut Statistik Austria lag der Anteil an Personen ohne österreichische Staatsbürgerschaft an der österreichischen Wohnbevölkerung am 1.1.2007 bei 14,7%) (Quelle: http://www.statistik.gv.at)

772010 lag der Anteil an Personen ohne Schweizer Staatsbürgerschaft bei 22% der Wohnbevölkerung (Quelle: Statistik Schweiz: http://www.bfs.admin.ch/bfs/portal/de/index/themen/01/07/blank/key/01/01.html)

78Im Rahmen der Mikrozensusbefragung war es möglich, sofern man in einem Bereich (z.B. Sport) in mehreren Organisationen tätig ist, für jede Organisation die jeweilige Funktion anzugeben. Da Mehrfachantworten keine eindeutige Zuordnung der Personen zu einem Funktionsbereich (leitend, ausführend, …) ermöglichen, wurde je Person und Engagementbereich nur die, für die erstgenannte Organisation angeführte Funktion, für die Auswertung herangezogen. Dieser Schritt ist auch damit zu begründen, dass angenommen werden kann, dass die erstgenannte Organisation auch die bedeutsamste für die Person darstellt.

79Caritas: 35.000 Freiwillige (Quelle: http://www.caritas.at/ueber-uns/zahlen-fakten/ – abgerufen am 22.5.2014).

80Rotes Kreuz: 56.000 Freiwillige (Quelle: http://www.roteskreuz.at/mitmachen/mitarbeit/freiwillige-mitarbeit/ – abgerufen am 22.5.2014).

81Hilfswerk: 20.000 Freiwillige (Quelle: http://www.hilfswerk.at/jobs/freiwillige-und-ehrenamtliche-mitarbeit – abgerufen am 22.5.2014).

82Diakonie: 2.000 Freiwillige (Quelle: http://www.diakonie.at/goto/de/diakonie/mit-arbeit?type=ehrenamtlich – abgerufen am 22.5.2014).

83Volkshilfe: 3. 000 Freiwillige (Quelle: https://www.volkshilfe.at/presse-archiv?iD=82 – abgerufen am 22.5.2014).

84über 1 Million Mitglieder in rund 5.400 Vereinen (http://www.asvoe.at – abgerufen am 28.5. 2014).

85ca. 1,2 Millionen Mitgliedern in ca. 4.200 Mitgliedsvereine (http://www.askoe.at – abgerufen am 28.5. 2014).

86865.000 Mitglieder in 3.803 Vereinen (http://sportunion.at – abgerufen am 28.5. 2014).

87249.507 Freiwillige.

88300 Freiwillige.

8911.211 Freiwillige.

90724 Freiwillige.