Zusammenfassung
Dieser Beitrag untersucht, ob und inwieweit das regionale Verhältnis von betrieblichen und schulischen Berufsausbildungen die Ausbildungschancen von ausländischen und einheimischen Jugendlichen in Deutschland und der Schweiz beeinflusst. Betriebliche und schulische Berufsaubildungen unterscheiden sich durch ihre Selektionsverfahren bei der Bewerberauswahl. Berufliche Vollzeitschulen berücksichtigen stärker die bisher erbrachte Schulleistung. Sie zeichnen sich im Vergleich zu den Ausbildungsbetrieben durch einen höheren Formalisierungsgrad aus, was deren Bewerber eher vor benachteiligenden ethnischen Zuschreibungen schützt. Sofern Jugendliche mit Migrationshintergrund über ausreichende Schulabschlüsse verfügen, sollten ihre Ausbildungschancen daher zunehmen, je höher der regionale Anteil der vollzeitschulischen gegenüber dualen Angeboten ausfällt. Diese Hypothese wird an verschiedenen Datensätzen Deutschlands (Mikrozensus) und der Schweiz (Zensus, TREE) vergleichend überprüft. Die Ergebnisse sprechen für komplexe Benachteiligungslagen, mitunter eine Ethnisierung von Ausbildungschancen durch das Ausbildungsangebot: Ausländische Jugendliche, insbesondere Männer, haben in stark dual geprägten Systemen auch bei Kontrolle der Schulabschlüsse schlechtere Ausbildungschancen. In stärker vollzeitschulisch geprägten Systemen wird ihnen der Zugang zur Ausbildung häufig wegen ihrer im Vergleich zu den Einheimischen niedrigeren Schulabschlüsse verwehrt.
Abstract
This paper examines if and to what extent educational opportunities of immigrant and native youth are affected by the regional proportion of firm- versus school-based vocational education and training (VET) in Germany and Switzerland. As school-based VET systems, compared to training firms, select their applicants on grounds of school grades rather than ascriptive attributes, educational opportunities of immigrant students are expected to be higher in areas with a more school-based VET system. This assumption should at least hold true on condition that they provide sufficient secondary school certificates. The hypothesis is empirically tested using microcensus data from Germany and census as well as TREE data from Switzerland. The results point to complex structures of occasionally ethnic disadvantage fabricated through the VET system: Whereas immigrant students, particularly males, tend to be excluded in highly firm-based VET systems, they face problems to access more school-based VET systems because they can’t provide the required school certificates.
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Notes
In der Schweiz die (Berufs-)Maturität.
In der Schweiz wurde die Anzahl der Berufe verringert, die Gesundheitsbildung eingegliedert und eine stärkere Durchlässigkeit angestrebt (Zugang zu weiterführenden Bildungsangeboten ohne Umwege). In Deutschland stehen eine starke Zusammenarbeit der verschiedenen Lernorte sowie die Anerkennung bereits erbrachter Leistungen im Vordergrund (berufsvorbereitende Maßnahmen oder auch vollzeitschulische Ausbildungen). Darüber hinaus werden die Beschreibungen etlicher Berufe mit Blick auf den sektoralen Wandel überarbeitet.
In den Jahren 2007 und 2008 hat sich die Zahl der neuen Ausbildungsverträge wieder deutlich erhöht, zuletzt auf ca. 616 500 (Seibert u. Kleinert 2009). Für die Einordnung der hier vorgelegten empirischen Ergebnisse ist die Entwicklung bis einschließlich 2004 von Bedeutung.
In der deutschen Erhebung werden Personen mit und ohne Migrationshintergrund miteinander verglichen; ein Migrationshintergrund liegt vor, wenn (a) ein Elternteil oder beide Eltern nicht in Deutschland geboren wurden und/oder (b) die Kindheit und Jugend nicht in Deutschland verbracht wurde und/oder (c) Deutsch nicht als erste Sprache oder gemeinsam mit einer anderen Sprache erlernt wurde. Nach dieser Definition haben 18,7 Prozent der befragten Jugendlichen einen Migrationshintergrund (BMBF 2006, S. 85). Das Schweizer Lehrstellenbarometer unterscheidet demgegenüber In- und Ausländer nach dem Kriterium der Staatszugehörigkeit und unterschätzt damit den Anteil der Jugendlichen mit Migrationshintergrund. Im untersuchten Sample waren 16 Prozent Ausländer (BBT 2005, S. 47).
Der Darstellung für die Schweiz liegen kantonale Daten der schweizerischen Schülerstatistik für das Schuljahr 2000/01 zugrunde (vgl. BfS 2002, eigene Berechnungen für 17-jährige und Jüngere des 1. Ausbildungsjahrs). Diese Statistik weist für jeden beruflichen Ausbildungsplatz aus, ob er im Rahmen einer dualen oder vollzeitschulischen Ausbildung angeboten wird. Die duale Ausbildung umfasst die Berufslehren und die Anlehren (ohne Vorlehren). Als vollzeitschulische Berufsausbildungen berücksichtigen wir im vorliegenden Artikel sämtliche in der Statistik geführten berufsbildenden Vollzeitschulen, inkl. Diplommittelschulen und Schulen für Unterrichtsberufe (jedoch ohne Maturitätsschulen und ohne „Zwischenlösungen“). Die Schweizer Werte in Tab. 2 geben das Verhältnis der vollzeitschulischen Ausbildungen zur Summe der betrieblichen und vollzeitschulischen Ausbildungen an.
Bei den vollzeitschulischen Ausbildungen in Deutschland handelt es sich um die Berufsfachschüler in BBiG/HwO-Berufen und außerhalb von BBiG/HwO sowie um die Schüler in den Berufen des Gesundheitswesens (vgl. BMBF 2006). Das Bundesinstitut für Berufsbildung veröffentlicht diese Zahlen seit 2001 in seinen Berufsbildungsberichten (Quantitative Synopsen zur Beteiligung an den beruflichen Bildungsprozessen). Setzt man die Summe der Anfänger (1. Schuljahr) in diesen drei Schülergruppen ins Verhältnis zu den neu abgeschlossenen Ausbildungsverträgen im dualen System, lässt sich der Anteil der voll qualifizierenden an allen nichtakademischen Berufsausbildungen berechnen. Für diesen Beitrag haben wir jährliche Quoten pro Bundesland berechnet. Für die Jahre vor 2001, in denen keine vollständige Dokumentation über die Anfänger in voll qualifizierenden schulischen Berufsausbildungen vorliegt, haben wir die Quoten unter Zuhilfenahme der Anfänger an allen Berufsfachschulen, wie sie in der Fachserie 11, Reihe 2 des Statistischen Bundesamtes veröffentlicht werden, geschätzt. Zu den Anfängern an den Berufsfachschulen zählen neben den Schülern in BBiG/HwO-Berufen und außerhalb von BBiG/HwO auch die Schüler in der beruflichen Grundbildung. Letztere machen die Mehrheit an den Berufsfachschulen aus. Zwischen 2001 und 2007 ist das Verhältnis der Anfänger in voll qualifizierenden Berufsausbildungen, bezogen auf alle Anfänger an den Berufsfachschulen, zwar im Bundesländervergleich sehr unterschiedlich, innerhalb der Länder aber über die Zeit nahezu konstant. Daher nutzen wir dieses regionale Verhältnis, um die Anfängerzahlen in voll qualifizierenden Berufsausbildungen für die Jahre 1993–2000 zu schätzen. In den Jahren 2001–2004, für die gesicherte Zahlen vorliegen, lag die durchschnittliche Schulquote für die Westländer und Berlin bei 20,9 Prozent (Minimum: 9,4 Prozent in Hessen, Maximum 26,1 Prozent in Baden-Württemberg). Für den Zeitraum 1993–2000 kommen wir zu einer geschätzten Durchschnittsquote von 16,5 Prozent (Minimum: 8,9 Prozent in Hessen, Maximum 22,9 Prozent in Baden-Württemberg). Die später präsentierten Modellergebnisse auf Basis der Jahre 1993–2004 wurden zusätzlich mit Modellen überprüft, die sich nur auf den „gesicherten“ Zeitraum 2001–2004 beziehen. Hierbei kommen wir zu vergleichbaren Ergebnissen.
Die Stärken des dualen Systems liegen bekanntlich in seiner Arbeitsmarktnähe, was den Übergang an der zweiten Schwelle erleichtert, u. a. durch die Übernahmemöglichkeit in den Ausbildungsbetrieben. Demgegenüber eröffnen die traditionell schulbasierten und feminisierten Berufsausbildungen in den wachstumsstarken Dienstleistungsberufen inzwischen Arbeitsmarktvorteile gegenüber den dualen Ausbildungen im rückläufigen Handwerk, das traditionell von den Männern dominiert wird (Baethge et al. 2007; Hall u. Schade 2005; Meyer 2009).
Im Gegensatz zu Deutschland existieren in der Schweiz keine Abschlusszeugnisse der Sekundarstufe I, womit eine Unterscheidung in Jugendliche mit und ohne Schulabschluss im Grunde genommen unzulässig ist. Aus Gründen der Vereinfachung verweisen wir nachfolgend für die Schweiz mit dem Begriff Schulabschluss auf den absolvierten Schultyp, wobei grob zwischen Schultypen mit Grund- und jenen mit erweiterten Anforderungen unterschieden werden kann.
Wir können die behaupteten, sich in ihrer Wirkung auf die Ausbildungschancen der Schulabgänger mitunter gegenseitig neutralisierenden Mechanismen der Selektionsverfahren (Bedeutsamkeit von Schulqualifikationen; Ausmaß an askriptiver Selektion; Ausprägung des Formalisierungsgrades; Bedeutsamkeit sozialer Netzwerke) weder direkt messen noch in ihrer Wirkung voneinander isolieren, sondern mit dem Verhältnis von dualen vs. vollzeitschulischen Ausbildungen nur indirekt erfassen. Entsprechend können wir nicht mit einer bedeutsamen Varianzaufklärung der Ausbildungschancen durch dieses interessierende Verhältnis rechnen. Falls unsere Vorannahmen zutreffen, müssten sich aber mit dem institutionellen Verhältnis zumindest gerichtete statistische Effekte messen lassen.
Eine Beschränkung der Altersgruppe auf die 15- bis 17-Jährigen ist sinnvoll, um die Zugangschancen von Schulabgängern in das Berufsbildungssystem im direkten Anschluss an den Schulabgang (aus dem 9. Schuljahr) zu modellieren. Die im Zensusfragebogen erhobene Ausbildungslosigkeit wird hier bei der analysierten Altersgruppe als ausbleibender kurzfristiger Übergang in eine qualifizierende Berufsausbildung gedeutet. Sie ermöglicht eine Abschätzung der globalen institutionellen Eingangshürden in das qualifizierende Berufsbildungssystem für unterschiedliche Schülergruppen.
In Deutschland fanden die Mikrozensusbefragungen bis 2004 immer im April statt. Zu diesem Zeitpunkt im Jahr befinden sich im Schnitt noch 95 Prozent der 15-Jährigen und 82 Prozent der 16-Jährigen im allgemeinbildenden Schulsystem. Daher wurden die 17- bis 19-Jährigen für die Analyse ausgewählt. Von diesen besuchen nur noch 38 Prozent die Schule. Bis zum Jahr 2004 kann der Migrationshintergrund in den Mirkozensusdaten nur über die Staatsangehörigkeit ermittelt werden.
Gesamtkorrelation: r = −0,019, p = 0,957, N = 11; Deutsche: r = −0,065, p = 0,850, N = 11; Ausländer: r = 0,085, p = 0,803, N = 11.
TREE (Transitionen von der Erstausbildung ins Erwerbsleben) erhebt Daten von 6343 Jugendlichen. Diese repräsentieren die ca. 80000 Jugendlichen der schweizerischen Schulabgänger-Kohorte 2000. Grundlage der vorliegenden Auswertungen sind die ersten drei Erhebungswellen. Eine Beschränkung auf diese drei Wellen ist zum einen sinnvoll, da in den ersten zwei Jahren nach Austritt aus der obligatorischen Schulzeit der größte Teil der Kohorte in eine qualifizierende Sek. II-Ausbildung übertritt (Hupka 2003). Zum anderen bietet sie sich an, um die Anzahl der Ausfälle zu reduzieren. In der untersuchten Teilstichprobe (n = 3129) wurden Jugendliche ausgeschlossen, die (a) im Untersuchungszeitraum ein Gymnasium besuchten oder in ein solches eintraten, (b) zu einem Messzeitpunkt fehlende Werte aufwiesen sowie (c) im neunten Schuljahr eine integrierte Schulform besuchten. Dieses Vorgehen ermöglicht die Analyse von Schulabgängern aus 22 (Halb-)Kantonen (ohne Appenzell Innerrhoden, Tessin, Uri, Nidwalden). TREE wird seit 2008 ko-finanziert durch den Schweizerischen Nationalfonds SNF und die Universität Basel. Von 2000 bis 2007 lag die finanzielle und/oder organisatorische Verantwortung für TREE – neben dem SNF – bei einem Konsortium der Erziehungsdirektionen der Kantone Bern, Genf und Tessin, beim Bundesamt für Berufsbildung und Technologie (BBT) sowie beim Bundesamt für Statistik (BFS).
Die Analyse mit den Mikrozensus-Daten wurde mit Hilfe der scientific use files für die Jahre 1993 sowie 1995 bis 2004 durchgeführt. Der Befragungszeitpunkt lag bei den Mikrozensen der Jahre 1993 bis 2004 jeweils im April. Es wurden jeweils die 18-Jährigen (Geburtskohorten 1974 bis 1986) für die Untersuchung der Ausbildungschancen in Deutschland ausgewählt, da sich eine Mehrheit der Befragten unter 18 Jahren noch im allgemeinbildenden Schulsystem befand. Aus den Analysen ausgeschlossen wurden Schüler an allgemein bildenden Schulen, Studenten, Wehr-/Zivildienstleistende sowie Schulabgänger mit Abitur. Damit werden nur Jugendliche analysiert, die zum Befragungszeitpunkt eine theoretische Chance hatten, eine Ausbildung zu besuchen. Die Analysen beschränken sich des Weiteren auf Westdeutschland und Berlin. In den übrigen ostdeutschen Bundesländern sind die Ausländeranteile zu gering, als dass hier belastbare Analysen durchgeführt werden könnten (eine umfassende Beschreibung der Mikrozensen findet sich im Internet unter: http://www.gesis.org/dienstleistungen/daten/amtliche-mikrodaten/mikrozensus/grundfile/).
Obwohl wir uns für den Einfluss regionaler Kontextvariablen auf die Zugangschancen in die Berufsbildung interessieren, ist die Verwendung logistischer Mehrebenenmodelle im vorliegenden Fall nicht angebracht. Die zu erwartenden nur mäßigen Effekte unserer Prädiktoren würden eine genügend große Anzahl regionaler Einheiten erfordern, um eine akzeptable Teststärke eines Mehrebenenmodells zu erreichen. Diese Anforderung ist mit elf Bundesländern bzw. 22 Kantonen bei der angestrebten Anzahl an Prädiktoren nicht gegeben (zur Problematik vgl. Snjiders u. Bosker 1999, S. 149). Um einer Verzerrung der Standardfehler bei Verzicht auf ein Mehrebenenmodell vorzubeugen – die Vernachlässigung einer hierarchischen Datenstruktur kann bei statistischen Tests eine Überschätzung der Signifikanzen zur Folge haben – wenden wir nach Bundesländern bzw. Kantonen geclusterte Regressionsmodelle an. Das Modell für Deutschland wird zudem unter Kontrolle der elf verwendeten Befragungszeitpunkte des Mikrozensus gerechnet, weshalb im Vergleich zum Schweizer Modell zusätzliche Freiheitsgrade ausgegeben werden.
Der Mikrozensus erhebt die Staatsangehörigkeit, TREE das Geburtsland des Vaters.
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Seibert, H., Hupka-Brunner, S. & Imdorf, C. Wie Ausbildungssysteme Chancen verteilen. Köln Z Soziol 61, 595–620 (2009). https://doi.org/10.1007/s11577-009-0084-3
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