Soziale Selektivität individueller und strukturierter Promotionsformen revisited

de Vogel, Susanne Article — Published Version Soziale Selektivität individueller und strukturierter Promotionsformen revisited KZfSS Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie Provided in Cooperation with: Springer Nature Suggested Citation: de Vogel, Susanne (2022) : Soziale Selektivität individueller und strukturierter Promotionsformen revisited, KZfSS Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie, ISSN 1861-891X, Springer Fachmedien Wiesbaden GmbH, Wiesbaden, Vol. 74, Iss. 1, pp. 113-132, https://doi.org/10.1007/s11577-022-00816-9 This Version is available at: https://hdl.handle.net/10419/308980 Standard-Nutzungsbedingungen: Die Dokumente auf EconStor dürfen zu eigenen wissenschaftlichen Zwecken und zum Privatgebrauch gespeichert und kopiert werden. Sie dürfen die Dokumente nicht für öffentliche oder kommerzielle Zwecke vervielfältigen, öffentlich ausstellen, öffentlich zugänglich machen, vertreiben oder anderweitig nutzen. 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Februar 2022 / Angenommen: 7. März 2022 / Online publiziert: 12. April 2022 © Der/die Autor(en) 2022 Zusammenfassung Die Studie „Wie beeinflussen Geschlecht und Bildungsherkunft den Übergang in individuelle und strukturierte Promotionsformen?“ von de Vogel aus dem Jahr 2017 gelangte auf Basis des vom Deutschen Zentrum für Hochschulund Wissenschaftsforschung (DZHW) erhobenen Absolventenpanels 2005 zu dem Schluss, der Zugang zu strukturierten Promotionsund Stipendienprogrammen sei weniger selektiv als der Übergang in Individualpromotionen. Am Beispiel dieses Artikels zeigt Neumeyer in diesem Heft, dass die Berechnung und Interpretation absoluter Ungleichheitsmaße wie Average Marginal Effects in der Ausgangsstudie problematisch sein kann, wenn die Randverteilungen der Bildungsalternativen stark divergieren. Bei einer Reanalyse der Herkunftsdifferenzen mit relativen Ungleichheitsmaßen (Odds Ratios, Relative Risk Ratios und relativen Average Marginal Effects) gelangt er teils zu gegenteiligen Befunden. Daran anknüpfend erfolgt in diesem Beitrag eine Einordnung dieser Erkenntnisse in den laufenden methodischen Diskurs der Ungleichheitsforschung. Ergänzend bringt auch eine Reanalyse der Geschlechterunterschiede aus der Ausgangsstudie abweichende Ergebnisse hervor. Zieht man relative Ungleichheitsmaße heran, zeigen sich am Übergang in Promotionen im Rahmen von Anstellungen als wissenschaftlich Mitarbeitende zwar nach wie vor die größten Geschlechterunterschiede. Im Vergleich erweist sich der Zugang zu freien Promotionen aber als weniger selektiv als der Zugang zu strukturierten Promotionsund Stipendienprogrammen. Die Verwendung relativer statt absoluter Ungleichheitsmaße hat auch Auswirkungen auf die Ergebnisse der Dekompositionsanalysen. Die aktuelle Diskussion demonstriert, wie bedeutsam die Wahl der Analyseperspektive und Ungleichheitsmaße bei der Messung und Quantifizierung sozialer Ungleichheiten ist. Der vorliegende Beitrag macht zudem deutlich, dass zukünftige Studien S. de Vogel () Deutsches Zentrum für Hochschulund Wissenschaftsforschung (DZHW) Lange Laube 12, 30159 Hannover, Deutschland E-Mail: [email protected] K 114 S. de Vogel neben der Wahl des Ungleichheitsmaßes auch mit alternativen Forschungsansätzen die Erkenntnislage zur Selektivität formaler Promotionsformen weiter absichern sollten. Schlüsselwörter Doktorand · Bildungsübergänge · Soziale Ungleichheit · Bildungsherkunft · Geschlecht · Ungleichheitsmaß Social Selectivity of Individual and Structured Doctoral Contexts Revisited Abstract The study “How do Gender and Educational Background Influence the Transition to Individual and Structured Doctorates?” by de Vogel in 2017, based on multivariate analyses of data from the 2005 DZHW Graduate Panel, concluded that access to structured doctoral and fellowship programs is less selective than the transition to individual doctorates. Using this article as an example, Neumeyer shows in this issue that the calculation and interpretation of absolute inequality measures such as average marginal effects in the initial study can be problematic when the marginal distributions of educational alternatives vary strongly. In a reanalysis of the educational background differences with relative inequality measures (odds ratios, relative risk ratios, and relative average marginal effects), he obtains mostly contrary findings. Against this backdrop, this article places these findings in the context of the ongoing methodological discourse on inequality research. In addition, a reanalysis of gender differences in the initial study yielded different results. Using relative measures of inequality, the largest gender differences are still found in the transition to doctoral studies within research assistant positions. In comparison, however, access to external doctorates proves to be less selective than access to structured doctorates and fellowship programs. The utilization of relative rather than absolute measures of inequality also has implications for the results of decomposition analyses. The current discussion demonstrates the significance of choice of analysis perspective and inequality measures in measuring and quantifying social inequalities. Future studies should use alternative research approaches to further secure evidence on the selectivity of formal doctoral contexts. Keywords PhD · Educational transitions · Social inequality · Educational background · Gender · Inequality measures 1 Einleitung Die Ausweitung strukturierter Promotionsformen nach US-amerikanischem Vorbild war unzweifelhaft eine der bedeutendsten Reformbewegungen der vergangenen Jahrzehnte im deutschsprachigen Hochschulraum. Strukturierte Promotionsformen, deren Zugang sich (idealerweise) durch transparent gestaltete, formalisierte Rekrutierungsverfahren mit objektiven Auswahlkriterien auszeichnet, sollten in stärkerem Maße gewährleisten, was traditionellen Formen der Individualpromotion bisher mutmaßlich nicht gelang: Der Zugang zur Promotion sollte ausschließlich den leistungsK Soziale Selektivität individueller und strukturierter Promotionsformen revisited 115 stärksten Personen mit Hochschulabschluss vorbehalten sein (Wissenschaftsrat 2002, S. 45) und nicht von askriptiven Merkmalen wie Geschlecht oder Bildungsherkunft abhängen (Wissenschaftsrat 2007, S. 28). Dass das Geschlecht (Lörz und Mühleck 2019; Leemann 2002) und die Bildungsherkunft (Jaksztat 2014; Bachsleitner et al. 2018; Neumeyer und Alesi 2018; Lörz und Schindler 2016) mit der Wahrscheinlichkeit einer Promotionsaufnahme in Zusammenhang stehen, haben mittlerweile zahlreiche Studien belegt. Obgleich strukturierte Promotionsformen bereits auf die ersten DFG-Graduiertenkollegs in den 1980er-Jahren zurückgehen und besonders im Rahmen des Bologna-Prozesses und der Exzellenzinitiative stärkere Verbreitung fanden, in Deutschland also seit rund drei Jahrzehnten existieren, wurden die Promotionsformen und die Frage, welche Unterschiede sie bei der Entstehung sozialer Ungleichheiten beim Übergang in die Promotion hervorbringen, in bisherigen Untersuchungen nicht systematisch berücksichtigt. Dies war vermutlich der bislang unzureichenden Datenlage geschuldet. Das Erkenntnisinteresse am Thema der strukturierten Promotion seitens der Hochschulen und Hochschulpolitik ist jedoch sehr groß, weswegen sich der Fokus der Hochschulund Wissenschaftsforschung zunehmend in diesen Bereich verlagert. Als die Daten der zweiten Befragung der 2005er-Kohorte des DZHW-Absolventenpanels erstmals Analysen unter Berücksichtigung der formalen Promotionsform erlaubten, sollte mein im Jahr 2017 erschienener Beitrag in der Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie (de Vogel 2017) zur Klärung dieses Forschungsdesiderats beitragen. Meine Motivation war, erstens zu untersuchen, ob sich Geschlechterund Herkunftsungleichheit beim Übergang in individuelle und strukturierte Promotionsformen in ihrer Ausprägung unterscheiden, und zweitens die Klärung der Frage, inwieweit bei der Entstehung von Geschlechterund Herkunftsdifferenzen unterschiedliche Mechanismen wirken. Die Beantwortung der ersten Frage erfolgte anhand einer multinomialen logistischen Regressionsanalyse, die zweite Fragestellung wurde mithilfe einer KHB-Effektdekomposition untersucht. Aus den Befunden meiner Analysen folgerte ich, dass das Geschlecht und die Bildungsherkunft von Absolventen beim Übergang in strukturierte Promotionen und Stipendienprogramme – wie von hochschulpolitischer Seite intendiert – von geringerer Bedeutung seien als bei der Aufnahme von Individualpromotionen im Rahmen von Anstellungen als wissenschaftlich Mitarbeitende oder in freier Form. Ebenso fand ich Unterschiede in den Erklärungsbeiträgen der Fächerwahl, Leistungsunterschiede, Erfahrungen in der Ausübung studentischer Hilfskrafttätigkeiten und bestehender Elternschaften. Sebastian Neumeyer greift die Ergebnisse meiner Studie in seinem Beitrag „Wie offen sind strukturierte Promotionen wirklich?“ in diesem Heft wieder auf. Am Beispiel meiner Analysen der Herkunftsdifferenzen beim Übergang in die verschiedenen formalen Promotionsformen zeigt er, dass die in meiner Untersuchung gewählten absoluten Ungleichheitsmaße der Prozentsatzdifferenzen und Average Marginal Effects (AME) bei deutlich variierenden Randverteilungen irreführende Befunde generieren können und relative Ungleichheitsmaße (z.B. Odds Ratios (OR) oder Relative Risk Ratios (RRR)) für Fragestellungen und Datenlagen dieser Art in den meisten Fällen die bessere Wahl darstellen. Diese methodische Kritik an meiner Ausgangsstudie ist durchaus berechtigt. Als Alternative schlägt Neumeyer vor, die AMEs anhand der Randverteilungen an den Übergängen zu relativieren. Bei einer exemplarischen K 116 S. de Vogel Reanalyse der Herkunftseffekte kommt er unter Verwendung relativer statt absoluter Ungleichheitsmaße zu teils gegenteiligen Schlüssen. Als zentrales Ergebnis lässt sich festhalten, dass Personen, die über keine akademische Bildungsherkunft verfügen, in strukturierten Promotionsund Stipendienprogrammen eher schwächer repräsentiert sind als in Promotionen im Rahmen von Anstellungen als wissenschaftlich Mitarbeitende oder in freier Form (Neumeyer 2022). Auch die Effektdekompositionen relativierter AMEs führen mit Blick auf die Entstehungsmechanismen der Herkunftsungleichheiten zu anderen Schlüssen. Es ist zu begrüßen, dass mit Neumeyers Arbeit Folgeforschung aus meinem Beitrag hervorgeht, die nicht nur den Erkenntnisstand zum nach wie vor stark unterbeleuchteten Forschungsgegenstand der strukturierten Promotion erweitert, sondern gleichzeitig auch einen Beitrag zur in der soziologischen Ungleichheitsforschung laufenden Debatte leistet, wie das „Ausmaß“ sozialer Ungleichheiten „gemessen“ und „quantifiziert“ werden kann. In der folgenden Erwiderung möchte ich die von Neumeyer dargelegte Kritik und seinen alternativen Analyseansatz in den methodischen Diskurs in der Ungleichheitsforschung einordnen. Anschließend möchte ich meine Fragestellungen aus dem Jahr 2017 unter Verwendung der von Neumeyer vorgeschlagenen relativen Ungleichheitsmaße einer erneuten Betrachtung unterziehen. Dabei rekurriere ich zunächst auf die von ihm berichteten Analysen zum Vergleich von Herkunftsungleichheiten beim Übergang in individuelle und strukturierte Promotionsformen. Sodann ergänze ich das Bild um eine Reanalyse der Geschlechterungleichheiten. Der Beitrag schließt mit Implikationen, die sich bei Betrachtung der sozialen Selektivität der verschiedenen formalen Promotionsformen aus diesem neuen methodischen Blickwinkel ergeben sowie einer Diskussion darüber, welcher Daten und Studienanlagen es darüber hinaus bedarf, um die Frage der sozialen Ungleichheit beim Übergang in die Promotionsformen weiter aufklären zu können. 2 Ungleichheiten beim Übergang in die Promotionsformen im Kontext des methodischen Diskurses Parallel zur Diskussion inhaltlicher Fragestellungen wird in der soziologischen Ungleichheitsforschung ein methodischer Diskurs darüber geführt, welche Analyseperspektive (Schindler 2015; Buchholz und Pratter 2017) zur Betrachtung sozialer Ungleichheiten am geeignetsten erscheint. Buchholz und Pratter (2017) unterscheiden im Kontext alternativer Bildungswege einerseits zwischen Untersuchungen, die, wie es das Anliegen der vorliegenden Ausgangsstudie war, Differenzen im Übergangsverhalten unterschiedlicher sozialer Gruppen (z.B. in verschiedene Promotionsformen) in den Blick nehmen. Andererseits lassen sich soziale Ungleichheiten über Bildungsverteilungen in den Blick nehmen. Sowohl Hillmert und Jacob (2005) als auch Schindler (2015) zeigen, dass Ungleichheiten im Übergangsverhalten nicht zwangsläufig auch zu ungleichen Bildungsverteilungen führen müssen, weil für das Ausmaß der Ungleichheit neben den Übergangsraten auch die Größe der Ausgangspopulationen maßgeblich ist (Hillmert und Jacob 2005, S. 420). Neumeyer knüpft im Kern seiner Kritik an der Ausgangsstudie daran an und nimmt alternativ zum K Soziale Selektivität individueller und strukturierter Promotionsformen revisited 117 Vorgehen in der Ausgangsstudie nicht die Übergänge nach Geschlecht und Bildungsherkunft, sondern die Verteilungsquoten innerhalb der Gruppe der Promovierenden in den Blick. Wie Hillmert und Jacob (2005, S. 420) ebenfalls betonen, bringen beide Perspektiven für die Ungleichheitsforschung wichtige Erkenntnisse hervor. Folglich muss eingeräumt werden, dass die Analyse des Übergangsverhaltens in die Promotionsformen allein noch keine gesicherten Rückschlüsse auf das Ausmaß sozialer Ungleichheiten in individuellen und strukturierten Promotionsformen erlaubt. Um zu untersuchen, inwiefern man beim Übergang in strukturierte Promotionsformen von höheren oder niedrigeren Ungleichheiten sprechen kann, ist die von Neumeyer eingenommene „Analyseperspektive der proportionalen Ungleichheit“ (Neumeyer 2022) darum eine wichtige Erweiterung des Kenntnisstands. Eng damit in Zusammenhang stehend hat sich in der Vergangenheit eine Reihe von Forschungsarbeiten mit der Frage befasst, welche Ungleichheitsmaße aus methodischer Sicht für die Messung und Quantifizierung sozialer Ungleichheiten im Bildungsbereich die beste Wahl darstellen. Forschende können, je nachdem, welche Ungleichheitsmaße sie in ihren Analysen heranziehen, mit Blick auf das Ausmaß sozialer Ungleichheiten zu gänzlich unterschiedlichen Ergebnissen gelangen (Schindler 2014; Lörz und Schindler 2011;Marks2004; Hellevik 1997; Buchholz und Pratter 2017). Zur Beantwortung der Frage, inwiefern sich die Geschlechterund Herkunftseffekte beim Übergang in individuelle und strukturierte Promotionsformen unterscheiden, war es in meiner Studie erstens ein Anliegen, ein Ungleichheitsmaß zu wählen, das anschaulich zu interpretieren ist. Average Marginal Effects (AME) lassen sich als mittlere Prozentsatzdifferenzen quantifizieren und sind somit einfacher zu interpretieren als Odds Ratios (OR) oder Relative Risk Ratios (RRR). Da darüber hinaus auch von Interesse war, ob und in welchem Maße geschlechtsund herkunftsspezifische Unterschiede in der Fächerwahl, den Schulund Studienleistungen, studentischen Hilfskrafttätigkeiten sowie das Vorhandensein von Kindern die Geschlechterund Herkunftsdifferenzen an den Übergängen in die Promotionsformen mediieren, wurden die potenziellen Mediatorvariablen schrittweise in die Regressionsmodelle eingefügt und verglichen, inwiefern sich die Haupteffekte unter Kontrolle der Mediatoren verändern (de Vogel 2017, S. 452ff.). Deshalb erschien es zweitens wichtig, auf ein Ungleichheitsmaß zurückzugreifen, das eine gute Vergleichbarkeit zwischen genesteten Modellen bietet (Mood 2010), was AMEs aufgrund ihrer geringeren Sensibilität gegenüber unbeobachteter Heterogenität (Auspurg und Hinz 2011) in stärkerem Maße gewährleisten können als beispielsweise ORs. Buchholz und Pratter (2017) finden AMEs zur Bestimmung sozialer Ungleichheiten in Bildungsverteilungen schließlich auch „konzeptionell überzeugender“ (Buchholz und Pratter 2017, S. 432), weil sie die absolute Distanz zwischen sozialen Gruppen ausdrücken. Was jedoch in diesem Kontext zu Recht kritisiert werden kann, ist die Sensitivität von AMEs gegenüber stark divergierenden Randhäufigkeiten der Übergangsalternativen. Da strukturierte Promotionen und Stipendienprogramme im Vergleich zu Promotionen im Rahmen von Anstellungen als wissenschaftlich Mitarbeitende und freien Promotionen in Deutschland bis zum aktuellen Zeitpunkt noch relativ geringe Verbreitung finden (Konsortium Bundesbericht Wissenschaftlicher Nachwuchs 2021, S. 130), zeigt Neumeyer in seiner Replik, dass die Interpretation absoluter K 118 S. de Vogel Ungleichheitsmaße wie Prozentsatzdifferenzen und AMEs bei dem vorliegenden Untersuchungsgegenstand zu Fehlschlüssen führen kann. Als Alternative zu absoluten Ungleichheitsmaßen argumentiert er rekurrierend auf Arbeiten von Handl (1985) sowie Lörz und Schindler (2011), dass relative Ungleichheitsmaße für die Analyse sozialer Ungleichheiten beim Übergang in die verschiedenen formalen Promotionsformen darum besser geeignet seien (Neumeyer 2022). Dass die verschiedenen relativen Ungleichheitsmaße ebenfalls wiederum disparate Befunde generieren können (Hellevik 1997), berücksichtigt er, indem er Odds Ratios, Relative Risk Ratios sowie an den Randhäufigkeiten der Promotionsformen relativierte Prozentsatzdifferenzen (d%rel) und AMEs (AMErel) berechnet. Inhaltlich hat sich der methodische Diskurs in der (soziologischen) Ungleichheitsforschung häufig auf Bildungsungleichheiten im schulischen Bereich (Buchholz und Pratter 2017; Schimpl-Neimanns 2000) fokussiert. Die meisten Arbeiten bewegen sich thematisch an den Übergängen ins Studium (Handl 1985;Marks2004;Lörz und Schindler 2011; Schindler 2014,2015; Hillmert und Jacob 2005). Indem er die Problematik der Messung von Bildungsungleichheiten anhand der Übergänge in die Promotion demonstriert, erweitert Neumeyer die Diskussion auf darauffolgende Bildungsstufen. 3 Soziale Selektivität individueller und strukturierter Promotionsformen reanalysiert An den methodischen Diskurs zur Adäquanz unterschiedlicher Analyseperspektiven und Ungleichheitsmaße in der (Bildungs-)Ungleichheitsforschung anknüpfend hat Neumeyer am Beispiel der Herkunftsungleichheiten demonstriert, dass man auch mit Blick auf den Übergang in individuelle und strukturierte Promotionsformen zu disparaten Befunden gelangen kann, wenn man, kontrastierend zur Ausgangsstudie, relative statt absolute Ungleichheitsmaße berechnet. Im folgenden Abschnitt möchte ich die Befunde aus beiden Analyseperspektiven kurz gegenüberstellen und die Befundlage zur sozialen Selektivität der formalen Promotionsformen um die Geschlechterungleichheiten aus relativer Betrachtung ergänzen. Um ein möglichst vollständiges Bild zu zeichnen, wurden auch für die multinominalen logistischen Regressionsanalysen (de Vogel 2017, S. 453ff.) die Relative Risk Ratios berechnet (siehe Tab. 2im Anhang), die das relative Chancenverhältnis in den Übergängen im Vergleich zur Referenzkategorie (keine Promotionsaufnahme) angeben. 3.1 Herkunftseffekte bei relativer Betrachtung In der Ausgangsstudie hat ein bivariater Vergleich der Übergangsquoten zwischen verschiedenen Herkunftsgruppen zunächst gezeigt, dass die Übergangsquoten in Promotionen im Rahmen von Anstellungen als wissenschaftlich Mitarbeitende, in freier Form sowie in strukturierten Promotionsund Stipendienprogrammen mit zunehmendem Bildungsniveau im Elternhaus steigen (de Vogel 2017, S. 452). In den multivariaten logistischen Regressionsanalysen wurden die Übergangswahrscheinlichkeiten in die drei Promotionsformen im Vergleich zur WahrscheinlichK Soziale Selektivität individueller und strukturierter Promotionsformen revisited 119 keit, innerhalb der ersten fünf Jahre nach dem Hochschulabschluss keine Promotion aufzunehmen, geschätzt. Unter Kontrolle von Alter und Geschlecht erfolgte die Schätzung von AMEs. Bei absoluter Ungleichheitsbetrachtung gelangte ich zu dem Schluss, dass der vorteilhafte Effekt einer akademischen Bildungsherkunft, insbesondere promovierter Eltern, beim Übergang in strukturierte Promotionsformen und Stipendienprogramme im Durchschnitt geringer ausfällt als beim Übergang in Individualpromotionen (de Vogel 2017, S. 462). Die Herkunftsdifferenzen in den AMEs erwiesen sich am Übergang in Promotionen im Rahmen von Anstellungen als wissenschaftlich Mitarbeitende am stärksten. Die KHB-Effektdekomposition der AMEs, anhand derer die Mediatorbeiträge der Fächerwahl, der Schulund Studienleistungen, studentischer Hilfskrafttätigkeiten und Elternschaft geschätzt wurden, zeigten, dass Herkunftsdifferenzen in diesen Faktoren am Übergang zu Individualpromotionen stärker zur Entstehung von Herkunftsungleichheiten führen als bei der Aufnahme in strukturierter Form oder einem Stipendienprogramm (de Vogel 2017, S. 460f.). Insgesamt erweckten die Befunde damit den Eindruck, strukturierte Promotionen seien offener für Personen ohne akademische Bildungsherkunft als die traditionellen Formen der Individualpromotion. Bei relativer Betrachtungsweise, wie Neumeyer sie in seiner Replik annimmt, kommt man unter Verwendung alternativer Ungleichheitsmaße aber größtenteils zu anderen Schlüssen. Statt der Übergangsquoten unterschiedlicher Herkunftsgruppen untersucht er in seinen bivariaten Analysen zunächst die Herkunftsquoten innerhalb der verschiedenen formalen Promotionsformen (Neumeyer 2022). Dabei zeigt sich, dass die ungleichen Übergangsquoten aus de Vogel (2017) tatsächlich nicht in dementsprechend ungleichen Herkunftsquoten resultieren. Demnach sind Personen mit promovierten Eltern proportional häufiger innerhalb der strukturierten Promotionsund Stipendienprogramme vertreten als in Individualpromotionen. Personen ohne akademische Bildungsherkunft sind im Vergleich am stärksten innerhalb freier Promotionen zu finden. Die Berechnung von OR, RRR und anhand der Randverteilung der Promotionsformen relativierter AME (AMErel) zeichnet ein übereinstimmendes Bild erhöhter Herkunftsungleichheiten beim Zugang zu strukturierten Promotionsund Stipendienprogrammen (Neumeyer 2022). Eine Reanalyse der Effektzerlegung anhand der AMErel (Neumeyer 2022) kommt mit Blick auf die Bedeutung herkunftsspezifischer Fächerwahlen und bestehender Elternschaften im Kern zu gleichen Schlüssen wie in der Ausgangsstudie. Bei Betrachtung proportionaler Chancenungleichheiten tragen Leistungsunterschiede sowie Differenzen in der Ausübung studentischer Hilfskrafttätigkeiten mehr zur Entstehung der Herkunftsungleichheiten in strukturierten Promotionsund Stipendienprogrammen bei als bei Individualpromotionen. Ergänzend findet Neumeyer, dass der durch die Modellvariablen nicht erklärte Anteil des Herkunftsunterschieds bei relativer Operationalisierung in strukturierten Promotionsund Stipendienprogrammen größer ausfällt als bei Individualpromotionen. 3.2 Geschlechtereffekte bei relativer Betrachtung Analog zur Bestimmung der Herkunftsungleichheiten erfolgte in der Ausgangsstudie die Berechnung von Geschlechterunterschieden beim Zugang zu individuellen K 120 S. de Vogel und strukturierten Promotionen. Bei einem Vergleich der Übergangsquoten von Absolventinnen und Absolventen in die formalen Promotionsformen (de Vogel 2017, S. 451) wurde zunächst ersichtlich, dass Frauen in allen Promotionsformen signifikant seltener eine Promotion aufnehmen als Männer. Beim Übergang in strukturierte Promotionen und Stipendienprogramme, aber auch in freie Promotionen, erwiesen sich die Geschlechterdifferenzen als deutlich geringer als beim Zugang zu Promotionen im Rahmen von Anstellungen als wissenschaftlich Mitarbeitende. Unter Kontrolle der Bildungsherkunft und des Alters ergab sich in der multinomialen logistischen Regressionsanalyse (de Vogel 2017, S. 452) bei Schätzung von AMEs ein deutlicher Nachteil von Frauen hinsichtlich der Promotionsaufnahme im Rahmen von Anstellungen als wissenschaftlich Mitarbeitende. Bei strukturierten Promotionsund Stipendienprogrammen ließ sich ebenso wie bei freien Promotionen kein signifikanter Einfluss des Geschlechts nachweisen. Die Effektdekomposition der Geschlechterdifferenzen zuungunsten von Frauen erfolgte anhand der AME und beschränkte sich auf die Ungleichheiten, die beim Zugang zu Promotionen im Rahmen von Anstellungen als wissenschaftlich Mitarbeitende bestehen (de Vogel 2017, S. 459f.). Der größte Erklärungsbeitrag ging auf geschlechtsspezifische Studienfachentscheidungen zurück. Studentische Hilfskrafttätigkeiten tragen ebenso wie eine Elternschaft zur Entstehung der Geschlechterdifferenzen bei. Leistungsunterschiede zwischen Frauen und Männern hatten entgegen der Erwartung keinen Mediatoreffekt. Zusammenfassend gelangte ich anhand absoluter Ungleichheitsmaße zu dem Schluss, dass strukturierte Promotionsund Stipendienprogramme im Vergleich zu Anstellungen als wissenschaftlich Mitarbeitende auch mit Blick auf das Geschlecht weniger selektiv seien. Analog zu Neumeyers Vorgehen zur Bestimmung proportionaler Herkunftsungleichheiten habe ich im Folgenden die in der Ausgangsstudie untersuchten Geschlechterunterschiede beim Übergang in individuelle und strukturierte Promotions50,13 52,03 42,18 46,23 49,87 47,97 57,82 53,77 0% 20% 40% 60% 80% 100% strukturierte Prom./ Spendienprog. freie Promoon wiss. Mitarbeitende Promoon insgesamt Absolvennnen Absolventen Abb. 1 Geschlechterquoten in Promotionsformen. (p< 0,001; N= 3406, gewichtete Daten. DZHW-Absolventenpanel 2005.2, eigene Berechnungen, analog Neumeyer (2022;Tab.3)) K Soziale Selektivität individueller und strukturierter Promotionsformen revisited 127 des Analysesamples auf Personen, die zum Zeitpunkt der Erstbefragung einen zur Promotion qualifizierenden Universitätsabschluss erreicht haben, resultiert sodann in für multivariate Analysen zu geringe Fallzahlen. Bis die Datenlage solche Analysen erlauben, könnten experimentelle Analysedesigns, z.B. auf Ebene der Hochschulen, vielversprechende Befunde liefern. K 128 S. de Vogel 5 Anhang Tab. 2 Multinomiale logistische Regression der Aufnahme einer Promotion als 1) wissenschaftlich mitarbeitende Person 2) in freier Form und 3) in einem strukturierten Promotionsoder Stipendienprogramm bis zu 5 Jahre nach Studienabschluss, Ref: keine Promotionsaufnahme (RRR; robuste Standardfehler in Klammern) Modell 1 Modell 2 Modell 3 Modell 4 Modell 5 Modell 6 WFSWFSWFSWFSW F S W F S Männlich (Ref.) Weiblich 0,46*** (0,049) 0,74* (0,108) 0,57* (0,135) 0,43*** (0,046) 0,68** (0,099) 0,55* (0,128) 0,50*** (0,055) 0,75 (0,109) 0,64 (0,151) 0,50*** (0,056) 0,82 (0,123) 0,62* (0,148) 0,48*** (0,059) 0,56** (0,102) 0,48** (0,124) 0,57*** (0,076) 0,62* (0,115) 0,56* (0,145) Kein akad. Elternhaus (Ref.) HSA im Elternhaus 1,43** (0,167) 1,24 (0,204) 1,56 (0,406) 1,18 (0,142) 1,07 (0,178) 1,22 (0,334) 1,31* (0,155) 1,21 (0,201) 1,39 (0,364) 1,55*** (0,188) 1,35 (0,227) 1,67* (0,436) 1,31* (0,168) 1,13 (0,218) 1,53 (0,399) 1,11 (0,158) 1,05 (0,206) 1,18 (0,323) Promotion im Elternhaus 3,62*** (0,571) 3,25*** (0,673) 4,53*** (1,506) 2,80*** (0,465) 2,71*** (0,565) 3,26** (1,150) 3,47*** (0,580) 3,21*** (0,669) 4,28*** (1,442) 3,34*** (0,560) 3,01*** (0,648) 4,23*** (1,414) 2,59*** (0,475) 1,76* (0,449) 3,87*** (1,330) 1,75** (0,366) 1,23 (0,329) 2,29* (0,856) Examensnote (z-stand. je Fächergruppe) – – – 0,66*** (0,044) 0,73*** (0,064) 0,57** (0,109) – – – – – – – – – 0,57*** (0,044) 0,60*** (0,056) 0,54*** (0,089) Abiturnote (zstand.) – – – 0,55*** (0,035) 0,65*** (0,054) 0,51*** (0,089) – – – – – – – – – 0,73*** (0,052) 0,80* (0,071) 0,63** (0,099) K Soziale Selektivität individueller und strukturierter Promotionsformen revisited 129 Tab. 2 (Fortsetzung) Modell 1 Modell 2 Modell 3 Modell 4 Modell 5 Modell 6 WFSWFSWFSWFSW F S W F S Studentische Hilfskraft – – – – – – 3,61*** (0,411) 1,32 (0,191) 5,10*** (1,369) – – – – – – 3,72*** (0,538) 1,81** (0,311) 5,22*** (1,534) Elternschaft (vor Prom.) – – – – – – – – – 0,10*** (0,021) 0,10*** (0,027) 0,17*** (0,076) – – – 0,10*** (0,025) 0,10*** (0,031) 0,19*** (0,087) Geisteswiss. (Ref.) Ingenieurwiss. – – – – – – – – – – – – 3,22*** (0,691) 0,30** (0,113) 0,11** (0,084) 3,07*** (0,684) 0,29** (0,111) 0,10** (0,078) Math., Info., Naturwiss. – – – – – – – – – – – – 7,86*** (1,531) 0,42* (0,141) 1,79 (0,541) 8,14*** (1,636) 0,43* (0,146) 1,81 (0,585) Wirtschaftsu. Sozialwiss. ––– – – – ––– ––– 1,11 (0,267) 0,64 (0,179) 0,64 (0,260) 1,29 (0,312) 0,69 (0,191) 0,77 (0,308) Rechtswiss. – – – – – – – – – – – – 2,54** (0,748) 2,95*** (0,844) 1,39 (0,631) 4,07*** (1,284) 3,30*** (0,994) 2,68* (1,208) Medizin – – – – – – – – – – – – 118,61*** (33,876) 96,29*** (27,301) 19,74*** (8,253) 184,95*** (57,491) 131,05*** (41,119) 34,12*** (14,909) Sonstige ––– – – – ––– ––– 0,47* (0,150) 1,20 (0,491) 0,63 (0,389) 0,51* (0,172) 1,20 (0,477) 0,77 (0,497) Alter (z-stand.) 0,74*** (0,048) 1,01 (0,062) 0,54** (0,110) 0,88* (0,052) 1,09 (0,063) 0,66* (0,124) 0,71*** (0,051) 1,00 (0,062) 0,49** (0,110) 0,85* (0,059) 1,16* (0,081) 0,61* (0,125) 0,74*** (0,058) 0,92 (0,086) 0,55** (0,109) 0,94 (0,081) 1,10 (0,104) 0,65* (0,141) Pseudo R20,04 0,09 0,07 0,10 0,21 0,32 WPromotionen im Rahmen von Anstellungen als wissenschaftlich Mitarbeitende, Ffreie Promotion, Sstrukturierte Promotion/Stipendienprogramm ***p< 0,001, **p< 0,01, *p< 0,05; N= 3406; gewichtete Daten; DZHW-Absolventenpanel 2005.2, eigene Berechnungen K 130 S. de Vogel Tab. 3 Geschlechterquoten in den Fächergruppen (Anteile in Prozent) Männlich Weiblich Geisteswissenschaften 23,9 76,1 Ingenieurwissenschaften 76,1 23,9 Mathematik, Informatik, Naturwiss. 50,1 49,9 Wirtschaftsund Sozialwiss. 54,2 45,8 Rechtswissenschaften 49,8 50,2 Medizin 45,3 54,7 Sonstige 41,9 58,1 Zeilenprozente; Chi2-Test, p< 0,001; N= 3406; gewichtete Daten; DZHW-Absolventenpanel 2005.2, eigene Berechnungen Tab. 4 Fächerquoten in den formalen Promotionsformen (Anteile in Prozent) Wiss. Mitarbeitende Freie Promotion Strukt. Promotion/ Stipendienprogramm Keine Promotion Geisteswissenschaften 9,2 19,7 28,1 35,5 Ingenieurwissenschaften 11,9 2,2 1,2 9,7 Math., Info., Naturwiss. 37,5 4,0 26,7 14,7 Wirtschaftsu. Sozialwiss. 8,0 9,6 14,0 22,4 Rechtswissenschaften 6,2 13,7 11,1 6,9 Medizin 25,8 43,2 13,2 0,7 Sonstige 1,4 7,6 5,8 10,0 Spaltenprozente; Chi2-Test, p< 0,001; N= 3406; gewichtete Daten; DZHW-Absolventenpanel 2005.2, eigene Berechnungen Funding Open Access funding enabled and organized by Projekt DEAL. Open Access Dieser Artikel wird unter der Creative Commons Namensnennung 4.0 International Lizenz veröffentlicht, welche die Nutzung, Vervielfältigung, Bearbeitung, Verbreitung und Wiedergabe in jeglichem Medium und Format erlaubt, sofern Sie den/die ursprünglichen Autor(en) und die Quelle ordnungsgemäß nennen, einen Link zur Creative Commons Lizenz beifügen und angeben, ob Änderungen vorgenommen wurden. Die in diesem Artikel enthaltenen Bilder und sonstiges Drittmaterial unterliegen ebenfalls der genannten Creative Commons Lizenz, sofern sich aus der Abbildungslegende nichts anderes ergibt. Sofern das betreffende Material nicht unter der genannten Creative Commons Lizenz steht und die betreffende Handlung nicht nach gesetzlichen Vorschriften erlaubt ist, ist für die oben aufgeführten Weiterverwendungen des Materials die Einwilligung des jeweiligen Rechteinhabers einzuholen. Weitere Details zur Lizenz entnehmen Sie bitte der Lizenzinformation auf http://creativecommons.org/ licenses/by/4.0/deed.de. Interessenkonflikt S. de Vogel erklärt, dass sie keine Interessenkonflikte bzw. konkurrierenden Interessen hat. K Soziale Selektivität individueller und strukturierter Promotionsformen revisited 131 Literatur Ambrasat, Jens, und Jakob Tesch. 2017. Structured Diversity—The changing landscape of doctoral training in Germany after the introduction of structured doctoral programs. 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