Konsum im Kaiserreich: Eine statistisch-analytische Untersuchung privater Haushalte im wilhelminischen Deutschland 9783050049878, 9783050089997

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Hendrik K. Fischer Konsum im Kaiserreich

JAHRBUCH FÜR WIRTSCHAFTSGESCHICHTE BEIHEFT 15 Im Auftrag der Herausgeber des Jahrbuchs für Wirtschaftsgeschichte herausgegeben von Reinhard Spree

Hendrik K. Fischer

Konsum im Kaiserreich Eine statistisch-analytische Untersuchung privater Haushalte im wilhelminischen Deutschland

Akademie Verlag

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Meinen Eltern Marlene und Klaus Fischer

Inhaltsverzeichnis

Vorwort

19

1. Einleitung

21

2. Theorien und Methoden 2.1. Das Konzept der „Meta-Analyse“ . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 2.2. Methodik der Clusteranalyse . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 2.2.1. Agglomerativ-hierarchische Verfahren der Clusteranalyse . . . . 2.2.2. Partitionierende nicht-hierarchische Verfahren der Clusteranalyse 2.3. Das Konsummuster als Kategorie sozialer Ungleichheit . . . . . . . . . .

49 49 53 54 55 60

3. Haushaltsrechnungen als sozialhistorische Quelle 3.1. Historische Entwicklung der Quellengattung „Haushaltsrechnung“ . . . . 3.2. Verschiedene Arten von Haushaltsrechnungen – Versuch einer Klassifikation 3.2.1. Theoretische Rekonstruktion des privaten Verbrauchs . . . . . . . 3.2.2. Empirische Erforschung des Konsums von Privathaushalten . . .

65 67 79 81 85

4. Der Kölner Datensatz 4.1. Die Entstehung des Datensatzes . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 4.1.1. Auffinden aller thematisch einschlägigen Studien . . . . . . . . 4.1.2. Homogenisierung und Zusammenführung der Daten . . . . . . 4.1.3. Selektion der integrierbaren Fälle . . . . . . . . . . . . . . . . 4.1.4. Heterogenität der Quellengrundlage . . . . . . . . . . . . . . . 4.2. Der Datensatz in seinen Dimensionen . . . . . . . . . . . . . . . . . . 4.2.1. Organisation des Datensatzes . . . . . . . . . . . . . . . . . . 4.2.2. Geographische Dimension . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 4.2.2.1. Identifikation des geographischen Ortes . . . . . . . 4.2.2.2. Zuordnung zur Verwaltungssystematik . . . . . . . . 4.2.2.3. Industrialisierung und Urbanisierung – der regionale Entwicklungsstand . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 4.2.2.4. Kategorisierung des Wohnortes – das lokale Umfeld . 4.2.3. Haushaltsstruktur . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 4.2.4. Beruf, Stand und Klasse . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

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4.2.4.1. Klassifikation der Berufsangaben: das HISCO-Schema 118 4.2.4.2. Zusatzinformationen ergänzend zur Berufskategorie . . 123 4.2.4.3. Einordnung in Strukturen gesellschaftlicher Ungleichheit125 4.2.4.4. Traditionelle Klassifikation nach der Stellung im Beruf 129 4.2.5. Haushaltseinkommen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 131 4.2.5.1. Variablen für monetäre Einkünfte . . . . . . . . . . . . 131 4.2.5.2. Umgang mit Naturalentlohnung, Eigenproduktion, Kreditaufnahme und Ersparnis . . . . . . . . . . . . . . . 135 4.2.6. Haushaltsausgaben . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 138 4.2.7. Saldo . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 145 4.3. Repräsentativität des Datensatzes . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 148 4.3.1. Methodische Vorüberlegungen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 151 4.3.2. Zeitliche Verteilung . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 154 4.3.3. Geographische Verteilung . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 155 4.3.4. Verteilung nach der Haushaltsgröße . . . . . . . . . . . . . . . . 161 4.3.5. Verteilung nach dem Wohlstand . . . . . . . . . . . . . . . . . . 162 4.3.6. Verteilung nach Stellung im Beruf und sozialer Schichtung . . . . 167 4.3.7. Abschließende Begutachtung . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 170 5. Der gesamtwirtschaftliche private Verbrauch 173 5.1. Analyse der durchschnittlichen Konsumstruktur . . . . . . . . . . . . . . 173 5.2. Untersuchung von „Engelkurven“-Zusammenhängen . . . . . . . . . . . 176 6. Clusteranalytische Untersuchung der Konsumstrukturen 6.1. Methodik und Durchführung der Clusteranalyse . . . . . 6.1.1. Auswahl der in der Analyse aktiven Variablen . . 6.1.2. Algorithmus und Distanz- bzw. Ähnlichkeitsmaß 6.1.3. Bestimmung der Clusteranzahl . . . . . . . . . . 6.1.4. Ergebnis der Clusteranalyse und seine Evaluation 6.1.4.1. Mittelwerte und Streuung . . . . . . . 6.1.4.2. Signifikanz der Clusterbildung . . . . 6.2. Vom Cluster zum Konsummuster . . . . . . . . . . . . . 6.2.1. Inhaltliche Begutachtung der Clusterlösung . . . 6.2.2. Überprüfung auf Binnendifferenzierungen . . . . 6.2.3. Klassifikation der Konsummuster . . . . . . . .

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7. Konsummuster im Kaiserreich 7.1. Grundbedarffixierter Konsumtypus . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 7.1.1. Ernährungszentrierter Konsum (Cluster 1 und 2.1) . . . . . . . 7.1.2. Notdürftiger Konsum kinderreicher oder leichtlebiger Haushalte (Cluster 2.2) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 7.1.3. Auskömmlicher Konsum (Cluster 2.3) . . . . . . . . . . . . . .

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185 185 186 192 193 195 195 197 203 203 205 206

213 . 213 . 214 . 225 . 229

7.2. Gehobener Konsumtypus . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 7.3. Komfortabler Konsumtypus . . . . . . . . . . . . . . . . . . 7.3.1. Bildungsbeflissener Konsum (Cluster 7 und 9) . . . 7.3.2. Freizeitbezogener Konsum (Cluster 8) . . . . . . . . 7.4. Luxuriöser Konsumtypus . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 7.5. Bestimmungsfaktoren für die Entstehung der Konsummuster 8. Fazit

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232 241 243 249 252 256 263

Anhang 279 A. Tabellenanhang . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 279 B. Kommentiertes Quellenverzeichnis . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 351

Tabellenverzeichnis

4.1 4.2 4.3 4.4 4.5 4.6 4.8 4.9 4.11 4.12 4.13 4.14 4.15 4.16 4.17 4.18 4.21 4.22 4.23 4.24 4.25 4.26 4.27 4.28 4.29 4.30 4.31 5.1 5.2

Gründe für Aussonderung von Daten . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 95 Häufigkeiten von Quellentypen . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 99 Umfang der Quellen des Datensatzes . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 100 Codeliste – Kennzeichnung der Fälle (A.1–A.11) . . . . . . . . . . . . . 104 Erhebungshäufigkeit in Jahren (Variable ZAHLJAHR) . . . . . . . . . . . 106 Codeliste – Geographische Dimension (B.1–B.12) . . . . . . . . . . . . . 108 Codeliste – Haushaltsstruktur (C.1–C.5) . . . . . . . . . . . . . . . . . . 116 Codeliste – Dimension Beruf, Stand, Klasse (D.1–D.16) . . . . . . . . . 117 Konstruktion der HISCLASS-Klassifikation sozialer Ungleichheit . . . . 126 Kategorisierung nach der Berufsstellung (Variable BERUF) . . . . . . . . 130 Codeliste – Einnahmen (E.1–E.18) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 132 Häufigkeit des Vorkommens bestimmter Einnahmequellen . . . . . . . . 134 Codeliste – Ausgaben (F.1–F.21) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 139 Zusammensetzung der Ausgabenvariablen . . . . . . . . . . . . . . . . . 141 Codeliste – Saldo (G.1) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 145 Absolute Ersparnis und Sparquote (Variable SALDO) . . . . . . . . . . . 147 Zeitliche Häufigkeitsverteilung der Fälle des Datensatzes . . . . . . . . . 154 Territoriale Häufigkeitsverteilung der Haushalte (Variable STAAT) . . . . 156 Häufigkeitsverteilung der Haushalte nach dem regionalen Modernisierungsgrad (Variable ZONE) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 159 Häufigkeit der Wohnorte nach Ortsgröße (Variable ORTSTYP) . . . . . . . 160 Verteilung nach der Haushaltsgröße (Variable ANZAHL) . . . . . . . . . . 162 Durchschnittliche Haushaltseinkommen 1871–1913 . . . . . . . . . . . . 163 Häufigkeitsverteilung der Haushalte nach der Höhe ihres Gesamteinkommens166 Häufigkeitsverteilung der Haushalte nach der Höhe ihres Gesamteinkommens (nur Haushalte mit Einkommen über 900 Mark) . . . . . . . . . . . 166 Zusammensetzung des Datensatzes nach Wirtschaftssektoren . . . . . . . 168 Zusammensetzung des Datensatzes hinsichtlich der sozialen Schichtung (Variablen HISCLASS und BERUF) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 169 Vergleich der Repräsentanz-Qualität verschiedener Kategorien . . . . . . 170 Vergleich der durchschnittlichen Ausgabenstruktur der Haushalte des Datensatzes mit gesamtwirtschaftlichen Verbrauchsdaten . . . . . . . . . . . 174 Ausgaben in Grobkategorien nach Höhe des Haushaltsbudgets . . . . . . 178

5.3

Nachfrageelastizitäten εXi bezüglich Einkommen (βi ) und Haushaltsgröße (γi ) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 180 6.1 Ausgabenvariablen mit Anzahl ihrer gültigen Fälle . . . . . . . . . . . . 187 6.2 Teststatistiken zur Bestimmung der Clusteranzahl . . . . . . . . . . . . . 193 6.3 Ergebnis des S CHEFFÉ-Tests . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 199 6.4 Verteilung der Fälle der aufgelösten Cluster 5 und 10 . . . . . . . . . . . 202 6.5 Unähnlichkeitsmatrix der Konsummuster . . . . . . . . . . . . . . . . . 207 A.1 Städte und Gemeinden im Datensatz (Variable ORT) . . . . . . . . . . . . 280 A.2 Wertlabels der Variable STAAT . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 283 A.3 Wertlabels der Variable PROVINZ . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 283 A.4 Wertlabels der Variable REGBEZ . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 284 A.5 Wertlabels der Variablen KREIS und KREISSYS . . . . . . . . . . . . . . 285 A.6 Zuordnung der Regierungsbezirke des Datensatzes zu denen des Jahres 1939293 A.7 F RANK’scher Modernisierungsindex für 1859–1914 . . . . . . . . . . . . 297 A.8 Berufsklassifikationsschema HISCO, Minor Groups . . . . . . . . . . . . 302 A.9 Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und HISCLASS . . . . 305 A.10 HISCLASS-Klassifikation und Berufsstellung (Variable BERUF) . . . . . . 324 A.11 Privathaushalte und deren Einkommen im Deutschen Reich 1871–1913/14 325 A.12 Mittelwerte der rohen 10-Cluster-Lösung . . . . . . . . . . . . . . . . . 327 A.13 Mittelwerte der überarbeiteten endgültigen Clusterlösung . . . . . . . . . 328 A.14 Gesamtausgabenvolumen nach Konsummustern (absolut) . . . . . . . . . 329 A.15 Gesamtausgabenvolumen nach Konsummustern (prozentual) . . . . . . . 330 A.16 Einnahmequellen und deren Anteil an den Gesamteinnahmen nach Konsummustern . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 331 A.17 Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 1 . . . . . . . . . . 332 A.18 Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 2.1 . . . . . . . . . 332 A.19 Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 2.2 . . . . . . . . . 333 A.20 Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 2.3 . . . . . . . . . 333 A.21 Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 2.4 . . . . . . . . . 334 A.22 Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 3 . . . . . . . . . . 334 A.23 Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 4 . . . . . . . . . . 335 A.24 Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 6 . . . . . . . . . . 335 A.25 Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 7 . . . . . . . . . . 335 A.26 Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 8 . . . . . . . . . . 336 A.27 Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 9 . . . . . . . . . . 336 A.28 Zeitliche Verteilung der Haushalte nach Konsummustern . . . . . . . . . 337 A.29 Geographische Verteilung der Haushalte nach Konsummustern . . . . . . 338 A.30 Wohnortgröße nach Konsummustern . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 339 A.31 Regionaler Modernisierungsgrad nach Konsummustern . . . . . . . . . . 340 A.32 Haushaltsgröße nach Konsummustern . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 341 A.33 Kinderzahl nach Konsummustern . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 342

A.34 A.35 A.36 A.37 A.38 A.39 A.40 B.41 B.42 B.43 B.44 B.46 B.47 B.48 B.49 B.50

Familienfremde Personen im Haushalt nach Konsummustern . . . . . . . HISCLASS-Kategorien nach Konsummustern . . . . . . . . . . . . . . . . Berufsstellung nach Konsummustern (absolut) . . . . . . . . . . . . . . . Berufsstellung nach Konsummustern (prozentual) . . . . . . . . . . . . . Sparverhalten nach Konsummustern . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Korrelationen zwischen den Konsummustern und verschiedenen Dimensionen des Datensatzes . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Zeitliche Veränderung der Zuordnung von Berufsstellungen zu den Konsummustern . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Variablenkonkordanz QUELLE 39 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Variablenkonkordanz QUELLE 49, (nur Ausgaben) . . . . . . . . . . . . . Variablenkonkordanz QUELLE 56, (nur Ausgaben) . . . . . . . . . . . . . Variablenkonkordanz QUELLE 57 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Konkordanz von Kölner und Berliner Datensatz (1) . . . . . . . . . . . . Konkordanz von Kölner und Berliner Datensatz (2) . . . . . . . . . . . . Variablenkonkordanz QUELLE 142 (Ausgaben) . . . . . . . . . . . . . . Variablenkonkordanz QUELLE 146 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Variablenkonkordanz QUELLE 150 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

343 344 345 346 347 348 349 371 377 380 383 409 410 422 427 430

Abbildungsverzeichnis

3.1 4.1 5.1 6.1 6.2 6.3 7.1 7.2 7.3 7.4 7.5 7.6 7.7 7.8 8.1 8.2

Methoden und Begriffe der Haushaltsstatistik . . . . . . . . . . . . . . . Verteilung der Haushalte über das Reichsgebiet . . . . . . . . . . . . . . Streuung nach Wohlhabenheit (E NGELs Kriterium) . . . . . . . . . . . . Screediagramm zur Bestimmung der Clusteranzahl . . . . . . . . . . . . Mittelwertdifferenzen der Ausgaben für Grundbedürfnisse . . . . . . . . Dendrogramm einer Konsummuster-Klassifikation . . . . . . . . . . . . Konsumstrukturen der Haushalte in Cluster 1 und 2.1 . . . . . . . . . . . Konsumstrukturen der Haushalte in Cluster 2.2 . . . . . . . . . . . . . . Konsumstrukturen der Haushalte in Cluster 2.3 . . . . . . . . . . . . . . Konsumstrukturen der Haushalte in Cluster 2.4 und 3 . . . . . . . . . . . Konsumstrukturen der Haushalte in Cluster 4 . . . . . . . . . . . . . . . Konsumstrukturen der Haushalte in Cluster 7 und 9 . . . . . . . . . . . . Konsumstrukturen der Haushalte in Cluster 8 . . . . . . . . . . . . . . . Konsumstrukturen der Haushalte in Cluster 6 . . . . . . . . . . . . . . . Verteilung der Konsummuster hinsichtlich Gesamtausgaben und Anteil der Nahrungsmittel . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . Verteilung der Arbeiter und Beamten/Angestellten auf die Konsummuster (in Prozent der Berufskategorien) . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .

81 111 183 194 200 209 215 225 229 233 237 244 249 253 264 269

Vorwort

Eine Dissertation soll die Fähigkeit des Autors zum selbständigen wissenschaftlichen Arbeiten unter Beweis stellen. Dass „selbständig“ aber wohl niemals „alleinig“ bedeutet, wird wohl nahezu jeder bestätigen wollen, der sich einmal an ein solch langwieriges Projekt herangewagt hat. So sehr natürlich die Verantwortung für das Werk beim Autor verbleibt, so wenig kann und sollte man verhehlen, wie viele andere an seiner Entstehung direkt oder indirekt beteiligt waren. Und so ist es mir keineswegs nur eine lästige Pflicht sondern ein ehrliches Bedürfnis denen zu danken, die mir in unterschiedlichen Phasen des Entstehens dieser Arbeit geholfen oder mich unterstützt haben. Für einen erfolgreichen Abschluss einer Dissertation ist die Atmosphäre sehr wichtig, in der sie entstehen kann. Hier fand ich am Kölner Seminar für Wirtschafts- und Sozialgeschichte unter Prof. Dr. Toni P IERENKEMPER sehr angenehme Bedingungen vor. Auf der einen Seite brachten Chef und Kollegen meiner Arbeit das notwendige Interesse entgegen, so dass sich zahlreiche fruchtbringende Diskussionen entspannen, die mir bei der Abfassung der Arbeit halfen. Auf der anderen Seite herrschte aber auch ein Klima der Freiheit, das es mir – gerade im letzten halben Jahr meiner Arbeit an der Dissertation, also in der „heißen Phase“ – ermöglichte, mich ganz darauf zu konzentrieren. Allen Kolleginnen und Kollegen möchte ich für die großartige Unterstützung aus vollem Herzen danken. Hervorheben möchte ich besonders meine Kolleginnen Diane DAMMERS, Tanja ROOS und Britta S TÜCKER, die das Entstehen der Arbeit von Beginn an verfolgten und mir mit ihren ebenso freundlichen wie kritischen Fragen und klugen Hinweisen mehr als einmal aus der Patsche halfen. Vielen herzlichen Dank, es war großartig, mit Euch zusammenzuarbeiten! Sehr wertvoll waren für mich auch die Stunden, die Jürgen S ENSCH vom Zentralarchiv für Historische Sozialforschung mir widmete. Ohne seinen fachlichen Beistand wäre mir der Umgang mit dem komplexen Verfahren der Clusteranalyse kaum möglich gewesen. In der absoluten Schlussphase vor Abgabe der Dissertationsschrift im Dezember 2008 war mir mein Kollege Dr. Sebastian S CHRADER mit seinen profunden Kenntnissen des Satzprogrammes LATEX eine unentbehrliche Hilfe. Dasselbe gilt auch für meine „Lektoren“ Dr. Alfred R ECKENDREES, Rainer J UNGBLUTH und Norbert WASEM, die dabei halfen, schlechte Formulierungen und Rechtschreibfehler auszumerzen. Danke Ihnen/Euch allen, dass ich mich auf Sie, auf Euch verlassen konnte! Im Verfahren der Promotion und auch im Zuge der daran anschließenden Veröffentlichung habe ich zahlreiche hilfreiche Hinweise erhalten, zu allererst von meinem Chef und Doktorvater Prof. Dr. Toni P IERENKEMPER und meinem Zweitgutachter Prof. Dr.

20 Rainer M ETZ. Beiden danke ich besonders herzlich, da ich ihnen die Dissertation im Dezember 2008 quasi unter den Weihnachtsbaum gelegt habe und sie sie sehr kurzfristig begutachteten. Danken möchte ich auch Prof. Dr. Eckart B OMSDORF, Köln, Prof. Dr. Margrit G RABAS, Saarbrücken, sowie Prof. Dr. Reinhard S PREE, Berlin, dem Herausgeber der Schriftenreihe „Beihefte des Jahrbuchs für Wirtschaftsgeschichte“, in der diese Arbeit erscheint. Ihnen allen ein herzliches Dankeschön für Ihre Anregungen, sie haben das Resultat spürbar verbessert! Ganz besonders danken möchte ich meiner Frau Lisa, einmal dafür, dass sie es auf sich nahm, die gesamte Rohfassung der Arbeit zu lektorieren. Darüber hinaus hat sie mir den Rücken freigehalten und mich auch in schwierigen und hektischen Situationen liebevoll aufgefangen. Lisa, Du weißt hoffentlich, wie wichtig das für mich war! Abschließend bleibt mir noch, mich bei den beiden Menschen zu bedanken, die nicht nur diese Arbeit sondern im wahrsten Sinne des Wortes mich selbst von Anfang an begleitet und unterstützt haben: meine Eltern Marlene und Klaus F ISCHER. Ihr tragt einen unendlich großen Anteil daran, dass ich der bin, der ich bin und auch daran, dass ich diese Dissertation verfassen und abschließen konnte. Damit meine ich nicht nur konkrete Hilfe, etwa beim Korrekturlesen – mein Vater darf schließlich für sich in Anspruch nehmen, der zweite Leser des gesamten Werkes gewesen zu sein – sondern durch die ganze Art, wie Ihr an mich geglaubt und mich aufgemuntert habt. Euch ist diese Arbeit gewidmet!

Hendrik K. Fischer Köln, im Dezember 2009

1. Einleitung „Wie alles sich zum Ganzen webt, Eins in dem andern wirkt und lebt!“1

Haushalt und Gesellschaft – im Spannungsfeld dieser beiden wichtigen Bezugsgrößen menschlichen Lebens bewegt sich die vorliegende Arbeit. Die eine stellt dabei als Mikroeinheit ein Element der anderen, der Makrogröße, dar. Dem Konzept dieser Arbeit liegt die Vorstellung zugrunde, dass sich die menschliche Gesellschaft aus ihren kleinsten Teilchen (nämlich den Haushalten) zusammensetzt, deren Anordnung von der Sozialstruktur, verstanden als einem „Wirkungszusammenhang sozialer Kräfte“,2 bestimmt wird. Jeder dieser als Gesellschafts-Teilchen betrachteten Haushalte ist in gewisser Weise individuell und weist dennoch Ähnlichkeiten mit anderen auf. Ähnlichkeiten und Unterschiede bestehen in gewissen Eigenschaften, ökonomisch betrachtet etwa in der Höhe des verfügbaren Einkommens oder in Art und Ausmaß des Konsums. In ihrer Gesamtheit prägen die einzelnen Bestandteile das Bild einer Gesellschaft. Um diesen Zusammenhang zwischen Mikro- und Makroebene geht es in dieser Arbeit. Die ihr zugrunde liegende Kernidee ist, auf der Basis eines Datensatzes von fast 4.000 Haushaltsrechnungen aus der Zeit des zweiten Deutschen Reiches, also Anschreibungen der Haushalte über die jährlichen Ausgaben für verschiedene Zwecke, zu erforschen, wie sich die einzelnen darin versammelten Haushalte aller sozialen Schichten hinsichtlich ihrer Konsumstruktur ähneln oder unterscheiden. So soll ein Bild der unterschiedlichen Typen von Konsummustern entstehen, die sich in der Gesellschaft jener Epoche fanden, und versucht werden, zu identifizieren, welche Haushalte welchem Konsummuster zuneigten. Die Frage nach den strukturierenden Momenten sozialer Ungleichheit, wie sie sich im Konsumverhalten zeigt, ist bei weitem nicht nur von historischem Interesse.3 Schließlich darf man nicht außer Acht lassen, dass jede menschliche Gesellschaft nicht aus sich selbst heraus entstanden ist, sondern sich in ihrem Wandel in der Geschichte zurückverfolgen lässt. Trotz der zahlreichen historischen Brüche, die unsere heutige Gesellschaft von derjenigen des Kaiserreiches trennen, ist die Struktur der gesellschaftlichen Gegenwart kaum zu durchdringen ohne die Entwicklungslinien zu kennen. Ohne den historischen Hintergrund lassen sich mögliche subtile Kontinuitäten im Verhalten der Menschen oder aber durch etwaige Gegenbewegungen hervorgerufene Verhaltensänderungen nicht entschlüsseln. 1 2 3

Johann Wolfgang von Goethe, Faust. Der Tragödie erster Teil, Vers 447–448. Friedrich Fürstenberg, Die Sozialstruktur der Bundesrepublik Deutschland, 3. Auflage. Opladen 1974, S. 10. Vgl. hierzu etwa Rainer Geißler, Die Sozialstruktur Deutschlands. Zur gesellschaftlichen Entwicklung mit einer Zwischenbilanz zur Vereinigung, 3. Auflage. Opladen 2002, S. 21.

22 Insofern besitzen die Ergebnisse dieser Arbeit Relevanz auch für die Bewertung der deutschen Gesellschaft, wie sie sich uns heute zeigt.4 Den Bezugsrahmen, das Makrosystem, dessen Bild mit Hilfe der „Bausteinchen“ zusammengepuzzelt werden soll, stellt für diese Arbeit also die Gesellschaft des wilhelminischen Kaiserreiches 1871 bis 1914 dar. Die räumliche Fokussierung auf das Reichsgebiet erscheint aus zwei Gründen sinnvoll: Erstens stellt das Deutsche Reich trotz aller regionaler Differenzen einen politisch-kulturellen Bezugsrahmen dar, der, abgegrenzt von den anderen Nationalstaaten Europas, eine eigene Untersuchung rechtfertigt. Zweitens erhält man durch die Wahl des gesamten Reiches als Untersuchungsgebiet die breiteste Überlieferung statistischer Daten. Ein engerer Fokus, beispielsweise auf einen Staat wie Preußen, eine einzelne Region oder gar eine Stadt, wäre möglich gewesen, aber nur um den Preis einer bedauerlichen Einschränkung der ohnehin nicht allzu üppigen Quellenbasis. Für die zeitliche Eingrenzung finden sich zahlreiche politische wie auch wirtschaftliche Argumente. Kursorisch sollen hier nur zwei genannt werden: Erstens stellte das Kaiserreich bis 1914 eine Phase politischer Stabilität dar, in der sich weder Grenzen verschoben, noch Kriege die gesellschaftliche Struktur durcheinanderwirbelten. Zweitens war es trotz gewisser konjunktureller Schwankungen eine Phase weitgehend ungestörter wirtschaftlicher Entwicklung – man vergleiche nur diese 44 Jahre (1871–1914) mit den darauf folgenden 35 Jahren (1914–1949).5 Als kleiner Beleg mag an dieser Stelle nur die geringe durchschnittliche Preissteigerungsrate von etwa 0,5% im Jahr dienen.6 Kurz zusammengefasst ist es also das Ziel dieser Arbeit, eine Vorstellung von der sozialen Realität der Gesellschaft des Kaiserreiches zu entwickeln anhand des Ausgabebzw. Konsumverhaltens ihrer Privathaushalte. Welcher Gestalt sind nun die passenden Bezugsgrößen, um diesen Zusammenhang herstellen zu können? Beide Begriffe, Haushalt und Gesellschaft, sind ebenso vielschichtig wie unbestimmt, so dass sie einer Erläuterung und Zuspitzung bedürfen, um sie überhaupt in einer empirischen Arbeit einsetzen zu können. Zunächst einmal muss auf der Mikroebene die Frage erörtert werden, weshalb hier der Haushalt und nicht der kleinstmögliche Baustein einer Gesellschaft, der einzelne Mensch, 4

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Interessant ist in diesem Zusammenhang Jörg RÖSSELs neuere soziologische Arbeit, die bewusst die historische Dimension mit in den Blick nimmt (Jörg Rössel, Plurale Sozialstrukturanalyse. Eine handlungstheoretische Rekonstruktion der Grundbegriffe der Sozialstrukturanalyse, Wiesbaden 2005 (zugl. Habil., Berlin 2005)). Zumindest in dieser Grundaussage herrscht zwischen den verschiedenen Erklärungshypothesen des wirtschaftlichen Wachstums in Deutschland Einigkeit. Vgl. hierzu Rainer Metz, Trend, Zyklus und Zufall. Bestimmungsgründe und Verlaufsformen langfristiger Wachstumsschwankungen, Stuttgart 2002 (zugl. Habil., St. Gallen 1996), S. 13–97. Für den Zeitraum 1871 bis 1913 weisen sowohl der von H OFFMANN und seinen Mitarbeitern bei der Deflationierung des Nettosozialproduktes verwendete Preisindex des privaten Verbrauchs mit 0,54% p. a. (Walther G. Hoffmann, Das Wachstum der deutschen Wirtschaft seit der Mitte des 19. Jahrhunderts, Berlin/Heidelberg/New York 1965, S. 599 und 601) als auch der von G ÖMMEL zur Errechnung des Reallohns verwendete Lebenshaltungsindex mit 0,53% p. a. eine ähnliche durchschnittliche Inflationsrate aus (Rainer Gömmel, Realeinkommen in Deutschland. Ein internationaler Vergleich (1810–1914), Nürnberg 1979, S. 27–29).

23 als Untersuchungsgegenstand gewählt wurde. So grundsätzlich die Frage erscheint, so schlicht ist die Antwort: Diese Arbeit nimmt als wirtschaftshistorische Arbeit eine ökonomische Perspektive ein. Deshalb wählt sie als Mikroeinheit die kleinste Einheit, deren Existenz ökonomisch erkennbar und statistisch mit sinnvollem Aufwand erfassbar ist, eben den privaten Haushalt. „Die Haushalte entscheiden darüber, welche Güter sie in welchen Mengen nachfragen wollen. Diese Konsumentscheidung legt also fest, wie die Haushalte ihr Einkommen verwenden.“7 Diese zunächst einmal für den abstrakten Haushaltsbegriff der Ökonomie getroffene Aussage erscheint auch für die in der Realität auffindbaren Haushalte sinnvoll: Denn der Mensch wirtschaftet zumeist nicht allein, sondern im Verbund mit den anderen Individuen, mit denen er etwa Wohnung und Nahrung teilt, mit seinen Haushaltsgenossen. Trotz der Zunahme von Single-Haushalten trifft dies auch heutzutage nach wie vor zu, für die in dieser Arbeit betrachtete Epoche des späten 19. und frühen 20. Jahrhunderts gilt es umso mehr. Deshalb sind die ökonomischen Entscheidungen des einzelnen Menschen nicht direkt empirisch fassbar, die der privaten Haushalte sind es jedoch mittels der hier genutzten Wirtschaftsrechnungen – freilich im Rahmen der später zu diskutierenden Quellenlage. Es soll keineswegs außer Acht gelassen werden, dass es sich beim „Haushalt“ um einen durchaus vielschichtigen und schillernden Begriff handelt. Gerade für eine empirische Bearbeitung historischer Daten muss dies festgehalten werden. Zunächst einmal lässt sich anführen, dass die zeitgenössische Literatur unseres Untersuchungszeitraums häufig zwischen Einzel- und Familienhaushalten unterscheidet.8 In unserer modernen Definition des Privathaushaltes sind beide Kategorien eingeschlossen. Unsere Untersuchung bezieht sich also auf Privathaushalte im Unterschied zu Anstaltshaushalten wie Kasernen, Krankenhäusern, Gefängnissen oder Klöstern. Darüber hinaus besitzen Privathaushalte aber zahlreiche Funktionen, die über die oben zitierte minimalistische Definition der Mikroökonomie hinausreichen, die allein auf die Rolle des Haushaltes als Konsumgemeinschaft abhebt. Haushalte in ihrer historisch erfassbaren Realität stellen ebenso gut Produktionsgemeinschaften, Einkommens- und Wohngemeinschaften dar.9 Obwohl diese Untersuchung bewusst all diese Funktionen zwar nicht übersieht, sie jedoch zu Gunsten der zentral untersuchten Konsumtion in den Hintergrund stellt, spielt die Vielschichtigkeit des Haushaltsbegriffs eine wichtige Rolle. Sie zeigt sich etwa in gewissen Schwierigkeiten, den Konsum eines Haushaltes einwandfrei zu bestimmen. Sehen wir zunächst von der Komplexität der Haushaltsfunktionen ab und halten fest, dass Wirtschaftsrechnungen den Güterkonsum der einzelnen Haushalte offenlegen. Sie bilden also in mikroökonomischer Perspektive die wirtschaftlichen Aktivitäten eines Haushaltes ab, seine Konsumentscheidungen als Wirtschaftssubjekt, durch die er mit anderen 7 8 9

Horst Siebert, Einführung in die Volkswirtschaftslehre, 12. Auflage. Stuttgart u. a. 1996, S. 47. So verfahren etwa die amtlichen Statistiken des Kaiserlichen Statistischen Amtes. Für eine Diskussion verschiedener Ansätze, sich dem Phänomen Haushalt anzunähern, siehe Toni Pierenkemper, Haushalt und Verbrauch in historischer Perspektive – ein Forschungsüberblick, in: Derselbe (Hrsg.), Haushalt und Verbrauch in historischer Perspektive. Zum Wandel des privaten Verbrauchs in Deutschland im 19. und 20. Jahrhundert, St. Katharinen 1987a, S. 1–24, hier: S. 9–14.

24 Wirtschaftssubjekten am Markt interagiert. In der Wahl dessen, was sie zur Befriedigung ihrer Bedürfnisse kaufen, unterscheiden sich die Haushalte sowohl was die Auswahl der Güter als auch die gekaufte Menge angeht. Diese Unterscheidbarkeit von Haushalten anhand ihrer Konsumstruktur möchte sich diese Arbeit zunutze machen.10 Denn wenn sich „adelige, bürgerliche und proletarische Haushalte [. . . ] nicht nur im allgemeinen Lebensniveau, sondern insbesondere auch in der unterschiedlichen Gewichtung der einzelnen Lebensbereiche, die in ihren Haushaltsausgaben zum Ausdruck kommen,“11 unterscheiden, so ermöglicht dies im Umkehrschluss, Haushalte mittels einer Analyse ihrer Konsumstrukturen zu typisieren und so einen Hinweis auf die die Gesellschaftsstruktur prägenden Einflüsse zu erhalten. Es soll also versucht werden, die bekannten Vorstellungen von der Strukturierung einer Gesellschaft, genannt seien hier nur Stände, Klassen und Schichten, um eine weitere ökonomisch motivierte Kategorisierung in unterschiedliche Konsummuster zu ergänzen.12 Was genau in dieser Arbeit unter einem „Konsummuster“ verstanden werden soll und welche Aussagekraft hinsichtlich sozialer Strukturierung ihm zuzumessen ist, wird noch zu klären sein. Nachdem der Haushalt als Untersuchungsgegenstand auf der Mikroebene definiert ist, wenden wir uns der Makroebene zu und beschäftigen uns kurz mit dem Phänomen der Gesellschaft. Unter „Gesellschaft“ kann man in diesem Zusammenhang „eine politisch organisierte, sich selbst versorgende Gruppe“ verstehen, „die eine Kultur hervorgebracht hat und sie weiterentwickelt, deren Bestand über die Lebensdauer eines individuellen Mitglieds hinaus gesichert ist, wobei die Bevölkerung sich überwiegend selbst reproduziert.“13 Dabei deutet sich in der Begriffsbestimmung schon die Vielschichtigkeit dieses Gebildes an. Sie in ihrer Totalität erfassen zu wollen, ist ein aussichtsloses Unterfangen.14 HansUlrich W EHLER hat dieses Problem für die Konzeption seiner Gesellschaftsgeschichte gelöst, indem er versucht, die Entwicklungslinien der Gesellschaft anhand dreier zentraler 10

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Grundsätzlich zu einer Verknüpfung der theoretischen Sicht auf die Ausdifferenzierung unterschiedlicher Konsummuster mit einer wirtschaftshistorischen Sicht auf dieses Phänomen (als Ausdruck seiner Vorstellung von einer Industrious Revolution im Europa der frühen Neuzeit) siehe Jan de Vries, The Industrious Revolution. Consumer Behaviour and the Household Economy, 1650 to the Present, Cambridge 2008, S. 9–37. Toni Pierenkemper, Haushalte, in: Gerold Ambrosius, Dietmar Petzina und Werner Plumpe (Hrsg.), Moderne Wirtschaftsgeschichte. Eine Einführung für Historiker und Ökonomen, München 1996b, S. 29–46, hier: S.33. Vgl. auch Ders., Der bürgerliche Haushalt in Deutschland an der Wende zum 20. Jahrhundert - im Spiegel von Haushaltsrechnungen, in: Dietmar Petzina (Hrsg.), Zur Geschichte der Ökonomik der Privathaushalte (Schriften des Vereins für Socialpolitik, N.F. Bd. 207), Berlin 1991a, S. 149–185, hier: S. 175–179. Für eine grundsätzliche Differenzierung der verschiedenen Kategorien sozialer Ungleichheit vgl. Stefan Hradil, Soziale Ungleichheit in Deutschland, 8. Auflage. Opladen 2001, S. 23–42 oder etwas ausführlicher Nicole Burzan, Soziale Ungleichheit. Eine Einführung in die zentralen Theorien, Wiesbaden 2004. Christian Leipert, Gesellschaftliche Berichterstattung. Eine Einführung in Theorie und Praxis sozialer Indikatoren, Berlin/Heidelberg/New York 1978, S. 164. Vgl. hierzu und im Folgenden die diesbezüglichen Gedanken Max W EBERs (Max Weber, Die „Objektivität“ sozialwissenschaftlicher und sozialpolitischer Erkenntnis, in: Johannes Winckelmann (Hrsg.), Gesammelte Aufsätze zur Wissenschaftslehre, 6. Auflage. Tübingen 1985, S. 146–214, hier: S. 177–178, erstveröffentlicht in: Archiv für Sozialwissenschaft und Sozialpolitik, Bd. 19 (1904), H. 1, S. 22–87).

25 Dimensionen nachzuzeichnen: Herrschaft, Wirtschaft und Kultur. Diese betrachtet er als „‚Achsen‘, welche das Gesellschaftsgefüge durchziehen.“15 Zusätzlich bezog er das Phänomen der sozialen Ungleichheit als weitere Achse in seine Argumentation ein, obgleich dieses – so betont er – letztlich ein Ergebnis des Zusammenwirkens der drei anderen Kräfte sei.16 Als fünfte Achse ließe sich mit Dieter G RIMM noch das Recht in seiner gesellschaftsprägenden Kraft hinzufügen.17 Schließt man sich dieser Strukturierung der Vielschichtigkeit von „Gesellschaft“ an und versucht den Zusammenhang von Entstehung und Veränderung sozialer Ungleichheit zu operationalisieren, stößt man auf eine große Zahl von Sozialindikatoren, die hierfür nutzbar gemacht werden können, die also dazu dienen können, eine soziale Strukturierung der Gesellschaft aufzuzeigen. Einige Beispiele wären etwa Heiratsverhalten und Zahl der Kinder, Gesundheit und Sterblichkeit, Einkommen und Vermögen, Beruf, Beschäftigungsverhältnisse und Bildung. Diese Auswahl an Indikatoren verwendete Franz ROTHENBACHER, um die soziale Ungleichheit im Deutschland des 19. und frühen 20. Jahrhunderts zu charakterisieren.18 In der traditionellen Sozialforschung bestimmten zunächst „objektive“ Kategorien wie Einkommenshöhe, Berufsstellung oder zumindest an der beruflichen Position ablesbarer Status oder mit ihr verbundenes Prestige die Diskussion und führten zur Vorstellung einer in Klassen, Stände, Schichten oder soziale Lagen gegliederten Gesellschaft.19 In jüngerer Zeit traten verstärkt kulturelle Faktoren und eher subjektive Aspekte wie Mentalitäten in den Vordergrund, um Differenzierungen zu untersuchen, die mit den Begriffen von Habitus und Lebensstil verbunden sind.20 Je nach Wahl des Indikators entstehen unterschiedliche Vorstellungen über die soziale Strukturierung einer Gesellschaft. Nachdem in der Forschung lange darum gerungen 15

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Hier und im Folgenden vgl. Hans-Ulrich Wehler, Deutsche Gesellschaftsgeschichte. Bd. 1. Vom Feudalismus des Alten Reiches bis zur Defensiven Modernisierung der Reformära, 1700–1815, 3. Auflage. München 1996, S. 6–12, Zitat: S. 9. Zu Kritik an W EHLERs Ansatz siehe zusammenfassend – wenn auch stellenweise etwas giftig – Wolfgang Zorn, Die große Bielefelder Gesellschaftsgeschichte, in: Vierteljahrschrift für Sozial- und Wirtschaftsgeschichte, Bd. 84 (1997), Nr. 2, S. 211––219. Zur Kritik Dieter G RIMMs siehe Dieter Grimm, Die Bedeutung des Rechts in der Gesellschaftsgeschichte, in: Paul Nolte u. a. (Hrsg.), Perspektiven der Gesellschaftsgeschichte, München 2000, S. 47–57. W EHLER setzt sich im Vorwort zum vierten Band seiner Gesellschaftsgeschichte eigens mit dieser Kritik auseinander und stimmt zu, dass das Recht durchaus als fünfte gesellschaftsprägende Dimension angesehen werden könne (Hans-Ulrich Wehler, Deutsche Gesellschaftsgeschichte. Bd. 4. Vom Beginn des Ersten Weltkriegs bis zur Gründung der beiden deutschen Staaten, 1914–1949, München 2003, S. XVII–XIX). Franz Rothenbacher, Soziale Ungleichheit im Modernisierungsprozeß des 19. und 20. Jahrhunderts, Frankfurt a. M./New York 1989. Zu diesen Begriffen siehe bspw. Hradil (2001), S. 23–40 und Burzan (2004), S. 14–78. Zu einer Bewertung aus sozialhistorischer Sicht vgl. Jürgen Kocka, Stand – Klasse – Organisiation. Strukturen sozialer Ungleichheit in Deutschland vom späten 18. bis zum frühen 20. Jahrhundert im Aufriß, in: Hans-Ulrich Wehler (Hrsg.), Klassen in der europäischen Sozialgeschichte, Göttingen 1979, S. 137–165. Der Habitus-Begriff entstammt der soziologischen Theorie Pierre B OURDIEUs (vgl. Pierre Bourdieu, Die feinen Unterschiede. Kritik der gesellschaftlichen Urteilskraft, Frankfurt a. M. 1982). Zum Begriff des Lebensstils, seinen verschiedenen Aspekten und Definitionen siehe zusammenfassend Anke Wahl, Die Veränderung von Lebensstilen. Generationenfolge, Lebenslauf und sozialer Wandel, Frankfurt a. M./New York 2003, S. 32–37.

26 wurde, welcher Indikator nun der wesentliche sei und welche Kategorisierung sozialer Ungleichheit als prägend angesehen werden soll, Klassen oder Schichten, Lebensstile oder Milieus, scheint sich die Sichtweise durchgesetzt zu haben, dass „mehrere Dimensionen der Sozialstrukturbeschreibung nebeneinander existieren,“ wie Jörg RÖSSEL es bezogen auf die hier untersuchte Gesellschaft des deutschen Kaiserreiches formulierte.21 In diesem Sinne erhebt die vorliegende Arbeit auch nicht den Anspruch, mit ihrer Fokussierung auf den ökonomischen Indikator des Konsums die soziale Ungleichheit der damaligen Gesellschaft in Gänze erfassen zu können. Stattdessen möchte sie – wie oben bereits angedeutet – mit der Entwicklung einer neuen Typologie von Konsummustern den etablierten Kategorien sozialer Ungleichheit eine zusätzliche Facette hinzufügen. Auf die Einordnung von Konsummustern im Spannungsfeld der unterschiedlichen Kategorien sozialer Ungleichheit soll später noch genauer eingegangen werden.22 Zunächst ist jedoch der Begriff des „Konsums“ als Kategorisierungskriterium näher zu bestimmen. Dieser ist nämlich durchaus vielschichtig und hat im Laufe der Zeit zahlreiche Bedeutungsverschiebungen und -wandlungen erfahren.23 Drei Bedeutungsschwerpunkte lassen sich identifizieren:24 Moderne Definitionen stellen am stärksten die Bedeutung von Konsum als Kaufakt eines Haushaltes in den Vordergrund, Konsum ist hier gleichbedeutend mit Marktentnahme. Dieser Vorgang wird flankiert von einer Begriffsbestimmung des Konsums nach seinem Zweck: Konsum als Handlung zur Bedürfnisbefriedigung. Die dritte Bedeutung des Konsums ist die der „Wertvernichtung“. Konsum bezeichnet in dieser Hinsicht den Verbrauch und die Be- und Abnutzung von Gütern und Dienstleistungen durch den Letztverwender, den Haushalt. Von diesen drei Aspekten lässt sich nur die Marktentnahme mit sinnvollem Aufwand empirisch erfassen. Aus diesem Grunde folgt auch die aktuelle Definition des Statistischen Bundesamtes, die bei den Einkommens- und Verbrauchsstichproben gültig ist, grundsätzlich dem Marktentnahmekonzept: „Das heißt, es werden ausschließlich die Ausgaben für Käufe von Waren und Dienstleistungen nachgewiesen, die am Markt realisiert werden (können). Dazu zählen auch bestimmte unterstellte Käufe, wie der Mietwert von Eigentumswohnungen, Sachleistungen von Arbeitgebern zugunsten ihrer Arbeitnehmer [das meint historisch bspw. Lebensmittel- oder Brennstoffdeputate. Anm. d. Verf.] sowie Sachentnahmen von Selbstständigen aus dem eigenen Betrieb. Der Private Konsum nach dem Marktentnahmekonzept umfasst auch 21 22 23

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Rössel (2005), S. 63–83, Zitat: S. 82. Siehe Kapitel 2.3., S. 60ff. Siehe hierzu zusammenfassend Christian Kleinschmidt, Konsumgesellschaft, Göttingen 2008, S. 9– 11. Ausführlicher bei Ulrich Wyrwa, Consumption, Konsum, Konsumgesellschaft. Ein Beitrag zur Begriffsgeschichte, in: Hannes Siegrist, Hartmut Kaelble und Jürgen Kocka (Hrsg.), Europäische Konsumgeschichte. Zur Gesellschafts- und Kulturgeschichte des Konsums (18. bis 20. Jahrhundert), Frankfurt a. M. 1997, S. 747–762. Heinz Kolms, Konsum, in: Handwörterbuch der Sozialwissenschaften, Bd. 6, Stuttgart u. a. 1959, S. 142–149, hier: S. 142–143.

27 die Käufe von Sachgeschenken für haushaltsfremde Personen sowie die Ausgaben für den eigenen Garten und für die Kleintierhaltung (z. B. für den Kauf von Sämereien oder von Futter).“25 Dieser Definition von Konsum schließt sich die vorliegende Arbeit weitgehend an. Die im Zitat genannten Ausnahmen vom reinen Marktentnahmekonzept sind allerdings für eine historische Betrachtung von weit größerer Bedeutung als für eine aktuelle Untersuchung des heutigen Konsumverhaltens.26 Befasst man sich nämlich mit dem 19. Jahrhundert, kommt man nicht umhin festzustellen, dass die Einengung des Konsumbegriffs auf die reine Marktentnahme zu kurz greift, um das Verbrauchsverhalten privater Haushalte der damaligen Zeit zu erfassen. Die Lebensweise von Haushalten, die ihre Nahrung im Wesentlichen selbst produzierten und nicht am Markt kauften, lässt sich in einem so verstandenen Konsumbegriff nämlich kaum fassen.27 Zusätzlich erscheint es sinnvoll, die in der obigen Definition erwähnten Ausgaben für die Eigenproduktion von Nahrungsmitteln weiter auszulegen als es die moderne Statistik tut. Denn in der Realität des wilhelminischen Kaiserreiches gab es zahlreiche Haushalte, die nicht trennscharf von dem Betrieb, der sie ernährte, getrennt werden können. In diesem Fall lassen sich Konsumausgaben nicht eindeutig von Betriebsausgaben eines Haushaltes unterscheiden. Dies ist bei landwirtschaftlichen Betrieben der Fall, in denen z. B. Kartoffeln sowohl dem Verzehr durch die Bauersfamilie (also der Bedürfnisbefriedigung), als auch der Schweinemast (als Betriebsmittel) dienten. Streng genommen handelt es sich beim Lohn der Magd, die der Hausfrau in der Küche zur Hand geht, um eine Ausgabe für persönliche Bedienung und somit um Konsum, beim Lohn des Pferdeknechtes jedoch um eine Betriebsausgabe und somit nicht um Konsum. Häufig lassen sich die Tätigkeiten der Bediensteten jedoch nicht so deutlich voneinander trennen. Eine andere Art von Verschränkung finden wir im Haushalt des Handwerksmeisters, dessen Geselle zusätzlich zu seinem Geldlohn (also einer Betriebsausgabe) freie Kost und Logis im Meisterhaushalt erhielt. Wie sollen sich hier die Kosten für die Verköstigung des Gesellen (als Naturallohn streng genommen auch eine Betriebsausgabe) von der der Meisterfamilie (Konsum) scheiden lassen? „Die familienhafte Natur der Produktion griff in die Konsumtion ein,“ konstatierte der Volkswirt Karl B ÜCHER im Jahr 1918 die Eigenart derjenigen Haushalte, die er der ökonomischen Entwicklungsstufe der „Hauswirtschaft“ zuordnete, einer zu jener Zeit schwindenden, aber durchaus noch existierenden Lebensweise.28 Diese Beispiele sollen 25 26

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Statistisches Bundesamt (Hrsg.), Statistisches Jahrbuch 2008. Für die Bundesrepublik Deutschland, Wiesbaden 2008, S. 546. Und selbst für den modernen Kontext wird der Einbezug von Gütern, die der Haushaltsproduktion zuzurechnen sind, diskutiert. Für die theoretische Diskussion der Zusammenhänge verschiedener Begriffe von Konsum und ihrer Auswirkungen auf deren Operationalisierung für eine empirische Untersuchung vgl. Antje Judt, Haushaltsproduktion und Lebenshaltung von Familien mit Kindern (Studien zur Haushaltsökonomie, Bd. 21), Frankfurt a. M. u. a. 1999 (zugl. Diss., Kiel 1998), S. 123–147. Diese Tatsache war den Zeitgenossen wie etwa Karl B ÜCHER noch vollkommen selbstverständlich (Karl Bücher, Die Konsumtion, in: Derselbe (Hrsg.), Die Entstehung der Volkswirtschaft. Vorträge und Aufsätze. Bd. 2, 8. Auflage. Tübingen 1925, S. 325–362, hier: S. 326). Ebenda, S. 346–348.

28 verdeutlichen, dass eine Abgrenzung zwischen Haushalt und Betrieb in solchen Fällen wohl eine recht willkürliche wäre und es stattdessen sinnvoll erscheint, den Konsumbegriff eher weit auszulegen, um auch solche Haushalte erfassen zu können, die – um die B ÜCHER’sche Terminologie zu benutzen – noch nach den Regeln der Hauswirtschaft funktionierten.29 Davon ausgehend wollen wir uns mit den Konsummustern unterschiedlicher Haushalte beschäftigen, die sich in deren Ausgabeverhalten manifestieren, also in der Art und Weise, wie sie das ihnen zur Verfügung stehende Einkommen verwenden. Dabei interessieren sowohl die Aufteilung des Budgets auf einzelne konsumtive Zwecke als auch die absolute Höhe der Ausgaben für ein bestimmtes Bündel von Gütern und Dienstleistungen. So definiert besitzt der Begriff des „Konsummusters“, und mit ihm die synonym zu verstehenden Begriffe „Konsumprofil“ und „Konsumschema“, einige Überschneidungen mit dem soziologischen Begriff des Lebensstils, sofern er nach S OBEL als „distinctive, hence recognizable, mode of living“ verstanden wird.30 Identisch ist er mit diesem allerdings bei weitem nicht. Vor allem in zwei Punkten ist das Konsummuster deutlich vom Lebensstil abzugrenzen: Erstens bezieht sich das Konsummuster nur auf ein einziges – wenn auch wesentliches – Merkmal der Lebensführung eines Menschen oder einer Gruppe von Menschen, eben auf ihren Konsum. Die anderen stärker subjektiv geprägten Elemente des Lebensstilkonzeptes – betreffend z. B. Heiratsverhalten, Wertorientierungen, Einstellungen und Selbstidentifikation31 – können in einem Konsummuster nicht erfasst werden. Zweitens schwingt im Begriff des Lebensstils (wie übrigens auch im Begriff des „Konsumstils“, der hier deshalb nur sehr verhalten verwendet werden soll) ein aktivisches, ein absichtsvolles Moment mit, das in der hier verwendeten Definition des Konsummusters nicht als konstitutiv anzusehen ist. Deutlich wird dies beispielsweise in der Lebensstil-Definition nach M ÜLLER und W EIHRICH: „Lebensstile begreifen wir als expressive Lebensführungsmuster, die sicht- und messbarer Ausdruck der gewählten Lebensführung sind.“32 Der hier vertretenen Ansicht nach ist das erkennbare Konsummuster eines Haushalts zwar in jedem Fall sicht- und messbarer Ausdruck seiner Lebensführung, jedoch ist diese nicht zwangsläufig frei gewählt. Die Summe an Konsumentscheidungen, die die Grundlage für das sich schließlich herausbildende Konsumprofil bilden, sind nicht automatisch gleichbedeutend mit „freier Entscheidung“. Vielmehr spiegeln besagte „Wahlentscheidungen“ vor allem bei Haushalten mit sehr niedrigen Einkommen häufig wirtschaftliche Zwangslagen wider.33 29 30 31

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Zum konkreten Umgang mit Naturalentlohnung und Subsistenzwirtschaft bei der Konzeption unseres Datensatzes siehe Abschnitt 4.2.5.2., S. 135ff. Michael E. Sobel, Lifestyle and Social Structure. Concepts, Definitions, Analyses, New York u. a. 1981, S. 28. Diese Beispiele führt WAHL zu den drei Dimensionen von Lebensstil an, die die durch das Konsummuster zu erfassende Dimension des expressiven Verhaltens ergänzen: interaktives Verhalten, evaluatives Verhalten und kognitives Verhalten (Wahl (2003), S. 34). Zitiert nach Ebenda, S. 32. WAHL selbst steht dem Aspekt der freien Wahl eines Lebensstils allerdings skeptisch gegenüber (Ebenda, S. 81–82). Dieser Ansicht ist auch Reinhard S PREE, obwohl er quasi im selben Atemzug – ebenso wie auch T ENFELDE – von „Konsumstilen“ spricht (siehe Reinhard Spree, Klassen- und Schichtenbildung im

29 Einen bereits vor längerer Zeit vorgeschlagenen Ansatz Reinhard S PREEs aufgreifend werden die gesellschaftlichen Gruppen, deren Konsummuster im Rahmen dieser Arbeit bestimmt und verglichen werden sollen, nicht wie bislang meist üblich aufgrund theoretischer Vorüberlegungen im vorhinein festgelegt.34 Es soll also nicht, einem Klassenschema folgend, der Konsum von proletarischen Haushalten mit demjenigen bürgerlicher Haushalte verglichen werden. Ebensowenig soll eine auf berufsständischen Kriterien beruhende soziale Schichtung die Analyse vorstrukturieren, die unterstellt, dass gewisse „Berufsstellungsgruppen einen jeweils typischen Konsum aufweisen.“35 Stattdessen sollen die in unserem Datensatz zusammengefassten Verbrauchsdaten privater Haushalte mit dem statistischen Verfahren der Clusteranalyse ausgewertet werden, was bedeutet, dass sich die Kategorien aus den Daten selbst und eben nicht aus einer axiomatischen Vorstrukturierung ergeben. In der konkreten Ausführung in dieser Arbeit sollen – der vollen Ausnutzung der Datenbasis halber – zunächst sämtliche Haushaltsdaten gemeinsam ausgewertet werden, gleich welchem Jahr sie entstammen. Das heißt, es handelt sich vorderhand um eine statische Zeitpunktanalyse. Damit könnte es so erscheinen, als würde unterstellt, die Gesellschaft des Kaiserreiches habe von der Reichsgründung bis zum Ersten Weltkrieg keine Veränderung erfahren; dem ist freilich nicht so. Zweifellos erfuhr die Wirtschaft des Deutschen Reiches in dem hier betrachteten Zeitraum einen lebhaften Aufschwung.36 Dieses wirtschaftliche Wachstum erhöhte den generellen Lebensstandard im Kaiserreich, wenn auch die einzelnen Bevölkerungsgruppen in sehr unterschiedlichem Ausmaß davon profitierten.37 Diese Dynamik spricht jedoch lediglich auf den ersten Blick gegen eine

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Medium des privaten Konsums: Vom späten Kaiserreich in die Weimarer Republik, in: Historical Social Research – Historische Sozialforschung, Bd. 22 (1997), Nr. 2, S. 29–80, hier: S. 37–38, Klaus Tenfelde, Klassenspezifische Konsummuster im Deutschen Kaiserreich, in: Hannes Siegrist, Hartmut Kaelble und Jürgen Kocka (Hrsg.), Europäische Konsumgeschichte. Zur Gesellschafts- und Kulturgeschichte des Konsums (18. bis 20. Jahrhundert), Frankfurt a. M./New York 1997, S. 245–267, hier: z. B. S. 258). Als erste Arbeit, die einen solchen Ansatz erprobte, ist hier zu nennen: Reinhard Spree, Klassenund Schichtbildung im Spiegel des Konsumentenverhaltens individueller Haushalte zu Beginn des 20. Jahrhunderts - Eine clusteranalytische Untersuchung, in: Toni Pierenkemper (Hrsg.), Haushalt und Verbrauch in historischer Perspektive. Zum Wandel des privaten Verbrauchs in Deutschland im 19. und 20. Jahrhundert, St. Katharinen 1987, S. 56–80. Eine Vorgehensweise, die ebenfalls bereits Reinhard S PREE kritisierte (Ders. (1997), S. 28, etwas weniger pointiert auch schon Ders. (1987), S. 59–60). Siehe hierzu Ders., Die Wachstumszyklen der deutschen Wirtschaft von 1840 bis 1880 (Schriften zur Wirtschafts- und Sozialgeschichte, Bd. 29), Berlin 1977 (zugl. Diss., Berlin 1974), Margrit Grabas, Konjunktur und Wachstum in Deutschland von 1895 bis 1914 (Schriften zur Wirtschafts- und Sozialgeschichte, Bd. 39), Berlin 1992, Metz (2002) bzw. Ders., Stochastic trends in German Gross domestic product (GDP) 1850–1990, in: Rainer Metz (Hrsg.), Auf der Suche nach langen Wellen der Konjunktur, Stuttgart 2008, S. 367–394. Siehe Toni Pierenkemper, The Standard of Living and Employment in Germany, 1850–1980: An Overview, in: The Journal of European Economic History, Bd. 16 (1987b), Nr. 1, S. 51–73 und zusammenfassend Hans-Ulrich Wehler, Deutsche Gesellschaftsgeschichte. Bd. 3. Von der „Deutschen Doppelrevolution“ bis zum Beginn des Ersten Weltkrieges, 1849–1914, München 1995, S. 606 und S. 782.

30 statische Totalauswertung aller vorhandenen Daten. Wovon wir nämlich ausgehen, ist, dass ein Konsummuster in gewisser Weise überzeitlich existiert. Es verhält sich damit analog zu Joseph A. S CHUMPETERs Auffassung von der Persistenz einzelner gesellschaftlicher Klassen: „Jede Klasse gleicht während der Dauer ihres Kollektivlebens oder der Zeit, während welcher ihre Identität angenommen werden kann, einem Hotel oder einem Omnibus, die zwar immer besetzt sind, aber immer von anderen Leuten.“38 So gesehen erscheint es statthaft, die Konsummuster auf Grundlage einer überzeitlichen Analyse zu identifizieren, dann in einem zweiten interpretatorischen Schritt, in sie hineinzublicken, zu untersuchen, zu welcher Zeit besagtes Konsumprofil auf welche Art von Haushalten zutraf, und so den Aspekt des gesellschaftlichen Wandels in die Analyse einzubeziehen. Auf die genaue Vorgehensweise unserer Analyse werden wir unten im Detail eingehen. Angesichts der Tatsache, dass ein breites Fundament statistischer Erhebungen zum Konsumverhalten der privaten Haushalte, wie wir es für die jüngere Vergangenheit besitzen,39 nicht zur Verfügung steht, greifen wir, wie bereits kurz angesprochen, auf die einzige Art von Quellen zurück, die in einigermaßen großer Stückzahl zur Verfügung steht und eine quantitative Auswertung des Konsums ermöglicht: die verstreut überlieferten Wirtschaftsrechnungen realer privater Haushalte aus der Zeit des Kaiserreiches.40 Denn obwohl T ENFELDE in seiner Bemerkung, dass „Konsumgeschichte [. . . ], wenn sie sich zur Gesellschaftsgeschichte weiten soll, mehr sein muss als eine Geschichte der Haushaltsrechnungen,“41 mit Sicherheit recht zu geben ist, so fehlt jeder Konsumgeschichtsschreibung, die nicht auf einem soliden Fundament einzelwirtschaftlicher Daten aufbauen kann, ein wichtiger Bezugsrahmen. Ein solcher erscheint etwa erforderlich, um die aus qualitativen Quellen gewonnenen Erkenntnisse einordnen zu können. Er ist aber auch wichtig, um makroökonomische Durchschnittswerte hinsichtlich ihrer durch die real vorhandene soziale Ungleichheit hervorgerufenen Streuung beurteilen zu können. Besitzt man dieses Korrektiv nicht, läuft man Gefahr, der verschleiernden Wirkung einer Durchschnittsbildung aufzusitzen.42 Haushaltsrechnungen haben als Quellenmaterial für die Analyse des 38 39 40 41 42

Joseph A. Schumpeter, Aufsätze zur Soziologie, Tübingen 1953, S. 171. Zur Quellenlage vgl. Uwe Spiekermann, Haushaltsrechnungen als Schlüssel zum Familienleben? Ein historischer Rückblick, in: Hauswirtschaft und Wissenschaft, Bd. 4 (1994), S. 154–160. Zur Quellengattung der Haushaltsrechnung siehe ausführlich Kapitel 3., S. 65ff. Tenfelde (1997), S. 245. Hier sieht etwa P IERENKEMPER einen entscheidenden Vorteil der Haushaltsrechnungen gegenüber den makroökonomischen Zeitreihen der Entwicklung des Pro-Kopf-Verbrauchs, wie sie Walther G. H OFFMANN für die Zeit von 1850 bis 1959 ermittelte (Toni Pierenkemper, Das Rechnungsbuch der Hausfrau – und was wir daraus lernen können. Zur Verwendbarkeit privater Haushaltsrechnungen in der historischen Wirtschafts- und Sozialforschung, in: Geschichte und Gesellschaft, Bd. 14 (1988), S. 38–63, hier: S. 50–51).

31 Konsumverhaltens also eine Reihe von Vorzügen gegenüber anderen Daten, wie sie auch die Ökonomen B ROWN und D EATON herausstellten: „Given all the above simplifying assumptions the main advantages which household budgets have over time-series data are: (a) the quasi-experimental condition that we can study the income-consumption relation in isolation from price changes; and (b) the wide variation in income between households which allows us to draw inferences about the nature of consumer preferences in the large, since the pure theory is confined to small changes from an initial equilibrium position.“43 Das bedeutet nicht, dass die Quellengattung „Haushaltsrechnung“ unkritisch einer statistischen Auswertung zugeführt werden könnte. Im Gegenteil: Vielfach sind Bedenken am Quellenwert dieser Untersuchungen geäußert worden.44 Die Untersuchungen des 19. und frühen 20. Jahrhunderts entsprechen in mancher Hinsicht nicht den heutigen wissenschaftlichen Standards.45 Deshalb bedarf es zunächst einer eingehenden Beschäftigung mit jeder einzelnen Quelle hinsichtlich ihrer Qualität, also der Aussagefähigkeit, die man ihr zubilligen kann. Zusätzlich sind die verfügbaren Angaben jedoch nicht direkt miteinander vergleichbar. Die Daten derjenigen Quellen, die hinreichend valide erscheinen, müssen also homogenisiert werden, d. h., sie müssen hinsichtlich ihrer Kategorien vereinheitlicht werden, um in einen gemeinsamen Datensatz integriert werden zu können. Dies erweist sich angesichts der ausgesprochen disparaten Quellenlage jedoch wiederum als ein umfangreiches und diffiziles Unterfangen: Während einige Quellen alle Kostenpunkte auf sechs oder acht Konsumtionszwecke zusammenziehen, liefern andere an die hundert verschiedene Positionen. Um nicht im „Meer der wimmelnden Ziffern“46 das rettende Land aus den Augen zu verlieren, erfordert es neben dem Vorsatz, sich durch die Bearbeitung der 43 44

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Alan Brown und Angus Deaton, Surveys in Applied Economics. Models of Consumer Behaviour, in: The Economic Journal, Bd. 82 (1972), Nr. 328, S. 1145–1236, hier: S. 1172–1173. Für eine sehr deutliche Kritik an der Repräsentativität und damit an der Aussagekraft von Haushaltsrechnungen siehe Hoffmann (1965), S. 696–705, eine Entgegnung lieferte Pierenkemper (1988), S. 50–51. Zu einer Kritik an rein quantitativen Ansätzen in der Analyse von Haushaltsrechnungen in der Ernährungsgeschichte siehe Uwe Spiekermann, Haushaltsrechnungen als Quellen der Ernährungsgeschichte. Überblick und methodischer Problemaufriß, in: Dirk Reinhardt, Uwe Spiekermann und Ulrike Thoms (Hrsg.), Neue Wege zur Ernährungsgeschichte. Kochbücher, Haushaltsrechnungen, Konsumvereinsberichte und Autobiographien in der Diskussion, Frankfurt a. M. u. a. 1993, S. 51–85, hier: S. 72–79. Hierzu am Beispiel der Erhebung des Statistischen Reichsamtes von 1907 und einer Erhebung des Metallarbeiterverbandes aus demselben Jahr sehr ausführlich: Jens Flemming und Peter-Christian Witt, Einkommen und Auskommen „minderbemittelter Familien“ vor dem 1. Weltkrieg. Probleme der Sozialstatistik im Deutschen Kaiserreich, in: Dieter Dowe (Hrsg.), Erhebung von Wirtschaftsrechungen minderbemittelter Familien im Deutschen Reiche/320 Haushaltsrechnungen von Metallarbeitern. Nachdrucke, Berlin, Bonn 1981, S. V–XLVII. Diese Charakterisierung der Arbeit mit haushaltsstatistischen Daten geht auf den Ökonomen Karl O LDENBERG zurück. Dass auch T RIEBEL sich in diesem Zitat wiederfand, mag als Beleg dafür gelten, dass die gefühlten Unwägbarkeiten des Umganges mit diesem Wust von Material wohl kein rein subjektiver Eindruck waren (Siehe Karl Oldenberg, Die Konsumtion, in: Julius Hirsch (Hrsg.), Grundriß der Sozialökonomie, II. Abteilung, 2. Auflage. Tübingen 1923, S. 188–263, hier: S. 222, Armin Triebel,

32 Daten nicht allzuweit von den Quellen zu entfernen, häufig „den Mut zu Schätzungen und historischer Kombinatorik“, wie T EUTEBERG es formulierte.47 Um Haushaltsrechnungen als serielle Quelle verwenden zu können, sind also umfangreiche, methodisch anspruchsvolle und mit Sicherheit teilweise auch heikle Vorarbeiten zu leisten. Allerdings gibt es für die quantitative Erforschung von differenziellen Konsumstrukturen kaum eine Alternative, wie T EUTEBERG für den von ihm untersuchten Gegenstand der Ernährungsgeschichte bereits vor etlichen Jahren feststellte: „Solange keine anderen Wege der Erforschung der Volksernährung aufgezeigt werden, müssen sie (die Wirtschaftsrechnungen privater Haushalte. Anm. d. Verf.) als eine der wichtigsten Quellengrundlagen dienen.“48 Diese Aussage kann ohne große Bedenken auf den gesamten Konsum ausgedehnt werden. Und deshalb erscheint es trotz aller zum Teil berechtigten Kritik gerechtfertigt, ja geboten, Haushaltsrechnungen zu erfassen, zu homogenisieren und quantitativ auszuwerten. Es handelt sich schlicht um die einzige einigermaßen breite Quellengrundlage, die direkte Aussagen über das Konsumverhalten weiter Teile der Bevölkerung des deutschen Kaiserreiches ermöglicht.49 Aus dieser Zeit ist uns eine breite Palette an Untersuchungen überliefert, die zum Ziel der Sozialforschung Haushaltsbudgets oder Haushaltsrechnungen erhoben und auswerteten.50 Gerade das wissenschaftliche Umfeld der jüngeren historischen Schule der Nationalökonomie hatte dieser Art der Analyse einen fruchtbaren Boden bereitet. P IE RENKEMPER ist sicherlich zuzustimmen, wenn er feststellt, dass das späte Kaiserreich als die „Hochzeit der Haushaltsstatistik“ anzusehen ist.51 Seine Interpretation, dass „mit dem Ersten Weltkrieg das sozialreformerische und wissenschaftliche Interesse an privaten

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Zwei Klassen und die Vielfalt des Konsums. Haushaltsbudgetierung bei abhängig Erwerbstätigen in Deutschland im ersten Drittel des 20. Jahrhunderts, 2 Bde. (Materialien aus der Bildungsforschung, Bd. 41). Berlin 1991b (zugl. Diss., Berlin 1990), S. 53 und Armin Triebel, Vom Konsum der Klasse zur Vielfalt der Stile. Haushaltsbudgetierung seit der ersten Hälfte des 20. Jahrhunderts, in: Historical Social Research – Historische Sozialforschung, Bd. 22 (1997b), Nr. 2, S. 81–104, hier: S. 83). Hans Jürgen Teuteberg, Studien zur Volksernährung unter sozial- und wirtschaftsgeschichtlichen Aspekten, in: Ders. und Günter Wiegelmann (Hrsg.), Der Wandel der Nahrungsgewohnheiten unter dem Einfluß der Industrialisierung, Göttingen 1972, S. 13–221, hier: S. 50. Ebenda. Für eine „wohlüberlegte quantitative Auswertung“ spricht sich auch S PIEKERMANN aus, der ansonsten einigen Versuchen der seriellen Nutzbarmachung von Haushaltsrechnungen skeptisch gegenübersteht (Spiekermann (1993), S. 72–79 und S. 80). Seine teilweise angemessene, teilweise aber über das Ziel hinausschießende Kritik richtet sich dabei explizit auf zwei Arbeiten Erich W IEGANDs: Erich Wiegand, Die Entwicklung der Einnahmen- und Ausgabenstrukturen privater Haushalte seit der Jahrhundertwende, in: Ders. und Wolfgang Zapf (Hrsg.), Wandel der Lebensbedingungen in Deutschland. Wohlfahrtsentwicklung seit der Industrialisierung, Frankfurt a.M./ New York 1982, S. 155–208 (Tabellenanhang 209–235) und Ders., Versorgungslagen privater Haushalte zu Beginn des Zwanzigsten Jahrhunderts, in: Toni Pierenkemper (Hrsg.), Haushalt und Verbrauch in historischer Perspektive. Zum Wandel des privaten Verbrauchs in Deutschland im 19. und 20. Jahrhundert, St. Katharinen 1987, S. 25–52. Siehe hierzu ausführlich Kapitel 3., S. 65ff. Toni Pierenkemper, Haushaltsrechnungen in der historischen Wirtschafts- und Sozialforschung. Ein Überblick, in: Derselbe (Hrsg.), Zur Ökonomik des privaten Haushalts. Haushaltsrechnungen als Quelle historischer Wirtschafts- und Sozialforschung, Frankfurt a. M./New York 1991b, S. 13–33, hier: S. 17, vgl. hierzu auch Ders., Was sagt uns das Rechnungsbuch der Hausfrau in Geschichte und Gegenwart? in:

33 Haushaltsrechnungen [. . . ] relativ abrupt“ abbrach, scheint jedoch zu sehr zugespitzt.52 Denn tatsächlich entstanden auch in der Weimarer Zeit und – wenn auch in geringerer Anzahl – im Nationalsozialismus zahlreiche haushaltsökonomische Studien, die sich Budgetrechnungen bedienten.53 Desweiteren war die Wissenschaft auch nach dem Ersten Weltkrieg durchaus noch an einer Analyse der Erhebungen aus der Kaiserzeit interessiert, wie eine beträchtliche Zahl von Studien beweist.54 Das Ende des Zweiten Weltkriegs brachte dann allerdings für viele wissenschaftliche Disziplinen in Deutschland nicht nur einen personellen sondern auch einen inhaltlichen Wandel mit sich; in den Sozialwissenschaften – Ökonomie, Soziologie, Politologie und empirischer Sozialforschung – lässt sich seit Anfang der 1950er Jahre eine verstärkte Ausrichtung an der nordamerikanischen Wissenschaft feststellen.55 In der Volkswirtschaftslehre bedeutete diese Neuorientierung eine endgültige Abkehr von der jüngeren historischen Schule bei gleichzeitiger Hinwen-

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Der private Haushalt. Materialien und Diskussion, Düsseldorf 1987c, S. 2–13 und Pierenkemper (1988), S. 46-48. Ders. (1991b), S. 13 und S. 17. An anderer Stelle wies P IERENKEMPER selbst auf zahlreiche solcher Arbeiten hin (Ders. (1988), S. 46–48). Siehe hierzu auch S PIEKERMANNs mit reichhaltigen Literaturangaben für entsprechende Untersuchungen aus der Zeit der Weimarer Republik eindrucksvoll belegte Aussagen (siehe Spiekermann (1993), S. 65–66, vor allem Anm. 44). Zusätzlich zu den dort genannten Werken seien hier noch die beiden großen Erhebungen des Statistischen Reichsamtes hinzuzufügen, die 1927/28 bzw. 1937 durchgeführt wurden. Dazu ist anzumerken, dass die Zahlen der Erhebung aus der NS-Zeit erst nach Kriegsende in ihrer Gesamtheit publiziert wurden (Statistisches Reichsamt (Hrsg.), Die Lebenshaltung von 2.000 Arbeiter-, Angestellten- und Beamtenhaushaltungen. Erhebungen von Wirtschaftsrechnungen im Deutschen Reich vom Jahre 1927/1928 (Einzelschriften zur Statistik des Deutschen Reichs, Bd. 22, H. 1 und 2), Berlin 1932 und Statistisches Bundesamt, Wirtschaftsrechnungen. Verbrauch in Arbeiterhaushaltungen 1937 (Preise, Löhne, Wirtschaftsrechnungen. Reihe 13, Sonderheft 4), Stuttgart 1960. Vgl. hierzu Manfred Euler, Sieben Jahrzehnte Wirtschaftsrechnungen in der amtlichen Statistik. Zur Neubearbeitung der Ergebnisse der Wirtschaftsrechnungen 1937, in: Wirtschaft und Statistik, (1969), S. 592–595, hier: S. 592). Als Beispiele mögen folgende Arbeiten aus den 1920er und 1930er Jahren dienen: Adolf Günther, Lebenshaltung des Mittelstandes. Statistische und theoretische Untersuchungen zur Kosumtionslehre (Schriften des Vereins für Socialpolitik, Bd. 146, H. 2), München 1920, Heinrich Neumann, Die Lebensführung einer Mittelstandsfamilie in Friedens- und Kriegsjahren, in: Adolf Günther (Hrsg.), Lebenshaltung des Mittelstandes. Statistische und theoretische Untersuchungen zur Konsumtionslehre (Schriften des Vereins für Socialpolitik, Bd. 146, H. 2), Berlin 1920, S. 165–177, Gertrud Hermes, Ein preußischer Beamtenhaushalt 1850–1890, in: Zeitschrift für die gesamte Staatswissenschaft, 76. Jg. (1921), S. 43–92, 268–295, 478–486, Henriette Fürth, Der Haushalt vor und nach dem Kriege dargestellt an Hand eines mittelbürgerlichen Budgets, Jena 1922, Walther Conradt, Existenzminimum. Ein rechnerischer Richtweg durch das haushaltende Deutschland der letzten 85 Jahre, Königsberg 1933, Margarete Freudenthal, Gestaltenwandel der städtischen, bürgerlichen und proletarischen Hauswirtschaft unter besonderer Berücksichtigung des Typenwandels von Frau und Familie, vornehmlich in Süd-WestDeutschland zwischen 1760 und 1933. 1. Teil 1760-1910, Würzburg 1934 zugl. Diss. Frankfurt a. M. 1934 (ND Frankfurt a. M. 1986), Werner Boldt, Die Gesetzmäßigkeiten in den Haushaltsrechnungen, Zeulenroda 1936 und Wilhelm Gerloff, Regelmäßigkeiten und Wandlungen des Verbrauchs in der häuslichen Wirtschaft, in: Paul Flaskämper und Adolf Blind (Hrsg.), Beiträge zur deutschen Statistik. Festgabe für Franz Žižek zur 60. Wiederkehr seines Geburtstages, Leipzig 1936, S. 194–216. Zum Einfluss zurückkehrender Emigranten für die Umorientierung der Sozialwissenschaften vgl. etwa M. Rainer Lepsius, Die sozialwissenschaftliche Emigration und ihre Folgen, in: Derselbe (Hrsg.), Sozio-

34 dung zur stärker mathematisch und modelltheoretisch ausgerichteten angloamerikanischen Ökonomik neoklassischer oder keynesianischer Prägung.56 Mit dem Generationswechsel in der Professorenschaft verlor die Volkswirtschaftslehre weitgehend ihr Interesse an der Erforschung und Nutzung von Haushaltsrechnungen. Eine Ausnahme bildeten die Werke der Haushaltswissenschaftler Erich E GNER und Helga S CHMUCKER und ihrer Schüler, die jedoch über ihr eigenes Fachgebiet hinaus zunächst recht wenig Beachtung fanden.57 Auch in der deutschen Geschichtswissenschaft war in den ersten beiden Nachkriegsjahrzehnten ein Interesse an den Hinterlassenschaften der frühen Sozialforscher noch nicht erwacht. Diese blieb zunächst stärker als etwa in Frankreich oder in den USA dem Historismus verhaftet. Erst in den 1970er Jahren gewannen auch hierzulande in der Wirtschaftsund Sozialgeschichte Forscher größeren Einfluss, die an sozialwissenschaftlichen Theorien und quantitativen Methoden stärker interessiert waren.58 Durch diese Umorientierungen in der Wissenschaftslandschaft lässt es sich wohl erklären, dass die Erhebungen von Haushaltsrechnungen aus der Vorkriegszeit weder in der Ökonomik noch in der Geschichtswissenschaft der frühen Bundesrepubik eine sonderliche Rolle spielten. Mit der Einführung der volkswirtschaftlichen Gesamtrechnung (VGR) trat bspw. auch in der Haushalts- und Konsumstatistik eine makroökonomische Sichtweise in den Vordergrund. Verbrauchsstatistiken wurden nun aus makroökonomischen Daten berechnet. Zwar erhob das Statistische Bundesamt in einer Fortentwicklung der Methoden der haushaltsstatistischen Erhebungen der Vorkriegszeit seit 1949 die laufenden Wirtschaftsrechnungen einer gewissen Stichprobe von bundesdeutschen Haushalten.59 Als historischer Vergleichsmaßstab erschienen die Erhebungen der Vorkriegszeit vielfach jedoch als methodisch überholt und deshalb ungeeignet. Diesem Geiste entsprangen die

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logie in Deutschland und Österreich 1918–1945 (Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie, Sonderheft 23), Opladen 1981, S. 461–500. Alexander Nützenadel, Stunde der Ökonomen. Wissenschaft, Politik und Expertenkultur in der Bundesrepublik 1949–1974 (Kritische Studien zur Geschichtswissenschaft, Bd. 166), Göttingen 2005, S. 25–62. Erich Egner, Der Haushalt. Eine Darstellung seiner volkswirtschaftlichen Gestalt. 2. Auflage. Berlin 1976, Ders., Entwicklungsphasen der Hauswirtschaft, Göttingen 1964, Ders., Studien über Haushalt und Verbrauch (Beiträge zur Ökonomie von Haushalt und Verbrauch, Bd. 1), Berlin 1963, Helga Schmucker, Studien zur empirischen Haushalts- und Verbrauchsforschung (Beiträge zur Ökonomie von Haushalt und Verbrauch, Bd. 15), Berlin 1980. In diesem Zusammenhang verdient die von ihnen herausgegebene Schriftenreihe „Beiträge zur Ökonomie von Haushalt und Verbrauch“ erwähnt zu werden, in der eine Reihe von haushaltsökonomischen Studien erschien. Zu Leben und Werk E GNERs und S CHMUCKERs siehe Irmintraut Richarz, Oikos, Haus und Haushalt. Ursprung und Geschichte der Haushaltsökonomik, Göttingen 1991, S. 290–306. Diese „empfindliche Rückständigkeit“ attestierte etwa Jürgen KOCKA der deutschen Geschichtswissenschaft als einer der Verfechter ihrer Neuausrichtung als historische Sozialwissenschaft. Vgl. hierzu bspw. Jürgen Kocka, Theorien in der Sozial- und Gesellschaftsgeschichte. Vorschläge zur historischen Schichtungsanalyse, in: Geschichte und Gesellschaft, Bd. 1 (1975), S. 9–42, hier: vor allem S. 15–17. Ergänzt wurden diese Erhebungen seit 1962/63 um die alle fünf Jahre stattfindenden Einkommens- und Verbrauchsstichproben. Siehe hierzu Alfred Reckendrees, Konsummuster im Wandel. Haushaltsbudgets und Privater Verbrauch in der Bundesrepublik Deutschland 1952–98, in: Jahrbuch für Wirtschaftsgeschichte, (2007), Nr. 2, S. 29–61, hier: S. 32–37.

35 Äußerungen Walther G. H OFFMANNs, der die Erhebungen des 19. Jahrhunderts allgemein als „zu speziell“ empfand, um sie mit den eigenen im Zuge seiner Rekonstruktion der VGR gewonnenen Verbrauchsdaten zu vergleichen. Selbst die Daten der großen Erhebungen des Statistischen Reichsamtes von 1907, 1927/28 und 1937, die er schließlich den von ihm berechneten Pro-Kopf-Verbrauchsdaten gegenüberstellte, könnten „kaum zu einem Vergleich mit den eigenen Ergebnissen benutzt werden“, da sie aus einer ganzen Reihe von Gründen „zur Schätzung dieser Ausgaben nicht repräsentativ“ seien.60 Diese Einschätzung dürfte in weiten Kreisen geteilt worden sein: Wenn überhaupt Haushaltsrechungen aus der Vorund Zwischenkriegszeit auf volkswirtschaftlichem Gebiet genutzt wurden, dann waren es jene drei amtlichen Großerhebungen.61 Deren Ergebnisse dienten etwa in aggregierter Form als Grundlage für die Ermittlung von Nachfrageelastizitäten zur Schätzung von Konsumfunktionen.62 Auch Manfred E ULER bemerkte in seinem Aufsatz, der sich mit den Wirtschaftsrechnungen als Teil der amtlichen Statistik beschäftigte, bloß, dass „die Beobachtung der Wirtschaftsrechnungen privater Haushalte [. . . ] in Deutschland auf eine lange Geschichte zurückblicken“ könne.63 Von den amtlichen Erhebungen abgesehen fanden die zahlreichen Studien aus der Zeit des Kaiserreiches nur in wissenschaftshistorischen Abhandlungen überhaupt Erwähnung.64 Bis in die 1970er Jahre blieb auch ihr historischer Quellenwert unbeachtet. Eine rühmliche Ausnahme hierzu bildet die Arbeit von Lothar S CHNEIDER, der den Konsum von Fabrik- und Heimarbeitern anhand einzelner beispiel60 61

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Hoffmann (1965), S. 696–705, Zitate S. 697, S. 702 bzw. S. 703. Als weiteres Beispiel kann hier die Studie Heinz Gollnick, Ausgaben und Verbrauch in Abhängigkeit von Einkommen und Haushaltsstruktur. Vergleich von Querschnittsanalysen 1927/28 u. 1950/51, Hannover 1959 dienen. Vgl. die grundlegenden Arbeiten der US-amerikanischen Ökonomen S TIGLER und H OUTHAKKER (George J. Stigler, The early History of Emperical Studies of Consumer Behavior, in: Journal of Political Economy, Bd. 62 (1954), Nr. H. 2, S. 95–113, Hendrik S. Houthakker, An International Comparison of Household Expenditure Patterns, Commemorating the Centenary of Engel’s Law, in: Econometrica, Bd. 25 (1957), Nr. 4, S. 532–551). Hingegen verwendete Ekkehard von K NORRING in seiner Studie einzig die Hoffmann’schen Daten (Ekkehard v. Knorring, Die Berechnung makroökonomischer Konsumfunktionen für Deutschland 1851-1913, Tübingen 1970, S. 69). Gleiches gilt für die Studie von R ETTIG (Rudi Rettig, Strukturverschiebungen der privaten Konsumnachfrage in Deutschland 1850 bis 1913, in: Vierteljahrschrift für Sozial- und Wirtschaftsgeschichte, Bd. 71 (1984), S. 342–356). Euler (1969), S. 592. Helga Schmucker, Die methodische und erkenntnismäßige Entwicklung der Erhebung von Wirtschaftsrechnungen, in: Allgemeines Statistisches Archiv, Bd. 41 (1957), S. 115–127, mit einer neuen Zusammenfassung wieder abgedruckt in: Ders. (1980), S. 282–299, Elisabeth Noelle, Umfragen in der Massengesellschaft. Einführung in die Methoden der Demoskopie, Reinbek bei Hamburg 1963, S. 316, Anthony Oberschall, Empirische Sozialforschung in Deutschland 1848–1913, Freiburg/München 1997 (1. engl. Aufl. Paris/Den Haag 1965), Ulla G. Schäfer, Historische Nationalökonomie und Sozialstatisik als Gesellschaftswissenschaften. Forschungen zur Vorgeschichte der theoretischen Soziologie und der empirischen Sozialforschung in Deutschland in der zweiten Hälfte des 19. Jahrhunderts, Köln, Wien 1971, Hans Zeisel, Zur Geschichte der Soziographie, in: Marie Jahoda, Paul F. Lazarsfeld und Ders. (Hrsg.), Die Arbeitslosen von Marienthal. Ein soziographischer Versuch über die Wirkungen langandauernder Arbeitslosigkeit. Mit einem Anhang zur Geschichte der Soziographie, 3. Auflage. Frankfurt a. M./Leipzig 1975, S. 113–142 und Horst Kern, Empirische Sozialforschung. Ursprünge, Ansätze, Entwicklungslinien, München 1982.

36 haft genutzter Haushaltsrechnungen miteinander verglich.65 Hans Jürgen T EUTEBERG kommt wohl der Verdienst zu, die Haushaltsrechnungen aus ihrem „Dornröschenschlaf“ erweckt zu haben. In einigen Arbeiten wies er bereits Anfang/Mitte der 1970er Jahre auf diese Quellengattung und ihre mögliche Bedeutung für die Sozialgeschichte hin.66 Allerdings war sein Forschungsinteresse auf die Ernährungsgeschichte fokussiert. Als eine Pionierstudie in der Auswertung von Haushaltsrechnungen soll hier die Dissertation Sandra C OYNERs nicht unerwähnt bleiben, wenn sie sich inhaltlich auch mit der Zeit der Weimarer Republik beschäftigt.67 Eine Auseinandersetzung mit den Haushaltsrechnungen als Quelle für die Sozialgeschichte des Kaiserreiches allgemein fand trotz der Hinweise T EUTEBERGs und dem methodischen Vorbild C OYNERs zunächst jedoch nicht statt. Vor diesem Hintergrund erscheint es als durchaus innovativ, dass Rudolf B RAUN im Jahre 1979 den Blick der sozialhistorischen Forschung auf diesen vorher wenig beachteten Quellenfundus lenkte. Er stellte fest, dass schon viel gewonnen wäre, „wenn das umfangreiche empirische Material der Pioniere der Konsum- und Haushaltsforschung aus der zweiten Hälfte des 19. Jahrhunderts, das ja inzwischen historischen Quellenwert erlangte, mit modernen Fragestellungen, Methoden und Testverfahren neu aufbereitet würde.“68 Ob diese Forderung richtungsweisend wirkte, sei dahingestellt. In jedem Fall entsprach sie dem in jenen Jahren aufkeimenden neuen Selbstverständnis der deutschen Sozialgeschichte als historischer und durchaus quantitativ arbeitender Sozialwissenschaft. Hinzu kamen die neuen Möglichkeiten der elektronischen Datenverarbeitung. Was auch immer der eigentliche Auslöser war, jedenfalls schenkten seitdem mehrere Gruppen von Wirtschafts- und Sozialhistorikern in Deutschland unabhängig voneinander den Haushaltsrechnungen als Quelle historischer Forschung ihre Aufmerksamkeit und wagten den Versuch, diese verstreut publizierten, disparaten Studien elektronisch auszuwerten. Im Zuge dieser Bewegung wurden etwa zwei große Erhebungen von Haushaltsrechnungen, die beide erstmals 1909 veröffentlicht worden waren,69 neu aufgelegt und, von einem quel65 66

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Lothar Schneider, Der Arbeiterhaushalt im 18. und 19. Jahrhundert. Dargestellt am Beispiel des Heimund Fabrikarbeiters (Beiträge zur Ökonomie von Haushalt und Verbrauch, Bd. 4), Berlin 1967. Erste Ansätze finden sich bereits in Teuteberg (1972), 49–52. Erheblich ausführlicher – sowohl in der Darstellung als auch in der Auflistung der einschlägigen Untersuchungen – ist Ders., Die Nahrung der sozialen Unterschichten im späten 19. Jahrhundert, in: Edith Heischkel-Artelt (Hrsg.), Ernährung und Ernährungslehre im 19. Jahrhundert, Göttingen 1976, S. 205–287, hier: vor allem S. 206–223. Sandra J[ean] Coyner, Class Patterns of Family Income and Expenditure during the Weimar Republic: German White-Collar Employees as Harbingers of Modern Society, Diss. New Brunswick/New Jersey 1975 sowie die Zusammenfassung Ders., Class Consciousness and Consumption: The New Middle Class during the Weimar Republic, in: Journal of Social History, Bd. 10 (1977), S. 310–331. Rudolf Braun, Einleitende Bemerkungen zum Problem der historischen Lebensstandardforschung, in: Werner Conze und Ulrich Engelhardt (Hrsg.), Arbeiter im Industrialisierungsprozeß. Herkunft, Lage und Verhalten, Stuttgart 1979, S. 128–135, hier: S. 131. Diese Einschätzung teilt auch P IERENKEMPER, der seinen dieser Quellengattung gewidmeten Sammelband mit demselben Zitat einleitet (Toni Pierenkemper (Hrsg.), Zur Ökonomik des privaten Haushalts. Haushaltsrechnungen als Quellen historischer Wirtschafts- und Sozialforschung, Frankfurt a. M./New York 1991d, S. 13). Kaiserliches Statistisches Amt (Hrsg.), Erhebung von Wirtschaftsrechnungen minderbemittelter Familien im Deutschen Reiche (Reichs-Arbeitsblatt, Sonderheft 2), Berlin 1909 und Vorstand des Deutschen Metallarbeiter-Verbandes (Hrsg.), 320 Haushaltsrechnungen von Metallarbeitern, Stuttgart 1909.

37 lenkritischen Vorwort der Herausgeber begleitet,70 der wirtschafts- und sozialhistorischen Forschung besser zugänglich gemacht. Die Erforschung von Haushaltsrechnungen führte gegen Ende der 1980er Jahre zu einer ganzen Reihe von Publikationen, die auf Haushaltsrechnungen als Quelle beruhten bzw. deren Verwendung zum Thema machten. In diesem Zusammenhang verdienen die Arbeiten Toni P IERENKEMPERs71 , Reinhard S PREEs72 und Erich W IEGANDs73 hervorgehoben zu werden. Besonders erwähnenswert sind hier auch die Publikationen Armin T RIEBELs, dessen gesamtes wissenschaftliches Œuvre sich praktisch dem Thema der historischen Haushaltsanalyse widmet.74 Hinzu kommt die breite sozialhistorische Literatur zu den Lebensumständen einzelner gesellschaftlicher Gruppierungen im Kaiserreich, die ebenfalls – einige Beiträge mehr, andere weniger – Haushaltsrechungen als empirische Unterfütterung ihrer Argumentationen nutzten.75 70 71

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Flemming und Witt (1981). Pierenkemper (1987c), Ders. (1988), Ders. (1991a), Ders. (1991b) und Ders., Informationsgewinne und Informationsverluste einer Analyse von Haushaltsrechnungen auf massenstatistischer Basis - am Beispiel ausgewählter bürgerlicher Haushalte im 19. Jahrhundert, in: Toni Pierenkemper (Hrsg.), Zur Ökonomik des privaten Haushalts. Haushaltsrechnungen als Quelle historischer Wirtschafts- und Sozialforschung, Frankfurt a. M./New York 1991c, S. 61–75. Reinhard Spree, Angestellte als Modernisierungsagenten. Indikatoren und Thesen zum reproduktiven Verhalten von Angestellten im späten 19. und frühen 20. Jahrhundert, in: Jürgen Kocka (Hrsg.), Angestellte im europäischen Vergleich. Die Herausbildung angestellter Mittelschichten seit dem späten 19. Jahrhundert, Göttingen 1981, S. 279–308, Ders., Modernisierung des Konsumverhaltens deutscher Mittel- und Unterschichten während der Zwischenkriegszeit, in: Zeitschrift für Soziologie, Bd. 14 (1985), Nr. 5, S. 400–410, Reinhard Spree, J. Estermann und Armin Triebel, Ökonomischer Zwang oder schichttypischer Lebensstil? Muster der Einkommensaufbringung und -verwendung vor und nach dem ersten Weltkrieg, in: H. Thomas und J. Estermann (Hrsg.), Bildung und Beruf. Soziale und ökonomische Aspekte, Berlin u. a. 1986, Spree (1987) und Ders., Knappheit und differentieller Konsum während des ersten Drittels des 20. Jahrhunderts in Deutschland, in: Hansjörg Siegenthaler (Hrsg.), Ressourcenverknappung als ein Problem der Wirtschaftsgeschichte (Schriften des Vereins für Socialpolitik, N.F. Bd. 192), Berlin 1990, S. 171–221, welcher erneut abgedruckt wurde als Ders. (1997). Wiegand (1982) und Ders. (1987). Armin Triebel, Differential Consumption in Historical Perspective, in: Historical Social Research – Historische Sozialforschung, Bd. 6 (1981), Nr. 1, S. 74–91, Ders., Ökonomie und Lebensgeschichte. Haushaltsführung im gehobenen Mittelstand Ende des 19. Jahrhunderts, in: Christoph Conrad und Hans-Joachim v. Kondratowitz (Hrsg.), Gerontologie und Sozialgeschichte. Wege zu einer historischen Betrachtung des Alters. Beiträge einer internationalen Arbeitstagung am Deutschen Zentrum für Altersfragen, Berlin, 5.-7. Juli 1982 (Beiträge zur Gerontologie und Altenarbeit, Bd. 49), Berlin 1983, S. 273–317, Ders., Soziale Unterschiede beim Konsum im Ersten Weltkrieg und danach - Bruch mit der Vergangenheit? in: Toni Pierenkemper (Hrsg.), Haushalt und Verbrauch in historischer Perspektive. Zum Wandel des privaten Verbrauchs in Deutschland im 19. und 20. Jahrhundert, St. Katharinen 1987, S. 90–122, Ders., Variations in Patterns of Consumption in Germany in the Period of the First World War, in: R. Wall und J. M. Winter (Hrsg.), The Upheaval of War, Cambridge 1988, S. 159–195, Ders., Vergleichbar machen ohne Gleichzumachen. Äquivalenzskalen in der historischen Konsumforschung, in: Toni Pierenkemper (Hrsg.), Zur Ökonomik des privaten Haushalts. Haushaltsrechnungen als Quelle historischer Wirtschafts- und Sozialforschung, Frankfurt a. M./New York 1991a, S. 98–141, Ders. (1997b), und vor allem seine umfangreiche Dissertation Ders. (1991b). Relativ häufig genutzt wurden Haushaltsrechnungen vor allem in den Untersuchungen zur Arbeiterklasse, die zumeist in den 1980er Jahren entstanden. Zusammenfassend siehe hierfür Gerhard A. Ritter und Klaus Tenfelde, Arbeiter im Deutschen Kaiserreich 1871 bis 1914 (Geschichte der Arbeiter und der

38 Diese Arbeiten standen in der Tradition der historischen Sozialwissenschaft und versuchten meistenteils, der soziologischen Theorie entlehnte Kategorien sozialer Ungleichheit, seien es Klassen, Stände oder Schichten, mittels Haushaltsdaten zu illustrieren und deren Ausgabenverhalten zu quantifizieren. S PIEKERMANN kritisierte 1997 an diesen Ansätzen zu Recht, dass damit die aus Haushaltsrechnungen gewonnenen Daten stets auf die „sozialen Kategorien der Jahrhundertwende“ bezogen würden.76 Sie setzten also klassen-, stände- oder schichtspezifische Unterschiede im Konsum voraus. Damit gaben sie das Ziel ihrer Auswertungen bereits vor und die dementsprechend gruppierten Haushaltsrechnungen bestätigten die präjudizierten Konsumdifferenzen mehr oder minder gut. S PIEKERMANNs Kritik, dass eine „Analyse im selbsterstellten Kategoriensystem“ zu Fehldeutungen führe, ist unmittelbar einsichtig.77 Merkwürdigerweise übersah S PIEKERMANN dabei die oben erwähnten und zu diesem Zeitpunkt bereits existierenden Arbeiten Reinhard S PREEs, denen dieser Vorwurf nicht zu machen ist, sondern die – im Gegenteil – methodisch S PIEKERMANNs Kritik bereits vorwegnahmen.78 Zu diesem Zeitpunkt hatte es der Fortschritt in der elektronischen Datenverarbeitung nämlich bereits ermöglicht, Verbrauchsdaten mit sogenannten clusteranalytischen Verfahren zu untersuchen, ohne die Klassifikationsstruktur von vorneherein vorzugeben, und damit prinzipiell den Weg einzuschlagen, den auch die vorliegende Untersuchung gewählt hat. Erstmals nutzte Reinhard S PREE diesen rechenintensiven Ansatz Mitte der 1980er Jahre, um aus Haushaltsrechnungen gewonnene Konsumdaten zu analysieren.79 Allerdings beschränkte er sich dabei auf die 852 Haushaltsrechnungen der Reichserhebung von 1907 und damit auf den dort untersuchten Gesellschaftsausschnitt, der keineswegs als repräsentativ für die Bevölkerung des Reiches anzusehen ist.80 Etwas später griff S PREE diesen Ansatz erneut auf, diesmal mit einer erweiterten Quellenbasis.81 Für diese zweite Studie nutzte er zusätzlich die Reichserhebung von 1927/28, die zwar methodisch gegenüber der

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Arbeiterbewegung in Deutschland seit dem Ende des 18. Jahrhunderts, Bd. 5), Bonn 1992, S. 507–528. Dagegen scheinen die zeitlich zumeist nach den Studien zur Arbeiterklasse entstandenen Arbeiten zu den Lebenslagen im Bürgertum vielfach bereits einen eher kultur- als sozialhistorischen Ansatz verfolgt zu haben; insofern gibt es nur einzelne Arbeiten, die bürgerliche Haushaltsrechnungen zur Skizzierung der Lebensumstände nutzen. Einen Überblick über diese schmale Literatur bietet Pierenkemper (1991a), für einen ersten Eindruck über die Erforschung des Bürgertums im ganzen siehe Thomas Mergel, Die Bürgertumsforschung nach 15 Jahren. Für Hans-Ulrich Wehler zum 70. Geburtstag, in: Archiv für Sozialgeschichte, Bd. 41 (2001), S. 515–538. Der Vollständigkeit halber erwähnt sei hier noch KarlHeinz Landau, Bürgerlicher und Proletarischer Konsum im 19. und 20. Jahrhundert, Köln, Wien 1990, ein Werk, das trotz seines verheißungsvollen Titels weder konzeptionell noch argumentativ überzeugt. Uwe Spiekermann, Nahrung und Ernährung im Industriezeitalter. Ein Rückblick auf 25 Jahre historischethnologischer Ernährungsforschung (1972-1996), in: Andreas Bodenstadt u. a. (Hrsg.), Materialien zur Ermittlung von Ernährungsverhalten (Berichte der Bundesforschungsanstalt für Ernährung BFE-R–97-1), Karlsruhe 1997a, S. 35–73, hier: S. 45. Ebenda. Spree (1987), Ders. (1990) bzw. Ders. (1997). Vgl. den oben bereits erwähnten Aufsatz Ders. (1987). S PREE räumt dies auch freimütig ein, vgl. Ebenda, S. 61. Zur Frage der Repräsentativität jener Erhebung siehe Flemming und Witt (1981), S. XI–XXVII. Spree (1990); der Aufsatz wurde unverändert wieder abgedruckt als Ders. (1997).

39 zwanzig Jahre älteren deutliche Vorzüge aufweist, deren Zielgruppe aber wiederum eine ähnliche Klientel war: städtische Arbeiter-, kleine Angestellten- und Beamtenhaushalte.82 Damit konzentrierte sich S PREE bei seinen Analysen also stets auf einen gewissen gesellschaftlichen Ausschnitt, der sich grob im Grenzbereich zwischen gehobener Unterschicht und unterer Mittelschicht verorten lässt. Trotz dieser Einschränkungen hinsichtlich der Bandbreite der untersuchten Haushaltungen konnte S PREE mit seiner Clusteranalyse den oben vorgestellten Kritikpunkt empirisch erhärten. Abschließend bemerkte er: „Die clusteranalytische Auswertung von Haushaltsrechnungen machte [. . . ] sichtbar, daß eben die genannten sozialen Charakterisierungen der Konsumdifferenzen irreführend sind. Die so eindeutigen Unterschiede der Konsummuster zwischen den Berufsstellungen sind durch die Klassifikationen bei der Gruppenbildung bereits vorgegeben.“83 Diese Feststellungen markieren gleichsam den bisherigen Stand der Erforschung von Haushaltsrechnungen der Jahre vor 1914 bzw. vor 1945. Denn im Jahr 1997, mit dem Erscheinen des Sammelbandes, in dem sich neben dem Wiederabdruck von S PREEs Clusteranalyse auch ein letzter zusammenfassender Aufsatz Armin T RIEBELs findet,84 ebben die Publikationen zum Einsatz von Haushaltsrechnungen als Quellen der wirtschafts- und sozialhistorischen Forschung ab. Vor diesem Hintergrund liest sich der Titel des von Uwe S PIEKERMANN im selben Jahr publizierten Forschungsüberlicks zur Ernährungsgeschichte wie ein Abgesang: „Nahrung und Ernährung im Industriezeitalter. Ein Rückblick auf 25 Jahre historisch-ethnologischer Ernährungsforschung (1972–1996)“.85 Darin konstatierte S PIEKERMANN bereits die abnehmende Zahl von Arbeiten zur sozialdifferenziellen Konsumgeschichte.86 Dieser Eindruck trog nicht, und so repräsentiert T ENFELDEs ebenfalls 1997 erschienene Zusammenfassung der Forschungsergebnisse über „klassenspezifische Konsummuster im Deutschen Kaiserreich“ noch heute den aktuellen Forschungsstand zu diesem Themenkomplex.87 Zwar ist die Konsumgeschichte insgesamt in Deutschland ein zunehmend beackertes Feld, allerdings weniger unter sozial- als unter kulturhistorischen Vorzeichen. Weniger der Konsum einzelner gesellschaftlicher Gruppierungen stand nun im Vordergrund als vielmehr Fragen nach der Entstehung der Konsumgesellschaft, nach dem Einfluss des Handels auf den Konsum oder nach der kulturellen Bedeutung des Konsums bestimmter Güter.88 Es ist zu vermuten, dass die Gründe für das Ausbleiben weiterer Arbeiten mit im 82

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Statistisches Reichsamt (1932). Zur Würdigung dieser Quelle siehe Triebel (1991b), Bd. 2, S. 77–83. Spree (1997), S. 78. Triebel (1997b). Vgl. Spiekermann (1997a), S. 35. Diesen Eindruck verstärkt die Tatsache, dass S PIEKERMANN für den Beginn seiner Rückschau ebenfalls den hier erwähnten Band T EUTEBERGs und W IEGELMANNs aus dem Jahr 1972 wählte (Hans Jürgen Teuteberg und Günter Wiegelmann, Der Wandel der Nahrungsgewohnheiten unter dem Einfluß der Industrialisierung, Göttingen 1972). Spiekermann (1997a), S. 44. Tenfelde (1997). Für einen Überblick über die bisherigen Forschungsergebnisse zum deutschen Fall vgl. Wolfgang König, Geschichte der Konsumgesellschaft, Stuttgart 2000, Michael Prinz, Konsum und Konsumgesellschaft

40 engeren Sinne sozialhistorischem Fokus wiederum – wie bereits bei der Frage nach dem Einsetzen der hier vorgestellten Schriften in den 1970er Jahren – in einer grundsätzlichen wissenschaftlichen Neuausrichtung zu suchen sind. Läutete damals die „strukturalistische Wende“ der Sozialgeschichte eine verstärkte Wahrnehmung der Quellengattung Haushaltsrechnung ein, bereitete ihr die „kulturalistische Wende“ Anfang/Mitte der 1990er Jahre ein vorläufiges Ende.89 Wie oben bereits angedeutet gibt es bereits seit zwanzig Jahren Arbeiten, die auf eine ausdifferenzierte Konsumstruktur im Kaiserreich hinweisen. Dennoch findet sich auch aktuell zuweilen noch eine Sichtweise, nach der sich der differentielle Konsum im Kaiserreich thesenhaft zugespitzt auf die deutlichen Unterschiede in den Konsumstrukturen der sozialen Klassen reduziert.90 Demnach ließen sich vor allem Arbeiter- und Bürgerhaushalte deutlich an ihren unterschiedlichen Konsumgewohnheiten unterscheiden. Während es unter den bürgerlichen Haushalten eine feine Ausdifferenzierung im Konsumverhalten gegeben habe, eine regelrechte Vielfalt der Konsumstile, herrsche unter den Arbeiterhaushalten zu großen Teilen „einfallsloses Gleichmaß“.91 Erwirtschafteten Arbeiter aus ihren geringen Löhnen Überschüsse, hätten sie einem gewissen proletarischen Hedonismus zugeneigt und ihr Geld für billiges Vergnügen und Genussmittel ausgegeben, anstatt an Vorsorgeleistungen etc. zu denken. Ihr Wunsch nach besseren Wohnverhältnissen sei nicht sonderlich ausgeprägt gewesen, heißt es, weil sie bessere Verhältnisse gar nicht gekannt hätten.92 Untere Beamten seien dagegen, selbst wenn sie in etwa dieselben Einkommen hatten wie Arbeiterhaushalte, Genuss und Vergnügen tendenziell abhold gewesen und neigten eher zur Askese, um für eine bessere Zukunft ihrer Kinder zu sparen. Deutlich lasse sich auch der Konsum der Angestellten, die dem Standard des Beamtentums zu-

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seit dem 18. Jahrhundert. Neuere deutsche, englische und amerikanische Literatur, in: Archiv für Sozialgeschichte, Bd. 41 (2001), S. 450–514, Michael Prinz, „Konsum“ und „Konsumgesellschaft“ -– Vorschläge zu Definition und Verwendung, in: Derselbe (Hrsg.), Der lange Weg in den Überfluss. Anfänge und Entwicklung der Konsumgesellschaft seit der Vormoderne, Paderborn u. a. 2003, S. 11–34, Rainer Bacher u. a., Konsum und Identität: Neuere Studien zur Geschichte des Konsums, in: Westfälische Forschungen, Bd. 52 (2002), S. 569–585, Kleinschmidt (2008), Gudrun M. König, Konsumkultur. Inszenierte Warenwelt um 1900, Wien/Köln/Weimar 2009 und verschiedene Beiträge in Heinz-Gerhard Haupt und Claudius Torp (Hrsg.), Die Konsumgesellschaft in Deutschland 1890–1990. Ein Handbuch, Frankfurt a. M. 2009. Vgl. für die kulturalistische Neuausrichtung der Sozialgeschichte beispielhaft Ute Daniel, „Kultur“ und „Gesellschaft“. Überlegungen zum Gegenstandsbereich der Sozialgeschichte, in: Geschichte und Gesellschaft, Bd. 19 (1993), S. 69–99. Vgl. im Folgenden, wenn nicht anders erwähnt, Tenfelde (1997), S. 252–256 und Triebel (1991b), Bd. 1, S. 391–416. Ebenda, Bd. 1, S. 396. Diese These geht letztlich auf die zeitgenössische Arbeit des französischen Soziologen Maurice H ALB WACHS zurück, der sich noch vor dem Ersten Weltkrieg mit dieser Untersuchung über die deutsche Arbeiterklasse an der Sorbonne habilitierte – einer Arbeit, die bis heute nicht ins Deutsche übersetzt wurde. Siehe Maurice Halbwachs, La classe ouvrière et les niveaux de vie. Recherches sur la hiérarchie des besoins dans les sociétés industrielles contemporaines, Paris 1913 (ND Paris u.a. 1970), S. 444–445. In diese Richtung äußerte sich auch Triebel (1991b), Bd. 1, S. 399.

41 strebten, von dem gleich gut verdienender Arbeiter unterscheiden, die vielbeschworene „Kragenlinie“ zwischen diesen beiden Schichten trete deutlich hervor.93 Eine Gegenposition zu der in dieser Schärfe zuletzt von T RIEBEL verfochtenen eindeutigen Trennlinie zwischen einem Konsum der Arbeiterschaft und einem Konsum (klein-)bürgerlicher Haushalte nahm, wie oben bereits verschiedentlich erwähnt, Reinhard S PREE ein.94 Seine Clusteranalyse förderte zutage, dass sich die Konsumstrukturen der in der großen Erhebung des Kaiserlichen Statistischen Amtes erfassten 852 Haushalte grob in sieben unterscheidbare Muster teilen ließen, die sich zu fünf „schichtmäßigen Milieus“ fügen.95 Diese Milieus unterscheiden sich im Konsum jeweils deutlich: So schwanken etwa die Anteile der Nahrungsmittelausgaben zwischen 54% und 34%. Begutachtet man diese Cluster hinsichtlich ihrer beruflichen Zusammensetzung, scheinen sich oberflächlich betrachtet zunächst T RIEBELs Ergebnisse zu bestätigen. Die Cluster mit dem dürftigsten Konsummuster enthalten vor allen Dingen Arbeiterhaushalte, die mit dem vergleichsweise komfortabelsten hauptsächlich Beamtenhaushalte. S PREE kommt diesbezüglich jedoch zu dem oben kurz angerissenen Ergebnis, dass die Konsumdifferenzierungen wohl ursächlich weniger auf Unterschiede in der Berufsstellung zurückzuführen, sondern „primär einkommensbedingt“ sind: Die wenigsten Arbeiter erreichten im Jahr 1907 das Einkommensniveau eines Beamten.96 Dieses Ergebnis erhärtet sich bei der Analyse der anderen drei zwischen den beiden oben erwähnten Extremen angesiedelten Konsummilieus. Hier lassen sich nämlich die Berufsstellungen nicht mehr trennscharf einer Konsumstruktur zuordnen, wie es T RIEBELs These ja erwarten ließe. Stattdessen sind sie durchmischt, teilweise bis zum Verhältnis 1 : 2. Neben dem Einkommen scheint die Zahl der Kinder den entscheidenden Einfluss auf das Konsumverhalten besessen zu haben. Abschließend kommt S PREE zu dem Schluss, dass die These, „es gebe einen Lebensstil, der aus der beruflichen Stellung als Arbeiter abgeleitet werden könne, irreführend“ sei.97 Diese beiden Ansichten stehen sich nach bisherigem Forschungsstand gegenüber. T EN vermeidet es in seinem Forschungsüberblick, sich für eine der beiden Positionen zu entscheiden.98 Die Frage nach der Bedeutung der Berufsstellung für das Konsumverhalten der Unter- und Mittelschichten-Haushalte im Kaiserreich ist bislang also noch nicht abschließend geklärt. Diesen Eindruck bestätigt auch die aktuelle Zusammenfassung FELDE

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Zum Begriff der „Kragenlinie“ siehe Jürgen Kocka, Angestellte zwischen Faschismus und Demokratie. Zur politischen Sozialgeschichte der Angestellten: USA 1890–1940 im internationalen Vergleich (Kritische Studien zur Geschichtswissenschaft, Bd. 25), Göttingen 1977, S. 11. Zur Kritik dieses Ansatzes siehe Spree (1981). Hier und im Folgenden siehe – wenn nicht anders vermerkt – Ders. (1997). Ebenda, S. 62-64. Ein achtes Cluster war lediglich von einem einzigen Haushalt besetzt und kann hier deshalb außer Acht gelassen werden. Ebenda, S. 65. Ebenda, S. 70. Tenfelde (1997), S. 265.

42 Heinz-Gerhard H AUPTs.99 Auf der einen Seite betont H AUPT, dass es bereits im Kaiserreich tief greifende Heterogenität innerhalb der Arbeiter- wie auch der Angestelltenschaft gegeben hätte. Auf der anderen Seite erkennt er keine Herausbildung einer „‚neuen Arbeiterklasse‘ aus Facharbeitern und Angestellten“, die sich in ähnlichem Konsumverhalten niederschlage, stattdessen habe die „Kragenlinie“ noch lange konsumdifferenzierend gewirkt.100 Allerdings muss man konstatieren, dass H AUPT insgesamt stärker S PREEs These vom Primat des Einkommens zuneigt, denn der von T RIEBEL vertretenen Position der Konsumdifferenzierung nach der Berufstellung. Was den Konsum des Bürgertums angeht, wird häufig die Pflicht zu einem standesgemäßen Lebenswandel stark hervorgehoben. Gerade bei Haushalten am unteren Rand des bürgerlichen Spektrums führte dies zum Phänomen des sogenannten „gespaltenen Konsums“, was bedeutet, dass besagte Haushalte große finanzielle Anstrengungen in allen Bereichen unternahmen, die öffentlich sichtbar und statusrelevant waren und sich die hierfür erforderlichen Mittel im privaten Bereich im wahrsten Sinne des Wortes vom Munde absparten.101 Das höhere Bürgertum wies eine ambivalente Beziehung zum Konsum auf: Es schwankte zwischen demonstrativem Luxuskonsum auf der einen und Kritik an dessen Auswüchsen auf der anderen Seite.102 Die Vorstellung, die berufliche Stellung habe den entscheidenden Einfluss auf das Konsumverhalten gehabt, findet sich durchaus auch auf dieser gehobenen gesellschaftlichen Ebene. So heißt es, bildungsbürgerliche Haushalte ließen sich anhand ihrer konsumtiven Vorlieben für Kultur, Bildung, Freizeit und Reisen deutlich von kaufmännischen Haushalten unterscheiden.103 Kurz: Trotz der Einsprüche Reinhard S PREEs, der die Trennungslinien unterschiedlicher Berufsstellungen im Konsum der von ihm clusteranalytisch untersuchten Haushalte nicht bestätigt sah, wird auch heute noch verschiedentlich die 99

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Heinz-Gerhard Haupt, Der Konsum von Arbeitern und Angestellten, in: Derselbe und Claudius Torp (Hrsg.), Die Konsumgesellschaft in Deutschland 1890–1990. Ein Handbuch, Frankfurt a. M. 2009, S. 145–153. Ebenda, S. 149 und S. 152. Vgl. hierzu Dorothee Wierling, Der bürgerliche Haushalt der Jahrhundertwende aus der Perspektive der Dienstmädchen, in: Toni Pierenkemper (Hrsg.), Haushalt und Verbrauch in historischer Perspektive. Zum Wandel des privaten Verbrauchs in Deutschland im 19. und 20. Jahrhundert, St. Katharinen 1987, S. 282–303, hier: S. 286 und S. 290–298, Sibylle Meyer, Die mühsame Arbeit des demonstrativen Müßiggangs. Über die häuslichen Pflichten der Beamtenfrauen im Kaiserreich, in: Karin Hausen (Hrsg.), Frauen suchen ihre Geschichte. Historische Studien zum 19. und 20. Jahrhundert, München 1983, S. 172–194, hier: S. 176–180 und Pierenkemper (1991a), S. 171–175. Siehe hierzu Gunilla Budde, Bürgertum und Konsum: Von der repräsentativen Bescheidenheit zu den „feinen Unterschieden“, in: Heinz-Gerhard Haupt und Claudius Torp (Hrsg.), Die Konsumgesellschaft in Deutschland 1890–1990. Ein Handbuch, Frankfurt a. M. 2009, S. 131–144, hier: v. a. S. 132–136. Diese sehr absolut klingenden Aussagen wurden teilweise aus dem Vergleich einiger weniger Haushalte gezogen. Dass P IERENKEMPER in seiner Untersuchung auf die Vorläufigkeit diesbezüglicher Aussagen aufgrund der schmalen Quellenbasis hinweist, hielt etwa T ENFELDE in seinem Forschungsüberblick nicht davon ab, auf Grundlage dieser provisorischen Ergebnisse recht apodiktisch allgemeine Aussagen über die Vermögens- und Konsumtionsverhältnisse höherer Beamter im Vergleich zu „Wirtschaftsbürgern“ zu treffen (vgl. Pierenkemper (1991a), S. 166 und Tenfelde (1997), S. 252–253). Zur Quellengrundlage der bisherigen Untersuchungen zum (groß-) bürgerlichen Konsum siehe S. 243, vor allem Anm. 85.

43 Meinung vertreten, dass unterschiedliche Berufsgruppen automatisch unterschiedliche konsumtive Muster verfolgten.104 Man gewinnt insgesamt nicht den Eindruck, die hier angesprochenen für die Sicht auf die wilhelminische Gesellschaft durchaus wichtigen Sachverhalte seien abschließend geklärt.105 Vielfach stellt sich die Quellenbasis auf der – teilweise sehr weitreichende – Schlüsse gezogen wurden, bei genauerem Hinsehen als recht dünn heraus106 bzw. es scheint sich die Kritik an der Methodengelenktheit der Ergebnisse zu bestätigen.107 Jedenfalls muss die Annahme bestritten werden, das Verebben der auf Haushaltsrechnungen als sozialhistorischer Quelle zurückgreifenden Arbeiten habe seinen Grund darin, dass der Gehalt dieser Quellengattung inhaltlich ausgebeutet wäre oder auch, dass die damit zu behandelnden Fragen beantwortet wären. Einen Hinweis hierauf gibt die Tatsache, dass jüngst die kommunikationswissenschaftliche Forschung auf die Haushaltsrechnung als Quelle für die Geschichte der Mediennutzung aufmerksam geworden ist.108 Für die Sozialgeschichte allgemein ist eine breit angelegte empirische Analyse der Konsumstrukturen innerhalb der Gesellschaft des Deutschen Reiches auf der Basis konsumstatistischen Materials eines weiten Spektrums sozialer Schichten noch immer ein Desiderat der Forschung. Auch die Forderung, die einer solchen Untersuchung zugrunde liegenden Kategorien analytisch aus den Daten heraus zu ermitteln, blieb bislang für einen breiten Gesellschaftsquerschnitt unerfüllt. Insofern soll hier mit einigem Nachdruck festgestellt werden, dass die von P IERENKEMPER vor mittlerweile zwanzig Jahren geäußerte Vorstellung, Haushaltsrechnungen seien „eine vielfältig anwendbare, bis heute aber noch längst nicht ausgeschöpfte Quelle der empirischen Wirtschafts- und Sozialforschung“ nach wie vor Gültigkeit besitzt. Noch immer bieten sie die Möglichkeit, „bislang nicht erzielbare empirische Ergebnisse [zu] produzieren.“109 Den Beweis möchte diese Arbeit antreten und damit einen Beitrag zum sozialhistorischen Verständnis des deutschen Kaiserreiches leisten. Im Folgenden soll der Weg, den die Untersuchung beschreiten wird, kurz vorgestellt werden. Um zu vermeiden, dass – wie an den bisherigen Untersuchungen oben kritisiert – aus anderen Feldern stammende Vorstellungen etwa über den Einfluss der beruflichen Stellung auf den Konsum, zugespitzt formuliert also Vorurteile, die Analyse beeinflussen, argumentiert diese Arbeit in weiten Teilen bewusst auf einer sehr methodischen Ebene. Erst wenn eine methodisch saubere Vorstellung über die im Kaiserreich vorfindbaren Konsummuster gefunden ist, kann die inhaltliche, die historisch deutende Argumentation einsetzen. Insofern bleibt an dieser Stelle der Soziologe Theodor G EIGER zu zitieren, der 104 105 106 107 108

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Vgl. etwa Spree (1997), S. 78. Vgl. hierzu die leicht ambivalente Haltung bei Haupt (2009). Dies gilt etwa für die Aussagen zum Konsum einzelner bürgerlicher Schichten (Tenfelde (1997)). Dies scheint bei der ansonsten mit großer Akribie auf einer sehr stabilen Quellenbasis gefertigten Arbeit T RIEBELs der Fall zu sein (Triebel (1991b)). Vgl. für die entsprechenden Ansätze Andy Wagner, Haushaltsrechnungen als Quelle der kommunikationshistorischen Forschung. Eine Quellenerkundung für Deutschland (1871–1945), in: Großbothener Vorträge zur Kommunikationswissenschaft, Bd. 8 (2008), S. 129–159. Pierenkemper (1988), S. 63.

44 seiner bahnbrechenden Untersuchung über die Schichtung der Gesellschaft der Weimarer Republik im Jahr 1932 die Metapher voranstellte, „die Zubereitung der Speisen pflegt gemeinhin länger zu dauern als die Mahlzeit.“110 Dem möchte sich der Autor dieser Zeilen anschließen und damit die Hoffnung verbinden, dass dem Leser das Mahl am Ende des aufwendigen Kochvorganges in der Küche der Datensätze und Korrelationen, der Metaund Clusteranalysen schmecken möge. Die Untersuchung beginnt damit, dass anschließend an diese Einleitung die notwendigen theoretischen Grundlagen für die kommenden Ausführungen vorgestellt werden. Diese sind, der Konzeption dieser Arbeit geschuldet, durchaus vielfältig. Denn genau betrachtet bewegt sie sich in einem interdisziplinären Spannungsfeld von vier ausgewiesenen wissenschaftlichen Disziplinen: der Volkswirtschaftslehre, der Geschichtswissenschaft (insbesondere der Wirtschafts- und Sozialgeschichte), der Soziologie und der empirischen Sozialforschung. Ihr Untersuchungsgegenstand, der private Haushalt und sein Konsum, verknüpft die Arbeit eng mit der Mikroökonomik, auch der Versuch, aus den Daten funktionale Zusammenhänge zu ermitteln, ist ökonomischer Natur. Die der Untersuchung zugrunde liegenden Haushaltsrechnungen hingegen bedürfen der Quellenkritik, um ihre Aussagekraft und Validität festzustellen – wie es jede geschichtswissenschaftliche Arbeit erfordert. Die in der Analyse verwendeten Begrifflichkeiten, vor allem der Begriff des „Konsummusters“, bedürfen hinsichtlich ihrer Aussagekraft der Schärfung an den Kategorien der Sozialstrukturanalyse. Ebenso bedürfen die Ergebnisse der Analyse einer Einordnung in die und einer Ergänzung um die Ergebnisse der wirtschafts- und sozialhistorischen Forschungen über Lebensweisen unterschiedlicher gesellschaftlicher Gruppen im deutschen Kaiserreich. Der Prozess der Erstellung des Datensatzes, in dem letztlich die zu untersuchenden Haushaltsrechnungen zusammengefasst ausgewertet werden sollen, lässt sich als MetaAnalyse betrachten, wie sie in einigen sozialwissenschaftlichen Disziplinen üblich ist. Bei der Auswertung der erhobenen Daten bedarf es der statistischen Methoden der empirischen Sozialforschung – freilich eingedenk der notwendigen Beschränkungen aufgrund Herkunft und Beschaffenheit der vorliegenden Daten. Deshalb beginnt die Darstellung der theoretischen Grundlagen (siehe Kapitel 2., S. 49ff.) mit einer Vorstellung des sozialwissenschaftlichen Konzeptes der Meta-Analyse und seiner Operationalisierung für diese Arbeit. An diese schließt sich eine kurze Einführung in die Grundbegriffe der Clusteranalyse als des technischen Verfahrens, mit dem unsere Untersuchung durchgeführt wird, an. Der theoretische Rahmen dieser Arbeit wird abgerundet von einer Einordnung der Analysekategorie „Konsummuster“ in den Kontext der Sozialstrukturanalyse. Anschließend wird ein Blick auf die Quellengrundlage der Analyse geworfen. Es muss vorab geklärt werden, wie die Haushaltsrechnung allgemein hinsichtlich ihres Quellenwertes einzustufen ist und wie sie – quellenkritisch analysiert – verarbeitet und ausgewertet werden kann (siehe Kapitel 3., S. 65ff.). Hierbei werden sowohl die Genese unseres Quel110

Theodor Geiger, Die soziale Schichtung des deutschen Volkes, Stuttgart 1932, S. IV.

45 lentypus „Haushaltsrechnung“ bis 1914 knapp beleuchtet als auch – darauf aufbauend – der Versuch unternommen, die durchaus disparaten Quellen zu kategorisieren. Nach diesen allgemeinen Erörterungen wird der Datensatz, der unserer Analyse schließlich zugrunde liegen wird – der Einfachheit im Folgenden als „Kölner Datensatz“ bezeichnet –, in seinem Entstehungszusammenhang vorgestellt (siehe Kapitel 4., S. 91ff.). Dabei sind zwei Aspekte wesentlich: Zum einen wird vorgestellt, wie der Datensatz zustande kam, und erläutert, wie aus den in disparaten Quellen überlieferten Daten zu einzelnen Haushaltungen schließlich die Fälle unseres Datensatzes wurden. Dabei liegt der Schwerpunkt auf der Offenlegung der Verfahren, nach denen die Daten bearbeitet und vergleichbar gemacht wurden, um in den Datensatz aufgenommen werden zu können. Zum anderen interessiert die Frage nach dem Datensatz als Gesamtkorpus in dem Zustand, in dem er für die Analyse bereit war. Hier wird der Datensatz hinsichtlich seiner Struktur dargestellt, etwa aus welchen Variablen er sich zusammensetzt, wie deren Merkmale verteilt sind und wie er hinsichtlich seiner „Repräsentativität“ für die Gesellschaft des Kaiserreiches zu beurteilen ist.111 Kapitel 4. nimmt sich des Kölner Datensatzes als Ganzem an, seine Gliederung folgt deshalb der internen Logik des Datensatzes und seiner Dimensionen (Haushaltsstruktur, geographischer Aspekt, Einnahmen, Ausgaben etc.). Ein kommentiertes Quellenverzeichnis nimmt ergänzend die Sichtweise von den Quellen her ein und beschreibt die 116 verschiedenen Ressourcen, denen die 3.994 Fälle mit ihren grob überschlagen 339.500 einzelnen Merkmalsausprägungen entsprangen, und beleuchtet jede von ihnen quellenkritisch (siehe Anhang Quellenverzeichnis, S. 351ff.).112 Nachdem das Fundament dafür gelegt ist, erfolgt eine erste Analyse des Datensatzes. In einer Makroperspektive wird versucht, aus dem Datensatz als Ganzem Aussagen über die gesamtwirtschaftliche Situation des Konsums im Kaiserreich zu treffen, wobei einige sogenannte Engelkurven-Zusammenhänge untersucht und mit den Ergebnissen der bisherigen wirtschaftshistorischen Forschung hierzu konfrontiert werden (siehe Kapitel 5., S. 173ff.). Anschließend folgt das eigentliche Herzstück der Arbeit. Es präsentiert die Clusteranalyse und ihre Ergebnisse (siehe Kapitel 6., S. 185ff.). Um das Besondere an dieser Form der Datenanalyse zu verdeutlichen, sei hier noch einmal betont: Unsere Auswertung folgt im Gegensatz zu den meisten oben vorgestellten älteren Arbeiten einem anderen Konzept. Der aus den homogenisierten Wirtschaftsrechnungen bestehende Kölner Datensatz soll nicht mittels axiomatisch gesetzter Kategorien wie etwa dem Beruf des Haushaltsvorstandes oder der Höhe des Haushaltseinkommens vorstrukturiert werden. Einziges Kriterium der Einteilung des Datensatzes ist vielmehr die Konsumstruktur selbst. Das clusteranalytische Verfahren gliedert den Datensatz ausschließlich anhand dieses Kriteriums und fügt stets 111 112

Zum zugrunde liegenden Begriff der Repräsentativität und dem Umgang mit diesem Konzept in dieser Arbeit siehe ausführlich Abschnitt 4.3., S. 148ff. Ein Datensatz dieser Größenordnung lässt sich gedruckt nicht sinnvoll darstellen. Deshalb sei an dieser Stelle darauf verwiesen, dass der Datensatz im GESIS-Zentralarchiv für Historische Sozialforschung, Köln, als SPSS-/Excel-Datenbank der weiteren wissenschaftlichen Auswertung zur Verfügung steht (GESIS-ZA, ZA-Studie 8350).

46 Fälle zu einer Gruppe zusammen, die sich bezüglich ihrer Konsummuster am ähnlichsten sind. Erst im Nachhinein werden andere Faktoren in der Analyse berücksichtigt, um so ermitteln zu können, ob und, wenn ja, welche gesellschaftlichen Gruppen sich im Konsumverhalten ähneln bzw. signifikant unterscheiden. An den technischen Prozess der Clusteranalyse schließt sich nahtlos die inhaltliche Interpretation der Ergebnisse an (siehe Kapitel 7., S. 213ff.). Denn schließlich bildet die Clusteranalyse nicht den Endpunkt unserer Untersuchung, liefert sie doch lediglich ein formal-statistisch erstelltes Gerüst, das der Interpretation bedarf. Nicht zu Unrecht problematisiert Rosemarie von S CHWEITZER den „Einsatz rein quantifizierender Methoden“ in der Erforschung des privaten Haushaltens und betont: „Da es sich in dieser historischen Haushaltsforschung aber immer um massenstatistische Sekundäranalysen handelt, liegen die Hauptprobleme dieses Ansatzes bei der Benutzung, Bewertung und Einordnung der Daten und der aus ihnen mittels Quantifizierung gewonnenen Befunde.“113 Die clusteranalytisch gewonnenen Gruppen wollen gleichsam mit Leben erfüllt, sprich sinnvoll gedeutet und eingeordnet werden. Dies soll mittels einer möglichst plastischen Beschreibung der vorgefundenen Konsummuster geschehen, bzw. der Haushalte, die sich in einem gewissen Cluster befinden. Beschreibendes Material hierzu findet sich in zahlreichen der genutzten Quellen, deren Gehalt sich häufig nicht in den nackten Zahlen erschöpft, die in den Datensatz aufgenommen wurden. Ergänzend kann hier die einschlägige Fachliteratur herangezogen werden. Hierbei muß jedoch einschränkend angemerkt werden, dass „einschlägige Fachliteratur“ an dieser Stelle nicht mit einem Anspruch auf Vollständigkeit verbunden werden kann. Bereits der Statistiker Ernst E NGEL, der in seinem 1895 erschienenen Alterswerk Haushaltsrechnungen als Quelle nutzte, kam nicht umhin resignierend festzustellen, dass man bei dieser Thematik von einer „massenhaft entstandenen Fachliteratur fast erdrückt und erstickt wird.“114 Diese Situation hat sich in den darauffolgenden elf Jahrzehnten keineswegs entspannt115 und so bleibt mir nur, den Leser in dieser Hinsicht um Nachsicht zu bitten, sollte dieses oder jenes Werk unberücksichtigt geblieben sein. Anschließend werden die Ergebnisse unserer Analyse, die identifizierten Konsummuster, gleichsam zusammengefügt (siehe Kapitel 8., S. 263ff.). Ziel dieser Synthese ist es, ein Panorama der Konsumstrukturen zu entwerfen, die es in der Gesellschaft des Deutschen Reiches vor 1914 gab, gewonnen aus dem Konsum ihrer einzelnen Haushalte. Anhand der gefundenen Konsummuster kann die Vorstellung von der sozialen Ungleichheit im Kaiserreich an Tiefenschärfe gewinnen. Die Clusteranalyse gibt uns den entscheidenden Hinweis, 113 114 115

Rosemarie v. Schweitzer, Einführung in die Wirtschaftslehre des privaten Haushalts, Stuttgart 1991, S. 114. Ernst Engel, Die Lebenskosten belgischer Arbeiterfamilien früher und jetzt, Dresden 1895, S. 26, Anm.*. Sofern diese Aussage überhaupt eines Beleges bedarf, kann hier W EHLERs Bibliographie zur deutschen Sozialgeschichte angeführt werden. Diese listet zum Thema soziale Ungleichheit nicht weniger als 550 Literaturstellen auf, zur Lebenshaltung immerhin weitere 134 und zu den unterschiedlichen sozialen Gruppierungen von den Unterschichten bis hin zum Adel sogar 1.699 (Hans-Ulrich Wehler, Bibliographie zur neueren deutschen Sozialgeschichte, 2. Auflage. München 1993, S. 100–122, S. 160–166 und S. 177–254).

47 inwiefern sich anhand ihres Konsumverhaltens unterschiedliche Typen von Haushalten ausmachen lassen, mit deren Hilfe ein sinnvoller Beitrag zur Entschlüsselung der sozialen Strukturierung der Gesellschaft des Kaiserreiches möglich erscheint. Wir erhalten darüber hinaus eine bessere Vorstellung davon, welche Determinanten die Sozialstruktur prägten. Letztlich möchte die Arbeit beitragen zu der Frage: Wie sah sie aus, die Gesellschaft des Kaiserreiches, wenn man sie im Spiegel des Konsums ihrer kleinsten selbständigen Wirtschaftseinheiten darstellt, der Haushalte?

2. Theorien und Methoden

Im folgenden Kapitel werden die unterschiedlichen Methoden und Theorien dargestellt, derer sich die Arbeit bedient. Sinnvoll erscheint hierbei ein dem Entstehungsprozess der Arbeit folgendes chronologisches Vorgehen. Als erstes soll also das Konzept der MetaAnalyse vorgestellt werden. Es bildet – freilich in einer auf das historische Datenmaterial zugeschnittenen Art und Weise – den Rahmen für die Auswahl der in den Datensatz eingehenden Quellen und deren Homogenisierung (siehe Kapitel 4.). Weiterhin wird das Verfahren der Clusteranalyse umrissen, mittels dessen die elektronische Auswertung des Datensatzes erfolgt (siehe Kapitel 6.). Abschließend wird der Begriff des „Konsummusters“ als der hier untersuchten Kategorisierung sozialer Ungleichheit in einen Zusammenhang gestellt mit den Grundbegriffen der soziologischen Theorie. Er findet seine Anwendung in der auswertenden Beschreibung der Ergebnisse der Clusteranalyse (siehe Kapitel 7.). Die Bedeutung der hier ermittelten Konsummuster für die Erfassung der gesellschaftlichen Verhältnisse wird abschließend im zusammenfassenden Teil der Arbeit begutachtet (siehe Kapitel 8.).

2.1. Das Konzept der „Meta-Analyse“ Seit etwa 30 Jahren hat sich in den Naturwissenschaften und in der Medizin, zunehmend aber auch in den Sozialwissenschaften eine neue Kategorie wissenschaftlicher Untersuchung etabliert: die Meta-Analyse.1 Hierbei handelt es sich um eine erneute Analyse empirischer Befunde aus voneinander unabhängig erhobenen Studien. Die Meta-Analyse entwickelte sich, da die üblichen verbalen Review-Artikel, in denen die Ergebnisse verschiedener Studien vorgestellt und miteinander verglichen wurden, häufig als nicht hinreichend empfunden wurden. Die Meta-Analyse sollte helfen, aus heterogenen Befunden verschiedener Untersuchungen durch statistische Verfahren und Gewichtungen eine möglichst eindeutig interpretierbare und objektiv überprüfbare Aussage zu gewinnen.2 1

2

Vgl. hierzu und im Folgenden Michael Wagner und Bernd Weiß, Meta-Analyse als Methode der Sozialforschung, in: Andreas Diekmann (Hrsg.), Methoden der Sozialforschung (Sonderheft 44 der Kölner Zeitschrift für Soziologie und Sozialpsychologie), Wiesbaden 2006, S. 479–504, hier: S. 479– 482. Siehe auch Stephan Jeff Rustenbach, Metaanalyse. Eine anwendungsorientierte Einführung, Bern u. a. 2003, S. 9–10. In der Medizin ging es dabei häufig um eine verbesserte Abschätzung des Effektes von Gesundheitsrisiken oder um die komplexen Zusammenhänge zwischen verabreichter Dosis eines Medikaments und der damit

50 In diesem Sinne kann auch die vorliegende Arbeit als eine Meta-Analyse verstanden werden. Sie fasst das in 116 Studien unabhängig voneinander erhobene Datenmaterial in einer Datenbank zusammen und wertet es unter erweiterter Fragestellung neu aus. Allerdings stellt sie mit dieser Herangehensweise eine untypische Form der Meta-Analyse dar, da sie mit den Originaldaten der integrierten Studien arbeitet. B LETTNER u. a. bezeichnen solche Studien als Meta-Analysen vom Typ III, sogenannte „gepoolte retrospektive Auswertungen“.3 Zumeist werten die Meta-Analysen der Natur- und Sozialwissenschaften nämlich lediglich die in den Primärstudien gewonnenen Ergebnisse (hauptsächlich: die ermittelte Stärke eines Zusammenhangs sowie dessen Signifikanz) aus, ohne sich erneut mit dem zugrunde liegenden Datenmaterial zu beschäftigen (von B LETTNER u.a. als Meta-Analyse, Typ II, bezeichnet).4 Für die hier vorliegende gepoolte Auswertung findet sich bei F RIEDENREICH eine Richtschnur, wie ein solches Projekt anzulegen und durchzuführen sei. Sie listet folgende acht Arbeitsschritte auf: „(1) locating all studies conducted on the topic of interest, (2) selecting the studies for the pooling project, (3) obtaining the primary data from the original investigators and preparing the data for the pooled analysis, (4) estimating the study-specific effects, (5) examining wether these study-specific effects are heterogeneous and how they should be pooled, (6) estimating the pooled effects with the appropriate statistical model, (7) examining any heterogeneity between studies if this exists, (8) conducting a sensitivity analysis. “5 Diese Richtlinien beziehen sich allerdings auf die Meta-Analyse epidemiologischer Studien mit einer stark mathematisch-statistischen Orientierung, weshalb sich die Anweisungen nicht eins zu eins auf die hier unternommene Meta-Analyse historischer Haushaltsdaten anwenden lassen. Für unseren Fall erscheinen vor allem die Schritte (1) bis (3) relevant, also die Überlegungen hinsichtlich der Konzeptionierung eines Datensatzes für eine gepoolte Meta-Analyse. Weniger trifft dies für die Schritte (4) bis (8) zu, da diese sich ohne die hierfür notwendigen statistischen Verfahren nicht sauber voneinander trennen lassen – und diese sind auf unsere Daten nicht anwendbar.6 Deshalb

3 4

5 6

erzielten Wirkung. Vgl. Maria Blettner u. a., Vergleich von traditionellen Reviews, Metaanalysen und gepoolten Analysen zur Bewertung von Risikofaktoren, in: Informatik, Biometrie und Epidemiologie in Medizin und Biologie, Bd. 28 (1997), Nr. 3, S. 148–164, hier: S. 150. Siehe Wagner und Weiß (2006), S. 479–480 und Blettner u. a. (1997), S. 149. Ebenda, siehe auch Wagner und Weiß (2006), S. 485. Große Teile der Literatur zur Meta-Analyse beschäftigen sich jedoch gerade mit der Integration aggregierter statistischer Parameter wie etwa der Zusammenführung verschiedener Signifikanzmaße (siehe hierzu etwa Rustenbach (2003), Kap. 5–14 oder Robert Rosenthal, Meta-Analytic Procedures for Social Research, 2. Auflage. Newbury Park, London, New Delhi 1991, S. 13–109) Diese Teile der Theorie der Meta-Analyse sind für uns also nicht einschlägig und werden nicht weiter behandelt. Christine M. Friedenreich, Methods for Pooled Analyses of Epidemiologic Studies, in: Epidemiology, Bd. 4 (1993), Nr. 4, S. 295–302, hier: S. 296. Vgl. hierzu auch Blettner u. a. (1997), S. 151. F RIEDENREICH geht in ihrer Arbeit von epidemiologischen Studien aus, bei denen wie in den Naturwissenschaften, in Medizin und Psychologie üblich, Probanden im Optimalfall nach dem Zufallsprinzip ausgewählt wurden (randomisierte Studie) und bei denen die Einhaltung der festgelegten Untersuchungsmodalitäten unabhängig überwacht werden konnte (kontrollierte Studie; siehe hierzu Rustenbach (2003), S. 53). Durch diese rigide Untersuchungsmethodik werden inferenzstatistische Verfahren möglich, etwa

51 muss das Konzept an diesen Stellen an unsere Erfordernisse angepasst werden. Dies berücksichtigend erscheint folgende fünfschrittige Vorgehensweise für die hier beabsichtigte Untersuchung sinnvoll, die – wenn man so will – eine gepoolte retrospektive Meta-Analyse historischer Haushaltsrechnungen darstellt: (1) Auffinden aller thematisch einschlägigen Studien, (2) Selektion der integrierbaren Studien, (3) Homogenisierung und Zusammenführung der Daten, (4) Überprüfung von studienspezifischen Einflüssen („biases“) durch eine Begutachtung des gepoolten Datensatzes und (5) Umgang mit den biases und wenn nötig Korrektur dieser Einflüsse. Zu einzelnen Schritten bietet das Konzept der Meta-Analyse weitere Handreichungen. So ist z. B. Schritt (2), die Frage, welche Studien in eine gepoolte Analyse einbezogen und welche ausgeschlossen werden, vielfach diskutiert worden. Dabei ging es vor allem darum, wie homogen die Quellen einer Meta-Analyse sein müssen, bzw. wie heterogen sie sein dürfen, vor allem hinsichtlich zweier Dimensionen: der Heterogenität der Untersuchungsobjekte und derjenigen der Untersuchungskonzeptionen. Die Argumentationen lassen sich gut an zwei Schlagworten festmachen: Einerseits stehen Meta-Analysen unter dem Vorwurf, apples and oranges zu vergleichen, also inhaltlich oder methodisch nicht vergleichbare Studien zu integrieren. Andererseits gibt es Kritik unter dem Diktum garbage in – garbage out, die sich gegen eine fragwürdige Einbeziehung methodisch „schlechter“ Studien richtet.7 Im Fall der inhaltlichen Heterogenität hat sich in den Sozialwissenschaften die Sichtweise durchgesetzt, dass für möglichst generalisierbare Ergebnisse die Analyse unterschiedlicher Untersuchungsobjekte gerade wichtig ist – also bildlich gesprochen, dass man Äpfel und Orangen untersuchen muss, wenn man Aussagen über Früchte allgemein treffen möchte.8 Methodische Unterschiede im Aufbau der einzelnen Studien sollten in der Meta-Analyse mittels spezieller „Moderator-Variablen“ berücksichtigt werden, um mögliche Einflüsse unterschiedlicher Studiendesigns auf das Gesamtergebnis testen zu können.9 Zum Umgang mit dem Garbage-in – Garbage-out-Vorwurf stellt ROSENTHAL fest, dass zunächst einmal definiert werden müsse, wann eigentlich eine Studie als „schlecht“ anzusehen sei. Zum Umgang mit problematischen Studien schlägt er vor (wohlgemerkt, er spricht von inferenzstatistisch auswertbarem Material), diese mit einem Gewichtungsfaktor zu versehen, der ihren Einfluss in der Gesamtstudie relativiert. Im schlimmsten Fall solle

7 8 9

statistische Homogenitäts- oder Sensitivitätsanalysen. Beide Bedingungen erfüllt zwangsläufig keine der hier integrierten Studien, weshalb die erwähnten statistischen Verfahren nicht auf unsere historischen Daten anwendbar sind (Siehe hierzu den Abschnitt 4.3., S. 148). Siehe hierzu etwa Wagner und Weiß (2006), S. 495–496, Martin Eisend, Metaanalyse – Einführung und kritische Diskussion, Berlin 2004, S. 20–23 oder Rosenthal (1991), S. 129–130. Wagner und Weiß (2006), S. 495–496, Eisend (2004), S. 21. Wagner und Weiß (2006), S. 496.

52 eine Studie mit „Null“ gewichtet, also von der Analyse ausgeschlossen werden: „Dropping studies is merely the special case of zero weighting.“10 Für die Entscheidung, wie mit „schlechtem“ Quellenmaterial umzugehen sei, bietet sich eine Differenzierung hinsichtlich des Erkentnisinteresses der Meta-Analysen an, wie sie RUSTENBACH vornimmt: Er unterscheidet analytische von explorativen Untersuchungen.11 Analytische Studien haben zum Ziel, einen bestimmten Effekt möglichst exakt zu schätzen. Sie sind deshalb auf möglichst homogene Primärstudien angewiesen. „Die Orientierung analytischer Integrationsstudien ist somit eher exklusionistisch, viele Primärstudien sind aufgrund strikter Selektionskriterien a priori aus der Integration auszuschließen.“12 Im Gegensatz dazu versuchen explorative Meta-Analysen, die Unterschiedlichkeit zugrunde liegender Primärstudien zu nutzen, um „differentielle Effektmuster und intervenierende Variablen“ herauszuarbeiten und so einen Erkenntniszuwachs über die Primärstudienergebnisse hinaus zu generieren. Das führt dazu, dass explorative Integrationsstudien eine „inklusionistische Orientierung [besitzen], es wird eine möglichst vollständige Erhebung sämtlicher hypothesenassoziierter Primärstudien angestrebt“.13 Das bedeutet, dass Selektionskriterien bei der Begutachtung möglicherweise zu integrierender Studien weit ausgelegt werden sollten. Dies führe zu einer besseren Generalisierbarkeit der Ergebnisse der Meta-Analyse. „Insbesondere unter Inklusion heterogener Primärstudien mit variierenden methodischen Charakteristika steigt die Wahrscheinlichkeit normalverteilter Studieneffekte, wobei einige Studien eine Effektüberschätzung und andere eine Unterschätzung des Effekts liefern.“14 Die Beschränkung auf Studien höchster Qualität schränke hingegen die Repräsentativität drastisch ein. Zudem verhindere ein Ausschluß weniger rigide durchgeführter Studien von der Meta-Analyse eine Untersuchung darüber, ob gewisse Defizite im Studiendesign wirklich einen Einfluss auf das Untersuchungsergebnis haben oder nicht. Für die vorliegende Untersuchung bedeuten diese Überlegungen zunächst, dass es gewisser Selektionskriterien bedarf, anhand derer über die Übernahme von Daten aus einer bestimmten Quellstudie entschieden werden kann. Erste Kriterien sind hierbei die Beschränkung auf das gewählte Untersuchungsgebiet (das Deutsche Reich) und den Untersuchungszeitraum (1871–1914),15 womit die Quellenauswahl bereits eingeschränkt ist. Zweitens sollten die Studien zusätzlich gewisse Qualitätsmerkmale hinsichtlich ihrer Entstehung aufweisen (Erhebungsmethode und -dauer); worauf in Abschnitt 4.1.3. näher eingegangen wird. Da unumstritten ist, dass alle hier integrierten Studien die für moderne naturwissenschaftliche Untersuchungen vorausgesetzten Kriterien zwangsläufig sämtlich 10 11 12 13 14 15

Rosenthal (1991), S. 130. Vgl. hier und im Folgenden Rustenbach (2003), S. 20–21. Ebenda, S. 20. Ebenda, S. 21. Hier und im Folgenden Ebenda, S. 55. Beide Kriterien werden allerdings – das sei hier bereits vorweggenommen – aus pragmatischen Gründen an einigen Punkten aufgeweicht werden. Siehe hierzu Abschnitt 4.1.3., S. 94.

53 nicht erfüllen, ist es unabdingbar, zu überprüfen, von welchen biases in unserem Datensatz auszugehen ist. Eine solche Überprüfung der Einflüsse der Erhebungszusammenhänge der einzelnen Studien auf die Zusammensetzung des Gesamtsamples findet sich in Abschnitt 4.3. Dieses inklusivistische Vorgehen erscheint dadurch gerechtfertigt, dass es sich bei unserer Untersuchung von ihrem Erkenntnisziel her um eine explorative Meta-Analyse handelt.

2.2. Methodik der Clusteranalyse Die Clusteranalyse stellt ein Verfahren dar, um Objekte (in unserem Fall: Haushalte) hinsichtlich ihrer Ähnlichkeit in gewissen Merkmalen (in unserem Fall: ihrem Konsumverhalten) zu möglichst homogenen Gruppen, so genannten „Clustern“ (engl. Büschel, Haufen oder Klumpen; in unserem Falle: Gruppen unterschiedlicher Konsummuster) zusammenzufassen. Die gebildeten Gruppen zeichnen sich dadurch aus, dass sie intern maximal viele Ähnlichkeiten aufweisen, untereinander aber maximal unterschiedlich sind.16 Formal ausgedrückt ist das Ziel einer Clusteranalyse also das „Auffinden einer empirischen Klassifikation“.17 Im Rahmen dieser Untersuchung sollen Fälle, die sich durch die Ausprägung verschiedener Variablen kennzeichnen, klassifiziert werden – wir haben also das Ziel einer objektorientierten Datenanalyse.18 Streng genommen wird die Bezeichnung „Clusteranalyse“ als Sammelbegriff für eine Reihe mehr oder minder verschiedener Verfahren verwendet, die dem Ziel der empirischen Klassifikation dienen.19 Konzentriert man sich auf die im eigentlichen Sinne clusteranalytischen Verfahren, die deterministisch jedem Objekt einen einzigen Cluster zuweisen, lassen sich grob hierarchische von partitionierenden Verfahren unterscheiden.20 Diese beiden Gruppen von Verfahren verfolgen sämtlich das oben beschriebene Ziel, jedes zu klassifizierende Objekt eindeutig einem Cluster zuzuordnen; sie unterscheiden sich allerdings in den verwendeten Algorithmen, mit denen sie die erwünschte Ähnlichkeit innerhalb der Cluster und die ebenso erwünschte Verschiedenheit zwischen den Clustern erreichen. Eine elaborierte Präsentation dieser Methodik würde den Rahmen dieser Arbeit überstrapazieren und 16

17 18

19 20

Siehe hierzu sehr knapp Rainer Schnell, Paul B. Hill und Elke Esser, Methoden der empirischen Sozialforschung, 7. Auflage. München/Wien 2005, S. 463–464, ausführlicher bei Johann Bacher, Clusteranalyse. Anwendungsorientierte Einführung, München/Wien 1994, S. 1–24, hier v. a. S. 1–4. Ebenda, S. 1. Denkbar wäre auch, anstatt Fällen, einzelne Variablen zu clustern („variablenorientierte Datenanalyse“). Da dies für unsere Untersuchung jedoch nicht zielführend wäre, wird auf sie nicht weiter eingegangen. Vgl. für diese Unterscheidungsmöglichkeit Ebenda, S. 6–9. Einen Überblick über die verschiedenen Methoden und Verfahren der Clusteranalyse liefert etwa Jürgen Bortz, Statistik für Human- und Sozialwissenschaftler, 6. Auflage. Heidelberg 2005, S. 565–580. Diese Unterscheidung folgt der Darstellung bei Ebenda, S. 571–575. BACHER hingegen beschreibt neben den hier behandelten deterministischen Clusterungsverfahren noch „unvollständige“ und so genannte probabilistische Methoden, die in dieser knappen Darstellung jedoch vernachlässigt werden sollen (siehe hierzu Bacher (1994), S. 4–6, sowie im Detail S. 27ff. bzw. S. 353ff.).

54 soll entsprechenden Lehrbüchern vorbehalten bleiben.21 Allerdings ist die Konzeption des Verfahrens wesentlich für das schließlich erzielte Ergebnis. Deshalb sollen im Folgenden die Grundprinzipien, nach denen diese beiden Verfahren, das agglomerativ-hierarchische und das partitionierende, arbeiten, kurz skizziert werden.

2.2.1. Agglomerativ-hierarchische Verfahren der Clusteranalyse Die agglomerativ-hierarchischen Verfahren betrachten zunächst jeden zu klassifizierenden Fall als einen eigenen Cluster und verschmelzen diese gemäß einem Ähnlichkeitskriterium nach und nach.22 Bei jedem Schritt werden zunächst die beiden Objekte miteinander verschmolzen, die sich am ähnlichsten sind. Damit werden nach und nach Cluster miteinander vereinigt, die sich immer weniger ähneln, bis schließlich alle Objekte in einem einzigen riesigen heterogenen Cluster versammelt sind. Um eine sinnvolle Klassifikation zu liefern, muss das Verfahren also zu einem bestimmten Zeitpunkt abgebrochen werden, wenn die Zahl der Cluster hinreichend klein ist, um sich sinnvoll interpretieren zu lassen, die Unterschiede zwischen den beiden letztvereinigten Clustern jedoch noch nicht so groß sind, dass inhaltlich Unvereinbares verschmolzen worden ist. Es ist also eine der wesentlichen Aufgaben des Forschers, diesen Augenblick abzupassen und so die „richtige“ Anzahl an Clustern festzulegen. Hierfür gibt es nach wie vor nicht das eine zielführende Kriterium, stattdessen finden sich in der Literatur zahlreiche Vorschläge.23 All diese Maßzahlen und Teststatistiken bieten zumeist allerdings keine hundertprozentige Sicherheit, dem Forscher bleibt ein Interpretationsspielraum bei der Wahl der Clusterzahl – und damit verbunden entstehen gewisse Unwägbarkeiten. Ein häufig verwendetes graphisches Hilfsmittel für die Bestimmung der Clusterzahl stellt das so genannte Dendrogramm dar, das den Fusionsprozess von der Vielzahl der Einzelfälle bis hin zur Verschmelzung zum allumfassenden letzten Cluster als Baumstruktur abbildet. Es macht auf diese Weise sichtbar, in welcher Reihenfolge die Objekte zusammengeführt wurden und wie groß die Unähnlichkeit ist, die für die jeweilige Fusion in Kauf genommen werden musste. Verschiedene hierarchische Clusterungsverfahren lassen sich anhand der Kriterien unterscheiden, die über die Fusion eines Clusters mit einem anderen entscheiden.24 Das sogenannte Single-Linkage-Verfahren richtet sich nach der paarweisen Ähnlichkeit der einzelnen Objekte innerhalb eines Clusters zu den Objekten eines anderen. Es fusionieren immer die Cluster, in denen sich die ähnlichsten Objekte („nearest neighbour“) finden. Genau anders herum funktioniert das Complete-Linkage-Verfahren. Hier werden auf jeder Fusionsstufe die Objekte innerhalb der jeweiligen Cluster ermittelt, die sich 21

22 23 24

Die folgenden Ausführungen beruhen im wesentlichen auf folgenden vier Werken: Bortz (2005), S. 565–583, Klaus Backhaus u. a., Multivariate Analysemethoden. Eine anwendungsorientierte Einführung, 11. Auflage. Berlin/Heidelberg/New York 2006, S. 489–555, Bacher (1994) und Ders., Teststatistiken zur Bestimmung der Clusterzahl für QUICK CLUSTER, in: ZA-Information, Nr. 48 (2001), S. 71–97. Die Darstellung folgt, wenn nicht ausdrücklich anders vermerkt, Bortz (2005), S. 565–583. Vgl. Ebenda, S. 247–250 bzw. S. 576–577. Ebenda, S. 572–573.

55 am wenigsten ähneln („furthest neighbour“) und die beiden Cluster fusioniert, bei denen dieser Unähnlichkeitswert zwischen den weitest entfernten Objekten minimal ist. Eine Art Zwischenstellung nimmt das Average-Linkage-Verfahren ein. Hier richtet sich die Verschmelzungsentscheidung nach der durchschnittlichen Ähnlichkeit der kompletten Cluster zueinander. Abschließend sei noch das nach seinem Schöpfer als Ward-Algorithmus bezeichnete Verfahren erwähnt.25 Im Gegensatz zu den bislang beschriebenen Verfahren werden nicht die Cluster vereinigt, für die ein bestimmtes Entfernungsmaß minimal ist, stattdessen zielt das Ward-Verfahren darauf ab, die Gruppen so zu vereinigen, dass sich ein bestimmtes Heterogenitätsmaß in der Summe aller Cluster am wenigsten steigert. Als ein solches Heterogenitätsmaß dient die Streuungsquadratsumme, also die Summe der Varianzen innerhalb der Cluster.26 In der Literatur findet sich bei der Beurteilung der hierarchischen Clusteranalyseverfahren der grundsätzliche Hinweis, dass sich alle oben beschriebenen Analyseverfahren nicht für sehr große Datensätze eignen, BACHER nennt beispielsweise 1.000 Fälle als Obergrenze.27 Zwar hat sich die in der älteren Literatur oft vorgebrachte Begründung, größere Analysen scheiterten an der mangelnden Leistungsfähigkeit der Computer, angesichts der sprunghaften Entwicklung der EDV im letzten Jahrzehnt mittlerweile relativiert. Dennoch bleibt die Aussage richtig. Nach wie vor besteht bei sehr großen Analysen nämlich das Problem, die richtige Clusterzahl zu identifizieren. Denn mit zunehmender Zahl an Fällen wird das Ergebnis der hierarchischen Clusteranalyse immer unübersichtlicher und schwerer interpretierbar – man denke nur an das riesige Ausmaß eines Dendrogramms, das bei einer Analyse wie der hier beabsichtigten mit fast 4.000 Startclustern zu erwarten wäre.

2.2.2. Partitionierende nicht-hierarchische Verfahren der Clusteranalyse Als Alternative bieten sich bei sehr großen Fallzahlen die partitionierenden Clusterverfahren an. Diese Verfahren haben gemeinsam, dass sie von einer vorgegebenen Gruppeneinteilung des Datensatzes ausgehen und durch eine Verlagerung einzelner Objekte in andere Gruppen eine bessere Lösung – mit größerer Homogenität innerhalb und größerer Heterogenität zwischen den Clustern – zu erreichen suchen.28 Als eines der bewährtesten wird das sogenannte k-means-Verfahren hier näher vorgestellt.29 Von der grundsätzlichen Methodik her besitzt das k-means-Verfahren Ähnlichkeiten mit dem oben kurz charakterisierten Ward-Verfahren. Kriterium für die Bildung der Cluster ist auch hier die Minimierung der Streuungsquadratsumme. Allerdings funktioniert das k-means-Verfahren nicht hierarchisch-agglomerativ, sondern geht von einer festgelegten 25 26 27 28 29

Vgl. für das Folgende Bortz (2005), S. 575–578, Backhaus u. a. (2006), S. 522–527 und Bacher (1994), S. 297–301. In der Literatur findet sich auch die Bezeichnung „Fehlerstreuung“ oder „Fehlerquadratsumme“, was aber in diesem Fall synonym zu verstehen ist (Ebenda, S. 309). Ders. (2001), S. 75. In diesem Tenor äußern sich auch Backhaus u. a. (2006), S. 551. Ebenda, S. 512. Bortz (2005), S. 578. Im Folgenden siehe, wenn nicht anders vermerkt, Bacher (1994), S. 308–316.

56 Clusteranzahl K und einer vorherbestimmten Startkonfiguration für jeden einzelnen Cluster aus. Die einzelnen Fälle werden den Clustern zugeordnet und in mehreren iterativen Schritten umgruppiert, wobei jedesmal die Clusterzentren (= Mittelwerte der K Cluster in den Klassifikationsvariablen) neu berechnet werden. Kriterium für die jeweiligen Neuzuordnungen ist wie gesagt die Minimierung der Streuungsquadratsumme innerhalb der Cluster SQin (K), die sich als Summe der Varianzen über alle Cluster K, alle darin enthaltenen Objekte G und aktiven Variablen J ergibt: SQin (K) =

K

G

J

∑ ∑ ∑ (xg j − x¯k j )2 → min

k=1 g=1 j=1

(2.1)

Als Distanzmaß verwendet das k-means-Verfahren den quadrierten euklidischen Abstand. Dieses Maß bezeichnet allgemein den quadrierten Abstand des Objektes g zum anderen Objekt g' hinsichtlich aller Merkmale (also aktiver Variablen) j = 1, . . . , J, also:30 2 dgg ' =

J

∑ (xg j − xg' j )2

j=1

(2.2)

Aus den Gleichungen 2.1 und 2.2 ist unmittelbar erkennbar, dass der im k-means-Verfahren zu minimierende Term der quadrierten euklidischen Distanz zwischen dem Objekt g und dem Clusterzentrum k entspricht. Es gilt also: J

2 ∑ (xg j − x¯k j )2 = dg,k

j=1

(2.3)

Aus den Gleichungen 2.1 und 2.3 ergibt sich demnach, dass die Minimierungsaufgabe des k-means-Verfahrens als SQin (K) =

K

G

2 → min ∑ ∑ dg,k

k=1 g=1

(2.4)

geschrieben werden kann. Das k-means-Verfahren verfolgt diese Minimierungsstrategie so, dass es im ersten Schritt jeden Fall demjenigen Cluster zuweist, zu dessen (durch die Startwerte vorgegebenen) Clusterzentrum er die geringste euklidische Distanz aufweist. Nach diesem ersten Schritt werden sämtliche Clusterzentren unter Einbeziehung aller nun zu dem betreffenden Cluster gehörenden Fälle neu berechnet. Daraufhin werden Fälle umgruppiert, die zu dem neu berechneten Zentrum ihres Clusters eine größere Distanz aufweisen als zum Zentrum eines anderen Clusters. Diese Iteration wird solange weitergeführt, bis sich durch eine Neuzuordnung keine weitere Senkung der Streuungssumme SQin (K) mehr erreichen lässt. Für eine Clusterung mit einer anderen vorbestimmten Clusterzahl wird ein komplett neues Verfahren begonnen. 30

Bortz (2005), S. 568–569.

57 Dieses Prinzip führt zu einem wichtigen Unterschied des k-means-Verfahrens (und anderer partitionierender Clusteranalyse-Verfahren) zu den oben beschriebenen hierarchischen Verfahren. Dass die Lösungen mit unterschiedlicher Clusteranzahl nicht wie im hierarchischen Verfahren aufeinander aufbauen, sondern voneinander unabhängig sind, hat zur Folge, dass sich die Clusterzuordnungen eines Objektes auch bei sinkender Clusterzahl ändern können. Während im hierarchischen Verfahren eine einmal agglomerierte Clusterlösung nicht mehr auseinandergenommen, sondern höchsten en bloc mit einem anderen Cluster weiter verschmolzen wird, ist dies bei k-means-Verfahren durchaus möglich, ja bei einer nicht vollkommen eindeutigen Struktur des Datensatzes sogar wahrscheinlich. Diese Eigenschaft kann man sich aber zu Nutze machen, um eine agglomerativ gefundene Clusterlösung mit Hilfe eines zusätzlichen partitionierenden Verfahrens zu optimieren.31 Es gibt noch einen weiteren entscheidenden Vorteil des k-means-Verfahrens: Es kann relativ unproblematisch mit Datensätzen umgehen, die eine große Zahl sogenannter missing values besitzen, bei denen also viele Fälle für eine oder mehrere Variablen keinen gültigen Wert besitzen. In der Umfrageforschung ergeben sich solche Fehlerwerte etwa durch die Verweigerung einer Antwort durch den Interviewten, in einem historischen Datensatz dadurch, dass eine Quelle zu einem Punkt schweigt, etwa wenn Daten nicht in der erforderten Detailiertheit vorliegen. Hierarchische Verfahren können in den gängigen Statistik-Programmen dieses Problem nur dadurch lösen, dass bei einem fehlenden Wert sofort der gesamte Fall von der Analyse ausgeschlossen wird (sogenannter „fallweiser Ausschluss“), was bei zahlreichen Fehlerwerten den Fallumfang ganz empfindlich schmälert. Das k-means-Verfahren bietet dagegen die Möglichkeit des sogenannten „paarweisen Ausschlusses“, der dafür sorgt, dass für alle Fälle die Differenzbeträge zum Clusterzentrum aufgrund der Variablen mit gültigen Werten bestimmt werden. Dies kann zwar Probleme für die Zielgenauigkeit der Analyse mit sich bringen, erhält jedoch zumindest die Fallzahl weitgehend.32 Ein wunder Punkt bleibt aber auch beim partitionierenden Verfahren die Bestimmung der optimalen Clusterzahl. BACHER nennt sie wohl zu Recht die „zentrale und gleichzeitig schwierigste Frage der (explorativen) Clusteranalyse.“33 Allerdings gibt es hier recht elaborierte Kennzahlen, an denen die Qualität einer Clusterlösung offenbar wird. Es handelt sich dabei um den Wert der durch eine Clusterlösung mit K Clustern erklärten Streuung der Daten ETA2K , um die prozentuale Verbesserung dieser Erklärungsmacht gegenüber der Lösung mit K − 1 Clustern PREK2 sowie den aus der Varianzanalyse entlehnten Testwert F − MAXK , bei dessen Verwendung man sich die Tatsache zu Nutze macht, dass mit 31 32

33

Bortz (2005), S. 572 oder auch Backhaus u. a. (2006), S. 511. Vgl. zum theoretischen Umgang mit missing values in Clusteranalysen Johann Bacher, Einführung in die Clusteranalyse mit SPSS-X für Historiker und Sozialwissenschaftler, in: Historical Social Research – Historische Sozialforschung, Bd. 14 (1989), Nr. 2, S. 6–167, hier: S. 102–108. Zur Problematik fehlender Werte durch eine heterogene Quellenlage in unserem Datensatz siehe Abschnitt 4.1.4., S. 98ff. Zum Umgang mit dieser Problematik in dieser Arbeit siehe Abschnitt 6.1.2., vor allem S. 192. Ders. (2001), S. 74.

58 zunehmender Homogenität innerhalb der Cluster die Heterogenität zwischen den Clustern zwangsläufig wächst.34 Die drei Testvariablen berechnen sich wie folgt: ETA2k = 1 −

SQin (k) SQges

(2.5)

wobei SQges die Gesamtstreuungssumme innerhalb des gesamten untersuchten Datensatzes ist, eine konstante Größe, die der Streuung innerhalb der Ein-Cluster-Lösung entspricht. Damit gilt: SQges = SQin (k = 1) ⇒ ETA2k = 1 −

SQin (k) SQin (1)

(2.6)

Für die anderen beiden Teststatistiken gilt: PREk = 1 −

SQin (k) SQin (k − 1)

(2.7)

SQzw (k) k−1 SQges n−k

(2.8)

F − MAXk =

mit

SQzw (k) n

:= :=

die Streuungsquadratsumme zwischen k Clustern die Fallzahl.

Zur Bestimmung der optimalen Clusterzahl werden die Lösungen k = 1, . . . , kmax berechnet. kmax bezeichnet hierbei die größte zu testende Clusterzahl, die aus inhaltlichen Erwägungen sinnvoll erscheint (z. B. 15 Stück). Für k = 1 sind allerdings sowohl PREk als auch F − MAXk nicht definiert. Die Clusterzahl K wird mit diesen drei Testgrößen folgendermaßen ermittelt: • ETA2k : Die optimale Clusterzahl K ist erreicht, wenn eine Erhöhung der Clusterzahl auf K + 1 keinen wesentlichen Fortschritt der erklärten Streuung mit sich bringt, wenn also ETA2K+1 nicht nennenswert größer ist als ETA2K . Graphisch zeigt sich das Optimum, wenn die ETA2k -Werte in einem sogenannten Scree-Diagramm mit der zunehmenden Clusterzahl ins Verhältnis gesetzt werden. Hier zeigt sich der optimale Wert durch einen „elbow“, also der sprunghaften Abnahme der Wachstumsrate zwischen zwei Werten für k. • PREk : Auch hier findet sich die optimale Clusterzahl, wenn die nachfolgende Lösung keine wesentliche Verbesserung bedeutet oder in ihrer Erklärungskraft sogar abnimmt, PREk also fällt. 34

Siehe hierzu Bacher (1994), S. 316–322 und vor allem Ders. (2001), S. 78–81. Nach diesem Aufsatz richten sich die hier beschriebenen Berechnungsmodi.

59 • F − MAXk : Prinzipiell liegt die optimale Clusterzahl bei der Lösung, wo F − MAXk den höchsten Wert annimmt. Der Wert für die Clusterzahl k = 2 ist allerdings nicht zu berücksichtigen, da er zumeist am höchsten ist, auch wenn die 2-ClusterLösung ansonsten in ihrer Erklärungskraft eher bescheiden ist. Lösungen, bei denen F − MAXk zwar nicht am höchsten ist, aber höher als der Wert der vorigen und der nachfolgenden Lösung bezeichnen ein lokales Maximum und können als sogenannte zweitbeste Lösungen akzeptiert werden. Eine optimale Lösung findet sich, wenn alle drei Kriterien positive Ergebnisse liefern, akzeptabel wäre jedoch auch noch, wenn nur zwei Bedingungen einträfen. Mit diesen Maßzahlen können auf diese Weise verschiedene Clusterlösungen miteinander verglichen werden. So kann mit relativ wenig Aufwand und dennoch zuverlässig eine Entscheidung gefällt werden, welche Lösung aus rein methodischen Gründen zu bevorzugen ist – ohne dass ein allzu großer interpretatorischer Spielraum der Willkür Tür und Tor öffnete. Ein anderes nicht ganz einfach zu lösendes Problem der partitionierenden Clusterverfahren ist, dass nicht nur die Clusterzahl zu bestimmen ist, sondern vorab auch festgelegt werden muss, wie die Clusterzentren der Ausgangspartition gefunden werden. Die Frage besitzt eine gewisse Bedeutung, da sich die Lösungen der Clusteranalyse je nach Startpartition verändern. Zwar liefert das k-means-Verfahren bei unterschiedlichen Startwerten für Analysen von über 1.000 Fällen sehr ähnliche Lösungen, im Detail variieren die Zuordnungen jedoch – gerade wenn die Fälle recht nahe beieinanderliegen und deshalb mehrere Lösungen fast gleich gut sind.35 Deshalb ist es erforderlich, der Bestimmung der Startkonfiguration Aufmerksamkeit zu schenken. Die gängige Statistiksoftware bietet hierfür zahlreiche Lösungen an, sie reichen für eine Gruppierung in K Cluster von der Auswahl der ersten K Fälle als Lieferanten der Startwerte bis hin zu Zufallsauswahlen; ebenfalls ist es möglich, die Startwerte exogen vorzugeben.36 Trotz der Gefahr, die Analyse im Vorfeld zu beeinflussen, erscheint es B ORTZ methodisch durchaus geboten, „von vorneherein eine inhaltlich plausible Anfangspartition vorzugeben.“37 Um einer Verzerrung vorzubeugen, schlägt er vor, die bei einem hierarchischen Clusterverfahren gefundenen Werte als Anfangspartitionen zu verwenden und so die Vorteile beider Verfahren zu verknüpfen. Diese knappen Ausführungen sollen an dieser Stelle genügen, um einen Überblick über die Verfahren zu gewinnen, die für die hier angestrebte Analyse prinzipiell zur Verfügung stehen. In Kap. 6.1. werden auf dieser Grundlage die konkreten Rahmenbedingungen der Clusteranalyse für die vorliegende Arbeit festgelegt.

35 36 37

Bacher (1994), S. 310–316. Ebenda, S. 339. Bortz (2005), S. 573–574.

60

2.3. Das Konsummuster als Kategorie sozialer Ungleichheit Wie in den einleitenden Bemerkungen beschrieben, ist es das Ziel dieser Arbeit, durch die clusteranalytische Untersuchung des Ausgabeverhaltens eines breiten samples privater Haushalte unterschiedliche Konsummuster zu identifizieren. Aus den oben genannten Gründen ist diese Kategorie des Konsummusters nicht deckungsgleich mit der soziologischen Kategorie des Lebensstils – allerdings kann erstere mit Sicherheit als ein Indikator für letztere angesehen werden. Mit dieser Tatsache ist die Frage aufgeworfen, auf welche Weise sich Konsummuster interpretieren lassen. Es ist insbesondere zu klären, welchen Beitrag zu einer Analyse der Sozialstruktur – verstanden als „Wirkungszusammenhang sozialer Kräfte in der Gesellschaft“ – sie zu leisten im Stande sind.38 Hierfür sollen die grundlegenden soziologischen Kategorien zur Strukturierung einer Gesellschaft kurz begrifflich voneinander abgegrenzt werden. Abschließend wird die oben gestellte Frage in Angriff genommen: In welcher Hinsicht liefern Konsummuster einen Beitrag zur Analyse der sozialen Strukturierung, an der sich die soziale Ungleichheit einer Gesellschaft erkennen lässt? Als die grundlegenden Begriffe der Analyse sozialer Ungleichheit können „Klasse“ und „Schicht“ gelten. Beide blicken auf eine stolze Tradition zurück.39 Der Klassenbegriff wurde vor allem von Karl M ARX um die Mitte des 19. Jahrhunderts geprägt und zu einer Grundkategorie der Gesellschaftsanalyse erhoben. Die Bezeichnung Schicht ist jünger, sie wurde zum zentralen Begriff der soziologischen Betrachtungen Theodor G EIGERs in der Zeit der Weimarer Republik.40 Trotz – oder vielleicht gerade durch – ihre lange Geschichte ist die begriffliche Zuspitzung dieser beiden Begriffe in der Literatur weder einheitlich noch stets deutlich voneinander zu trennen: „Die Verwirrung dieser beiden Begriffe [. . . ] in der neueren Soziologie ist so vollständig“,41 wie Ralf DAHRENDORF bereits 1957 feststellte, dass eine Festlegung auf eine begriffliche Definition zwangsläufig die Gefahr des Missverständnisses mit sich bringe. Diesem Problem hat sich auch diese Arbeit zu stellen. Allerdings kann dies nicht der Ort sein, die Genese dieser Begrifflichkeiten nachzuvollziehen. Stattdessen wird an dieser Stelle ein Ansatz vorgestellt, der „Klasse“ und „Schicht“ als dezidiert unterschiedliche Konzepte versteht und insofern eine gute theoretische Grundlage für die angestrebte empirische Analyse darstellt. Die Rede ist von einer Arbeit Max H ALLERs,42 mit der sich bereits Reinhard S PREE im Zuge seiner clusteranalytischen Untersuchung des Konsumverhaltens beschäftigte und dabei einen Weg aufzeigte, wie sie sich für die sozialhistorische Arbeit operationalisieren lässt.43 38 39 40 41 42 43

Fürstenberg (1974), S. 10. Für das Folgende vgl. Geißler (2002), S. 93–94. Geiger (1932). Ralf Dahrendorf, Soziale Klassen und Klassenkonflikte in der Industriegesellschaft, Stuttgart 1957, S. IX. Max Haller, Theorie der Klassenbildung und sozialen Schichtung, Frankfurt a. M./New York 1983. Spree (1997), S. 31–36.

61 Max H ALLER geht von der gleichzeitigen Existenz zweier Prozesse sozialer Stratifikation aus: einem Prozess der Klassen- und einem der Schichtbildung.44 Für den Prozess der Klassenbildung knüpft H ALLER an eine Definition Max W EBERs an: „Immer ist für den Klassenbegriff gemeinsam: daß die Art der Chance auf dem Markt diejenige Instanz ist, welche die gemeinsame Bedingung des Schicksals des Einzelnen darstellt. ‚Klassenlage‘ ist in diesem Sinne letztlich ‚Marktlage‘.“45 Diesem Diktum folgend versteht also auch H ALLER Klassenlage als Marktlage.46 Damit bilden sich Klassen ursprünglich deshalb heraus, weil die Menschen einem ökonomischen Zwang zur Sicherung ihres Lebensunterhaltes unterliegen und insofern darum ringen, sich knappe sozioökonomische Güter anzueignen. Verkürzt gesagt entspringen die empirisch feststellbaren Märkte (Güter- oder Arbeitsmärkte seien hier genannt) eben diesem Zwang. Aus den sich dort zeigenden Verteilungsunterschieden (den Marktlagen) entspringen folglich Unterschiede in den menschlichen Lebenslagen, also unterschiedliche Klassen von Menschen. Besonders bemerkenswert ist der von H ALLER und in seiner Nachfolge von S PREE verwendete Schichtbegriff. Beide verstehen „Schicht“ und „Schichtung“ als Ausdruck eines Prozesses von „differentieller Assoziation.“47 Damit ist der Versuch eines Haushaltes gemeint, sich durch ein bestimmtes Verhalten gepaart mit dem Vertreten bestimmter Ansichten, Mentalitäten und Wertvorstellungen, einer „bestimmten sozialen Einheit zuzuordnen.“48 Während sich die Klassenbildung auf die ökonomische Grundtatsache der zur Sicherung des Lebensunterhaltes notwendigen Beschaffung knapper Güter zurückführen lässt, liegt der Ausgangspunkt der Schichtbildung in der menschlichen Neigung, sich mit anderen Individuen zu vergleichen und sich anderen als statusgleich erkannten Menschen anzunähern bzw. sich von Menschen abzugrenzen, die als höher- oder tieferstehend eingeschätzt werden.49 Ein solcher „sozialpsychologischer“ Schichtbildungsbegriff ist also losgelöst von ökonomischen Verteilungsaspekten zu verstehen. S PREE und H ALLER versuchen vielmehr durch diese Begriffsdefinitionen den eher subjektiven sozialpsychologischen vom objektiven ökonomischen Aspekt sozialer Ungleichheit analytisch zu trennen. Beide Prozesse laufen parallel ab, ergänzen einander und prägen das empirisch erkennbare Verhalten der Menschen, also auch – und deshalb erscheint diese Theorie für diese Arbeit als erkenntnisleitendes Modell besonders geeignet – die hier untersuchte Größe des Konsums.50 44 45 46 47 48 49 50

Vgl. hierzu und im Folgenden die tabellarische Zusammenfassung bei Haller (1983), S. 144. Max Weber, Wirtschaft und Gesellschaft, Tübingen 1956, S. 680. Haller (1983), S. 47–50. Spree (1997), S. 33, Haller (1983), S. 107. Spree (1997), S. 33. Haller (1983), S. 143–148, bes. S. 146. Spree (1997), S. 33.

62 Konsummuster sind somit als Ausfluss des Zusammenwirkens dieser beiden Prozesse anzusehen. Folgt man den Erörterungen S PREEs, so können empirisch ermittelte Konsummuster begriffen werden als „Reaktion auf die Erfahrung von Ressourcenknappheit [. . . ], die auf zweierlei Weise vermittelt wird: durch das verfügbare Pro-Kopf-Einkommen einerseits, durch das Bedürfnis nach ‚differentieller Assoziierung‘ bzw. Statusgewinnung und -sicherung andererseits.“51 Damit lassen sich das verfügbare Einkommen sowie die Berufsstellung als Ausdruck der Klassenlage eines Haushaltes verstehen. Diese beiden objektiven Kriterien üben in jedem Fall den wesentlichen Einfluss auf das Konsumniveau eines Haushaltes aus. Nach S PREE ist jedoch der „Konsumstil“ – günstiger wäre wohl: das tatsächliche Konsummuster, egal ob es der Not geschuldet oder durch bewusste Stilisierung geprägt erscheint – auch ein „wesentlicher Aspekt der Schichtbildung [. . . ], der sich darin ausdrückt, wie die Haushalte ihr Einkommen auf unterschiedliche Gütergruppen verteilen“.52 Nur durch diese Dualität der Wirkung zweier Stratifikationsprozesse lassen sich nämlich die durchaus disparaten Ergebnisse bisheriger Analysen des Konsumverhaltens im Kaiserreich erklären. Zu diesem Schluss kommt auch die Synthese des Soziologen Jörg RÖSSEL, auch wenn dieser nicht trennscharf zwischen Klassen- und Schichtbildungsprozessen unterscheidet.53 RÖSSEL benennt in seinem handlungstheoretischen Ansatz die auf die letztliche Handlungsentscheidung eines Haushaltes (um bei unserem Fall zu bleiben: etwa der Konsumentscheidung) eingehenden Prozesse anders:54 Er spricht davon, dass drei Einflussebenen genannt werden können. Erstens sieht er – und hier argumentiert er also parallel zu H ALLER – den Einfluss der Klassenlage auf die Handlung, in dem Sinne, dass diese die Ressourcenausstattung eines Haushaltes bestimmt. Den zweiten Einfluss sieht er durch das soziale Milieu gegeben, in dem sich ein Haushalt befindet, indem er soziale Netzwerke ausbildet. Den dritten Einfluss übe der angestrebte „Lebensstil“ aus. Hierbei ist allerdings entscheidend, dass RÖSSEL „Lebensstil“ nicht wie die hier in der Einleitung zitierten Forscher performativ versteht, sondern als ein Bündel „kultureller Präferenzen“.55 Zusammenfassend und – freilich – simplifizierend könnte man also sagen, dass RÖSSEL die Einflüsse auf das menschliche Handeln (und eben auch auf den Konsum) etwas feiner ausdifferenziert als H ALLER. RÖSSELs Vorstellungen über den Einfluss kultureller Präferenzen und sozialer Netzwerke besitzen zusammengenommen große Ähnlichkeiten mit H ALLERs Konzept von Schichtbildung als differentieller Assoziation. Man kann sich des Eindrucks nicht erwehren, dass RÖSSELs Vorstellungen von einer pluralen Sozialstrukturanalyse durchaus nicht weit von der mittlerweile 25 Jahre alten Theorie Max H ALLERs entfernt liegen – umso erstaunlicher, dass er dessen interessanten Ansatz unerwähnt lässt. 51 52 53 54 55

Spree (1997), S. 42. Ebenda, S. 59. Rössel (2005), vor allem S. 77–79. Hier und im Folgenden siehe Ebenda, S. 177–183, vor allem Schaubild 4.2, S. 182. Ebenda, S. 179.

63 Dass RÖSSEL in seiner aktuellen Arbeit, die eine Synthese unterschiedlicher Sichtweisen auf die Beurteilung sozialer Ungleichheit zum Ziel hat, ohne H ALLER zu rezipieren recht ähnliche Vorstellungen entwickelt, bestärkt darin, H ALLERs Theorie keineswegs als überholt abzutun – trotz des geringen Echos, das sie in der Soziologie hervorgerufen hat. Als erkenntnisleitendes Modell unserer empirischen Arbeit erscheint sie im Gegenteil durchaus gut geeignet.

3. Haushaltsrechnungen als sozialhistorische Quelle

Grundsätzlich lassen sich die Quellen, die dem heutigen Wirtschafts- oder Sozialhistoriker Informationen über das Wirtschaften privater Haushalte in vergangener Zeit liefern, anhand der Frage ihres Entstehungszwecks kategorisieren: wir können „vorgefundene“ von „veranlaßten“ Haushaltsrechnungen unterscheiden.1 Unter vorgefundenen Haushaltsrechnungen verstehen wir Quellen, bei deren Entstehung wissenschaftliche Erwägungen überhaupt keine Rolle gespielt haben, nämlich diejenigen Haushaltsrechnungen, die zum privaten Gebrauch erstellt wurden. Sie dienten der Selbstvergewisserung der Verfasser, oder – wie etwa im Fall eines Nürnberger Bäckermeisters, der im Jahr 1495 mit Hilfe der Offenlegung seiner wirtschaftlichen Verhältnisse um eine behördliche Erhöhung des Brotpreises bat,2 – handfestem wirtschaftlichem Eigeninteresse. Man könnte auch sagen, wie Gottlieb S CHNAPPER -A RNDT es zuspitzte: sie waren „Budgets im Selbstinteresse“3 , sozusagen „egoistische Budgets“4 . Aus quellenkritischer Sicht sind diese vorgefundenen Haushaltsrechnungen, da sie nicht mit dem Ziel der Überlieferung aufgestellt wurden, mit Sicherheit als Relikte, also „Überreste“ im D ROYSEN -B ERNHEIM’schen Sinne, zu verstehen.5 Alle Haushaltsrechnungen, die uns bis zur Mitte des 18. Jahrhunderts überliefert sind, gehören dieser Kategorie an – ihre Zahl ist aber sehr begrenzt und es ist letztlich glücklichen Zufällen geschuldet, wenn hie und da ein privates Haushaltsbuch bis in unsere Zeit 1

2

3 4 5

So dichotomisiert etwa Walter S CHIFF die von ihm bearbeiteten Quellen (Walter Schiff, Zur Methode und Technik der Haushaltungsstatistik, in: Annalen für Soziale Politik und Gesetzgebung, Bd. 3 (1914), S. 35–109, hier: S. 48). Was die Begrifflichkeiten angeht, soll hier „Haushaltsrechnung“ als Oberbegriff für alle Aufzeichnungen über die Wirtschaftsführung privater Haushalte begriffen werden. Für eine genauere Kategorisierung siehe Abschnitt 3.2., S. 79. Diesen Fall überliefert Gottlieb Schnapper-Arndt, Zur Theorie und Methode der PrivatwirtschaftsStatistik, in: Leon Zeitlin (Hrsg.), Dr. Gottlieb Schnapper-Arndt. Vorträge und Aufsätze, Tübingen 1906b, S. 16–59, hier: S. 16–17 und 42–45, siehe auch Ders., Sozialstatistik (Vorlesungen über Bevölkerungslehre, Wirtschafts- und Moralstatistik). Ein Lesebuch für Gebildete, insbesondere für Studierende, hg. von Leon Zeitlin, Leipzig 1908, S. 371. Ebenda Ders. (1906b), S. 17. Vgl. hierzu etwa Ahasver von Brandt, Werkzeug des Historikers. Eine Einführung in die Historischen Hilfswissenschaften, 7. Auflage. Stuttgart u. a. 1973, S. 52–53.

66 überliefert wurde.6 Auch für das 19. und 20. Jahrhundert sind private Haushaltsbücher rar. Zwar verbreitete sich zu dieser Zeit das Führen von Rechnungsbüchern zumindest in den besser gestellten Kreisen, jedoch konnte nur eine kleine Zahl dieser privaten Schriftstücke bislang wissenschaftlich ausgewertet werden. Bereits Ernst E NGEL stellte bedauernd fest, dass geführte Rechungsbücher „in der Regel so streng und sorgfältig bewachte und bewahrte Familiengeheimnisse [darstellen], dass Fremden, ja selbst nächsten Verwandten, [. . . ] selten Einblick in dergleichen Bücher gestattet wird.“7 Es ist deshalb wohl nur ein winziger Bruchteil aller jemals geführten Haushaltsbücher der Forschung überhaupt zur Kenntnis gelangt. Und so gilt nach wie vor Karl B ÜCHERs vor mehr als hundert Jahren gefälltes Urteil, „dass in sorgfältig geführten Haushaltungsbüchern ein noch fast unausgeschöpftes Material für die exakte Wirtschaftsforschung vergraben liegt.“8 Ein Problem für die heutige Forschung stellt der Umstand dar, dass Haushaltsbücher nur selten als bewahrenswerte historische Quelle angesehen wurden und – wenn sie denn überhaupt erhalten blieben – in den seltensten Fällen öffentlich zugänglich gemacht wurden. Die weitaus meisten privaten Rechnungsbücher, und dies gilt auch für die hier untersuchte Zeit, sind wohl als verloren anzusehen. Das gilt bedauerlicherweise wohl auch für die „grosse Anzahl“ von privaten Rechungsbüchern, die Ernst E NGEL zur Auswertung erhalten hatte, wie er 1895 in seinem letzten im Jahr vor seinem Tod erschienenen Werk berichtete.9 E NGEL selbst konnte sie nicht mehr auswerten und einen Nachlass des großen Statistikers, in dem sich selbige befinden könnten, scheint nicht zu existieren.10 Es bleibt aber zu vermuten, dass eine gewisse Zahl von Haushaltsbüchern noch in Stadtarchiven, Kellern oder auf Dachböden unentdeckt ihrer Auswertung harrt.11 Die zweite Kategorie von Haushaltsrechnungen gibt es erst seit der Frühzeit der empirischen Sozialforschung, seit Mitte des 18. Jahrhunderts, in größerem Maße sogar erst seit Mitte des 19. Jahrhunderts: Haushaltsrechnungen, die aus im weitesten Sinne wissenschaftlichem Interesse heraus aufgestellt wurden, S CHNAPPER -A RNDT nennt sie zur Unterscheidung von den „egoistischen Budgets“, von denen oben die Rede war, „altruistische“ Budgets.12 Diese tendieren von ihrem Entstehungszusammenhang her wohl eher in Richtung der „Traditionen“, also der bewusst für die Nachwelt konzipierten Quellen, – obwohl der Zweck ihrer Erhebung eher sozialwissenschaftliches oder sozialpolitisches 6

7 8 9 10 11

12

Vgl. hierzu etwa Karl Bräuer (Hrsg.), Studien zur Geschichte der Lebenshaltung in Frankfurt a. M. während des 17. und 18. Jahrhunderts. Auf Grund des Nachlasses von Gottlieb Schnapper-Arndt. 2 Bde. Frankfurt a. M. u. a. 1915, S. XIV–XVI. Engel (1895), S. 13. Karl Bücher, Haushaltsbudgets oder Wirtschaftsrechnungen? in: Zeitschrift für die gesamte Staatswissenschaft, 62. Jg. (1906), S. 686–700, hier: S. 700. Engel (1895), S. 15. Die zentrale Nachlassdatenbank des Bundesarchives führt keinen Nachlass E NGELs auf (http://www.nachlassdatenbank.de, aufgerufen am 05.08.2008). Von einem solchen Zufallsfund von Haushaltsbüchern, die über den langen Zeitraum von 1933 bis 1993 geführt wurden, geht ein anderes Dissertationsprojekt aus, das Tanja ROOS ebenfalls am Kölner Seminar für Wirtschafts- und Sozialgeschichte bearbeitet. Schnapper-Arndt (1906b), S. 17.

67 Interesse war als die historische Überlieferung. Dies gilt zumindest unter der Voraussetzung, dass man von B RANDT Recht gibt, der feststellte, dass „politische von historischer Unterrichtung der Absicht nach kaum zu trennen ist“.13 Im Folgenden sollen beide Sorten von Haushaltsrechnungen kurz gewürdigt werden, einmal in Bezug darauf, für welche Epochen solcherlei Quellen dem Sozialhistoriker zur Verfügung stehen, vor allem aber hinsichtlich ihrer Genese als Quellengattung. Schwerpunktmäßig soll hierbei die Entwicklung der Quelle „Haushaltsrechnung“ in Deutschland beleuchtet werden, wobei eine schlaglichtartige Ausdehung des Blickfelds auf Entwicklungen in anderen Ländern Europas dennoch zuweilen geboten erscheint.

3.1. Historische Entwicklung der Quellengattung „Haushaltsrechnung“ „Die in der Gegenwart weitverbreitete Sitte, Bücher zu führen, über die täglichen Einnahmen und Ausgaben, ist nicht neu.“14 Mit dieser Feststellung begann Karl B RÄUER 1915 eine Skizze der Genese der sich dem Wirtschafts- und Sozialhistoriker darbietenden Quellengattung „Haushaltsrechnung“. Er holt weit aus, stellt etwa fest, dass bereits ein Wirtschaftsbuch aus der Zeit der Ptolemäer im dritten Jahrtausend vor Christi Geburt bekannt sei und, dass Haushaltsbücher in der römischen Kaiserzeit in der vermögenden Bevölkerung durchaus üblich gewesen seien. Allerdings habe sich keines dieser Dokumente bis in moderne Zeiten erhalten. Für Deutschland stammen die ersten erhaltenen Haushaltsrechnungen aus dem späten Mittelalter und der frühen Neuzeit, zumeist sind Wirtschaftsrechnungen adeliger Haushalte überliefert, aber B RÄUER berichtet auch von einigen Wirtschaftsrechnungen stadtbürgerlicher Haushalte.15 All diesen Haushaltsbüchern ist gemein, dass sie ursprünglich aus 13 14 15

von Brandt (1973), S. 54. Hier und im Folgenden, wenn nicht anders ausgewiesen, vgl. Bräuer (1915), S. XVI–XXV. In der Literatur finden sich etwa das Einnahmen- und Ausgaben-Register Dietrichs von Volmerstein für 1380–89, diejenige der Burggrafen von Drachenfels für 1458–1463 und die der Grafen von Wertheim für 1409–1484 (Adelbert Graf von der Recke von Volmerstein, Lehndienst und adelige Wirtschaftsführung im Spätmittelalter, dargestellt am Leben Dietrichs von Volmerstein, Heidelberg 2003, zugl. Diss. Heidelberg 2002, digital erhältlich unter http://www.ub.uni-heidelberg.de/archiv/2479/, aufgerufen am 16.06.2008; Leonhard Korth, Die ältesten Haushaltsrechnungen der Burggrafen von Drachenfels, in: Annalen des Historischen Vereins für den Niederrhein, H. 54 (1892), S. 1–66, vgl. hierzu: Franz Irsigler, Adelige Wirtschaftsführung im Spätmittelalter, in: Jürgen Schneider u. a. (Hrsg.), Wirtschaftskräfte und Wirtschaftwege I, Mittelmeer und Kontinent, Bamberg 1978, S. 455–468 und Wilfried Wackerfuß, Kultur, Wirtschafts- und Sozialgeschichte des Odenwaldes im 15. Jahrhundert. Die ältesten Rechnungen für die Grafen von Wertheim in der Herrschaft Breuberg (1409-1484). Breuberg-Neustadt 1991. Siehe desweiteren Bräuer (1915), S. XVI–XXV. Diese Liste soll nur auf einige einschlägige Werke verweisen und erhebt keinen Anspruch auf Vollständigkeit. Weitere wertvolle Hinweise liefert ein bibliographisches Projekt der Universität Marburg, das in einer online zugänglichen Datenbank zahlreiche weitere Studien aufführt (http://www.computatio.de, zuletzt aufgerufen am 08.12.2008).

68 privatem Interesse entstanden sind und insofern gleichsam zufällig auf uns überkommen sind. Die wissenschaftliche Untersuchung privater Haushaltsbudgets beginnt erst zu späterer Zeit und zwar im England des 18. Jahrhunderts als Arthur YOUNG der Ältere 1767 in seinen Farmer’s Letters erstmals vier Haushaltsrechnungen von Landarbeitern untersuchte.16 Das Forschungsinteresse Arthur YOUNGs d. Ä. zielte trotz ähnlicher Wurzeln in eine andere Richtung als das der eigentlichen Vertreter der Politischen Arithmetik wie John G RAUNT oder William P ETTY, die vornehmlich eine Beschreibung des Staatswesens als Ganzem im Sinn hatten.17 YOUNG erscheint, so urteilte zu Beginn des 20. Jahrhunderts jedenfalls Gottlieb S CHNAPPER -A RNDT, „weit mehr als Sozialschriftsteller neuen Stils [. . . ], wenn auch nicht stets in dem, was er will, so doch in dem, was er der Beobachtung für würdig hält.“18 Denn seine Absichten hatten nicht viel mit denen späterer sozialkritischer Schriftsteller gemein. In seiner ersten Schrift, in der er mit Haushaltsbudgets argumentiert, den oben erwähnten „Farmer’s Letters“ geht es ihm ganz und gar nicht darum, das niedrige Lebensniveau der Arbeiterschaft anzuprangern, wie es dem Impetus der späteren Sozialkritiker entsprochen hätte. Stattdessen dienen ihm die Haushaltsbudgets von vier Landarbeitern als Beleg seiner These, dass die durch einen Preisanstieg gewachsenen Lebenshaltungskosten keineswegs unverhältnismäßig hoch seien. Die niedrigeren Preise früherer Jahre hätten nicht zu höherer Ersparnis und besserer Gesundheit der Arbeiterschaft geführt, sondern vielmehr zu Verschwendung und höherem Alkoholkonsum. Mit diesen sehr eigenen Ansichten legte YOUNG d. Ä. nichtsdestotrotz den Grundstein zur Verwendung der hier beschriebenen Quellengattung: der Haushaltsrechnung. Er selbst verwendete sie auch in späteren Arbeiten bis 1792 immer wieder. Erhebungsmethode und Verwendung entsprachen allerdings bei weitem nicht unseren Vorstellungen von einwandfreiem wissenschaftlichen Umgang mit dem Material. Er erhob seine Haushaltsrechnungen mehr oder minder ad hoc, eine strenge methodische Vergleichbarkeit zeichnet seine Daten nicht aus.19 Zwischen 1793 und 1797 erschienen die Arbeiten dreier Nachfolger des älteren YOUNG, David DAVIES ’, Frederick Morton E DENs sowie eines jüngeren Arthur YOUNG, die alle gegenüber den Farmer’s Letters den Vorzug haben, dass die darin publizierten Haushaltsrechnungen zu großen Teilen mittels standardisierter Fragebögen erhoben worden 16

17 18 19

Arthur Young d. Ä., The Farmer’s Letters to the people of England, containing the sentiments of a Practical Husbandman ... To which is added Sylvæ: or, Occasional Tracts on Husbandry and Rural Œconomics, London 1767. Vgl hierzu Pierenkemper (1991b), S. 14-15, auch Schnapper-Arndt (1906b), S. 51, Pierenkemper (1988), S. 41 und Schnapper-Arndt (1908), S. 373-376. Die folgende Darstellung folgt wenn nicht anders ausgewiesen weitgehend Pierenkemper (1991b), S. 14–17, der sich vor allem auf Schnapper-Arndt (1906b), S. 50–55 (Zusatz II. Zur Geschichte der Privatwirtschaftsstatistik in England) bezieht. Vgl. Ders. (1908), S. 373. Ebenda. Pierenkemper (1988), S. 42.

69 und somit weitgehend vergleichbar waren.20 Aufgrund der zeitlichen Überschneidungen zwischen Datenerhebung und -publikation dieser drei Studien ist die Frage, auf welchen der drei dieser methodische Fortschritt letztendlich zurückgeht, nicht ganz einfach zu klären und verdient, kurz näher beleuchtet zu werden, zumal darüber in der Literatur einige Konfusion besteht. S CHNAPPER -A RNDT und mit ihm P IERENKEMPER sehen in dem englischen Landgeistlichen David DAVIES (1742–1819) den eigentlichen Urheber der Erhebung von Haushaltsrechnungen mittels eines ausführlichen Fragebogens. Sie widersprechen damit der – insgesamt eher kursorischen – Darstellung Ernst E NGELs, der in E DEN den Urheber der planmäßigen Erforschung von Haushaltsrechnungen sah.21 Die Sichtweise, DAVIES die Urheberschaft zuzuschreiben, erscheint deshalb plausibel, da er als erster der drei Sozialforscher mittels eines solchen Fragebogens bereits Ostern 1787 Haushaltsdaten von sieben Familien seiner eigenen Pfarrei erhob. Er veröffentlichte sie allerdings nicht sofort, sondern gab sechs der gedruckten Resultate im Juni 1788 an Vertrauensleute weiter, als Vorbilder für eigene Erhebungen. Seine Korrespondenten, zumeist andere Geistliche, begannen nun ihrerseits, Haushaltsrechnungen nach DAVIES ’ Schema zu sammeln und sandten ihm ihre Ergebnisse. Auf diese Weise konnte DAVIES von 1788 bis 1794 129 weitere Budgets von Landarbeitern sammeln. Diese insgesamt 136 Haushaltsrechnungen wertete er aus und publizierte sie schließlich 1795.22 20

21 22

Arthur Young d. J., General view of the agriculture of the county of Sussex. With observations on the means of its improvement. Drawn up for the consideration of the Board of agriculture and internal improvement, London 1793, David Davies, The Case of Labourers in Husbandry stated and considered, in three parts. With an appendix; containing a collection of accounts, shewing the earnings and expences of labouring families, in different parts of the kingdom, 1. Auflage. London/Bath 1795 (ND Fairfield 1977), Frederick M. Eden, The State of the poor or the History of the Labouring Classes in England, o. O. 1797. Vgl. hierzu etwa Pierenkemper (1988), S. 41–42. Engel (1895), S. 16. Vgl. hierzu Pierenkemper (1991b), S. 15, Ders. (1988), S. 42, Anm. 10 und Schnapper-Arndt (1908), S. 381 bzw. Ders. (1906b), S. 53–54 In der Literatur finden sich zahlreiche widersprüchliche Angaben darüber, wie viele Budgets bei DAVIES aufgeführt seien. S CHNAPPER -A RNDT erwähnt 138 Haushaltsbudgets, W ILLIAMS und Z IMMERMAN sprechen von 137, S OKOLL von 135, P IERENKEMPER von 129 und S TIGLER lediglich von 127 Haushaltsbudgets (Ebenda, S. 52; Faith M. Williams und Carle C. Zimmerman, Studies in Familiy Living in the United States and other Countries. Analysis of Material and Method, Washington 1935, S. 16; Thomas Sokoll, Early attempts at acconunting the uncountable: Davies´and Eden´s budgets of agricultural labouring families in late eighteenth-century England, in: Toni Pierenkemper (Hrsg.), Zur Ökonomik des privaten Haushalts. Haushaltsrechnungen als Quelle historischer Wirtschafts- und Sozialforschung, Frankfurt a. M./New York 1991, S. 34–58, hier: S. 37; Pierenkemper (1991b), S. 14, bzw. Stigler (1954), S. 95). Eigentümlicherweise trifft keiner der erwähnten Autoren die wirkliche Anzahl exakt. Am nächsten kommt S OKOLL der Wahrheit, denn betrachtet man nur die im Anhang von DAVIES ’ Werk aufgelisteten Budgets, zählt man tatsächlich 135 Stück, darunter 122 englische, fünf walisische und acht schottische Haushalte (Davies (1795), S. 131–200; vgl. Sokoll (1991), S. 54, Anm. 1). Allerdings argumentiert DAVIES im Fließtext mit einem weiteren Haushaltsbudget, das er auf den S. 83–85 detailliert beschreibt und das im Anhang nicht auftaucht, was S OKOLL wohl entging. Dagegen handelt es sich bei sechs auf S. 8–20 dargestellten Haushaltsbudgets lediglich um ausführlichere Versionen der von DAVIES selbst aufgenommenen Budgets, also um Dubletten der im Anhang (S. 136–137) aufgelisteten.

70 Bevor DAVIES seine Studie veröffentlichte, erschien allerdings unter dem Namen Reverend Arthur YOUNG eine Beschreibung der Landwirtschaft in Sussex, in der sich ebenfalls mit standardisiertem Fragebogen aufgenommene Haushaltsrechnungen finden. Ergänzt werden soll an dieser Stelle, dass wir es – wie S CHNAPPER -A RNDT bereits 1903 feststellte – mit zwei Autoren namens „Arthur Young“ zu tun haben, dem oben bereits mehrfach erwähnten Vater (1741–1820) und seinem Sohn (1769–nach 1820), dem Verfasser der Sussex-Studie.23 Diese Tatsache scheint erwähnenswert, da zuweilen, etwa in der zeitgenössischen englischen Literatur, der Anschein erweckt wurde, alle Schriften seien Werk des Vaters.24 Zwei Jahre nach DAVIES ’ Studie gab schließlich Sir Frederick Morton E DEN sein dreibändiges Werk „The State of the Poor“ heraus, welches ebenfalls Haushaltsbudgets (insgesamt 86 Stück: 60 von Landarbeiter-, 26 von anderen Arbeiterfamilien) enthielt.25 Sein Ausgangspunkt waren die hohen Lebensmittelpreise der Jahre 1794 und 1795, die der Arbeiterschaft das Auskommen erschwerten.26 E DEN sammelte seine Daten auf unterschiedliche Weise: etwa ein Drittel der Haushaltsbudgets erhob er entweder selbst oder ließ sie durch „a few respectable clergymen“, denen er recht offene Fragebögen zugesandt hatte, erheben. Für die Erhebung der übrigen Haushaltsbudgets stellte er extra eine Hilfskraft ein, die über Land reiste und Budgets sammelte.27 Für die Frage, wer die Idee des detaillierten Fragebogens gebar, ist das Zustandekommen dieses Werks aufschlussreich. Vieles spricht für die Rekonstruktion S CHNAPPER -A RNDTs: „Als Eden seine Arbeit begann, kannte er von Budgets höchstens die zerstreuten in den Schriften des älteren Young. Er verleibte daher seinem Fragebogen nur eine allgemein gehaltene Frage ein. Als sich sein Werk dem Abschluß näherte, lernte er Davies’ eben erscheinendes Buch, vielleicht auch verspätet die Schrift des Rev. Young kennen und nahm hieraus Veranlassung, noch rasch eine größere Reihe von Budgets nach dem Davies-Young’schen Schema 23

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Gottlieb Schnapper-Arndt, Zur Theorie und Geschichte der Privatwirtschaftsstatistik (Sonderabdruck aus dem Bulletin de l’Institut International de Statistique, B. 13, H. 2), Leipzig 1903, hier zitiert nach dem Wiederabdruck Ders. (1906b), S. 52, Anm. 1, vgl. auch Ders. (1908), S. 378). Diese irreführende Darstellung findet sich etwa in einer Bibliographie Mathilda B ETHAM -E DWARDS ’, die unter Mithilfe des auch Arthur benannten Enkels des älteren YOUNG dessen biographische Skizze verfasste (Vgl. Matilda Betham-Edwards, Biographical Sketch and Bibliography, in: Dies. (Hg.), Arthur Young’s Travels in France during the Years 1787, 1788, 1789, (URL: http://www.econlib.org/ LIBRARY/YPDBooks/Young/yngTF0.html, – Zugriff am 24.07.2007). Auch die Einordnung der Werke in heutigen Bibliothekskatalogen erweckt diesen Eindruck. Eine Richtigstellung enthält bereits Henry Higgs, Art. Young, Arthur (1741—1820), in: Sidney Lee (Hrsg.), Dictionary of National Biography, Bd. LXIII: Wordsworth-Zuylestein, London 1900, S. 357–363, hier: S. 361, der S CHNAPPER -A RNDT als Gewährsmann dient. Auch neuere Arbeiten bestätigen S CHNAPPER -A RNDTs Sichtweise, dass der Bericht über Sussex aus der Feder eines jüngeren Arthur YOUNG, Sohn des Älteren, stammt (Young d. J. (1793). Vgl. G. E. Mingay, Young, Arthur (1741–1820), in: Oxford Dictionary of National Biography, Online-Ausgabe, (URL: http://www.oxforddnb.com/view/article/30256, – Zugriff am 24.07.2007, S. 5). Stigler (1954), S. 95–96. Schnapper-Arndt (1908), S. 379. Ders. (1906b), S. 53-54.

71 ausführen zu lassen. Und dieser Teil der Arbeit dürfte, der Raschheit der Ausführung nach, wahrscheinlich ganz oder großen Teils von der Hilfsperson besorgt worden sein.“28 Dementsprechend gebührt DAVIES der Titel des Schöpfers der Erhebung von Haushaltsrechnungen mittels eines standardisierten Fragebogens. Ganz offensichtlich stehen Entstehung und Publikation der drei Arbeiten DAVIES’, YOUNGs d. J. und E DENs allerdings in einem engen Zusammenhang. Damit wollen wir die Frühzeit der Erforschung der Wirtschaftsrechnungen privater Haushalte verlassen und uns der weiteren Entwicklung zuwenden, die allerdings etwa ein halbes Jahrhundert auf sich warten ließ. Zwar erschienen – beeinflusst von der Politischen Arithmetik – weitere Untersuchungen, die Haushaltsrechnungen nutzten. Für den deutschen Sprachraum sei hier der Züricher Statistiker Johann Heinrich WASER (1742–1780) genannt, der 1778 in einer Untersuchung der Wohnverhältnisse seiner Heimatstadt Ausgabebudgets verschiedener Bevölkerungsgruppen veröffentlichte.29 Jedoch sind auch die aus dem späten 18. und aus der ersten Hälfte des 19. Jahrhunderts bekannten Budgets überwiegend aus vorgefundenen Quellen gewonnen. Sie entstammen also genau wie die oben genannten Budgets aus Mittelalter und früher Neuzeit privat geführten Aufzeichnungen, wurden erst im Nachhinein als Quelle nutzbar gemacht und waren nicht ursprünglich Teil einer wissenschaftlichen Untersuchung.30 In Deutschland war das Interesse an der Erhebung von Haushaltsrechnungen zu wissenschaftlichen Zwecken vor der Reichsgründung verhältnismäßig gering. Einige Arbeiten, die sich mit den Lebensbedingungen von Landarbeitern beschäftigen, lassen sich jedoch finden. So bewog die Hungerkrise der Jahre 1846/47 das „Preußische Landes-ÖkonomieCollegium“ dazu, eine Untersuchung über die Lebensumstände der ländlichen Bevölkerung in den verschiedenen preußischen Regierungsbezirken in Auftrag zu geben. Im darauffolgenden Jahr wurde sie von Alexander v. L ENGERKE ausgeführt. Unter anderem erhob er auch Haushaltsbudgets von 168 Landarbeiterhaushalten.31 Doch diese Untersuchung blieb in theoretischer Konzeption und Ausführung hinter den oben dargestellten Standards 28 29

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Schnapper-Arndt (1906b), S. 54. Johann Heinrich Waser, Betrachtungen über die zürcherischen Wohnhäuser. Vornemlich in Absicht auf die Brandcassen und Bürger-Protocoll samt einigen andern dahin einschlagenden oeconomisch-politischen Bemerkungen, Zürich 1778. Siehe hierzu Teuteberg (1976), S. 240. Auch deutsche Beispiele lassen sich finden. So präsentiert etwa M OOSER die Haushaltsrechnung einer ostwestfälischen Heuerlingsfamilie für das Jahr 1809 (Josef Mooser, Ländliche Klassengesellschaft 1770-1848. Bauern und Unterschichten. Landwirtschaft und Gewerbe im östlichen Westfalen (Kritische Studien zur Geschichtswissenschaft, Bd. 64), Göttingen 1984). Ein anderes Beispiel sind die Haushaltsrechnungen zweier sächsischer Pfarrershaushalte für die Jahre 1815–1817 bzw. 1846–1848, die sich bei Georg Brand, Die Wirtschaftsbücher zweier Pfarrhäuser des Leipziger Kreises im vorigen Jahrhundert. Ein Versuch zur Frage nach den Lebenskosten, Leipzig 1911 finden. Alexander v. Lengerke, Die ländliche Arbeiterfrage. Beantwortet durch die bei dem Königl. LandesOeconomie-Collegium aus allen Gegenden der preußischen Monarchie eingegangenen Berichte landwirthschaftlicher Vereine über die materiellen Zustände der arbeitenden Classen auf dem platten Lande, Berlin 1849.

72 DAVIES ’ oder E DENS zurück. Zu Recht bezeichnete Z EISEL ihre Konzeption als primitiv:32 L ENGERKE ließ nicht eigens Haushalte befragen, sondern wandte sich an „ländliche Vereine“ mit der Bitte, typische Budgets zu schätzen. Zudem waren die verwendeten Fragebögen vage formuliert; die Untersuchung enthält also nicht tatsächliche Haushaltsbudgets einzelner Haushalte, sondern lediglich Schätzungen des für den jeweiligen Ort zu veranschlagenden Haushaltsminimums. Diesen Mangel an methodischer Genauigkeit teilt die Untersuchung mit anderen Erhebungen, die um 1850 entstanden.33 Ab der Mitte des 19. Jahrhunderts kam es zu einer Fortentwicklung bei der Erhebung und Verwendung von Haushaltsrechnungen. Diese ist eng verbunden mit den Werken dreier Männer: des Belgiers Édouard D UCPÉTIAUX (1804–1868), des Franzosen Frédéric L E P LAY (1806–1882) und des Deutschen Ernst E NGEL (1821–1896).34 Was die Formulierung von Fragebögen angeht, stellen wir einen methodischen Fortschritt zuerst in den Arbeiten D UCPÉTIAUXs fest, der 1853 eine Studie über die Lebensbedingungen belgischer Arbeiterfamilien erstellte und zwei Jahre später veröffentlichte.35 So groß seine Leistung bei der Dienstbarmachung von Haushaltsrechnungen für die sozialwissenschaftliche Forschung einzuschätzen ist, so kritisch müssen die von ihm publizierten Zahlenwerte betrachtet werden: Auch sie waren nicht durch die Befragung tatsächlicher Haushalte über ihre Lebensbedingungen und Konsumgewohnheiten gewonnen worden, sondern durch Auskünfte kommunaler Behörden.36 Immerhin lieferten seine Fragebögen eine vergleichbare und auswertbare Systematik, sein Werk trug ihm bei aller Kritik den Ehrentitel „Vater der modernen Konsum- und Arbeitsstatistik“ ein.37 Fast zur gleichen Zeit wie D UCPÉTIAUX veröffentlichte Frédéric L E P LAY erstmalig seine groß angelegte Untersuchung „Les Ouvriers Européens“,38 die auf einer Vielzahl empirischer Studien beruht. L E P LAY hatte hierfür in den 1830er bis 50er Jahren ganz Europa bereist und versucht, die unterschiedlichen Lebensumstände der Menschen dadurch 32 33

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Zeisel (1975), S. 128. Dies trifft etwa auf eine im Landkreis Bonn durchgeführte Erhebung zu: Eduard Hartstein, Statistischlandwirtschaftliche Topographie des Kreises Bonn, Bonn 1850. Vgl. hierzu Teuteberg (1972), S. 49. Auch die Erhebung Wilhelm v. L AERs fällt in diese Kategorie (Hermann v. Laer, Die Haushaltsführung von Maschinenbauarbeiter- und Textilarbeiterfamilien in der Zeit bis zum I. Weltkrieg, in: Toni Pierenkemper (Hrsg.), Haushalt und Verbrauch in historischer Perspektive. Zum Wandel des privaten Verbrauchs im 19. und 20. Jahrhundert, St. Katharinen 1987, S 152– 184, hier: die Budgets finden sich S. 95/96 bzw. S. 98). Siehe zu den Entwicklungen in der ersten Hälfte des 19. Jahrhunderts auch Williams und Zimmerman (1935), S. 17–18. Z IMMERMAN nennt diese drei Gelehrten „founders of the modern school“. Siehe hierzu Ebenda, S. 17–19. Ducpétiaux, Budgets économiques de classes ouvriers en Belgique, Brüssel 1855. Pierenkemper (1991b), S. 15. Teuteberg (1972), S. 49. Frédéric Le Play, Les ouvriers européens. Études sur les travaux, la vie domestique et la condition morale des populations ouvrières de l’Europe, précédées d’un exposé de la méthode d’observation, 2 Bde., 1. Aufl. Paris 1855; später stark erweiterte zweite Auflage als: Frédéric Le Play, Les ouvriers européens. Études sur les travaux, la vie domestique et la condition morale des populations ouvrières de l’Europe, d’après les faits observés de 1829 à 1879, 6 Bde. 2. Auflage. Tours/Paris 1877–1879 (ND New York 1974).

73 einzufangen, dass er „typische“ Haushalte sehr genau beschrieb, sie zu ihren Einnahmen und Ausgaben im Verlauf eines Jahres befragte und aus diesen Angaben Haushaltsbudgets konstruierte.39 In der Erstausgabe enthielt das Werk 36 solcher Einzelfallbeschreibungen sehr unterschiedlicher Art. Neben etwa einem beschkirischen Halbnomaden„haushalt“ und dem eines Lumpensammlers aus Paris finden sich in diesem bunten Potpourri auch vier deutsche Haushalte: der eines Bergmannes aus dem Oberharz, eines Westerwälder Hüttenarbeiters, eines Solinger Waffenschmieds und eines Webers aus der Nähe von Bonn.40 Auswahl und Erhebungsweise machen verständlich, warum S CHNAPPER -A RNDT das Werk L E P LAYs als „das merkwürdige Buch eines merkwürdigen Mannes“ bezeichnete.41 Dennoch machte seine Methode gerade in Frankreich im wahrsten Sinne des Wortes Schule. Dort lässt sich bis ins frühe 20. Jahrhundert hinein eine Vielzahl von Erhebungen finden, die seiner Herangehensweise nacheifern.42 Verfechter der L E P LAY’schen Beobachtungs-Methode spielten, obwohl weitgehend abgekoppelt von den Entwicklungen in der Soziologie, noch bis in die 1930er Jahre eine gewichtige Rolle in der französischen Sozialforschung.43 Und so nimmt es nicht Wunder, dass L E P LAY seiner Anhängerschaft auch in moderner Zeit noch als „Erfinder einer wahren Sozialwissenschaft“ gilt.44 An den genannten Arbeiten dieser beiden Pioniere der Sozialforschung entzündete sich eine Debatte um die richtige Methode der Haushaltsstatistik, darüber, ob der rechte Weg 39 40

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Zu Le Play und seiner Vorgehensweise siehe etwa Zeisel (1975), S. 122–124 oder SchnapperArndt (1908), S. 385–388. Für eine ausführliche Behandlung dieser vier von L E P LAY untersuchten deutschen Haushalte siehe Wolfgang Zorn, Deutsches Arbeiterleben um 1850 im Blickfeld des französischen Sozialpolitikers Le Play, in: Hansjoachim Henning, Dieter Lindenlaub und Eckhard Wandel (Hrsg.), Wirtschafts- und sozialgeschichtliche Forschungen und Probleme. Karl Erich Born zur Vollendung des 65. Lebensjahres zugeeignet von Kollegen, Freunden und Schülern, St. Katharinen 1987, S. 119–138. Z ORN macht darin auf einen Fehler L E P LAYs aufmerksam, der diesem bei der Beschreibung des erwähnten Hüttenarbeiters unterlief: L E P LAY spricht nämlich davon, dass dieser im Hunsrück beheimatet sei, gibt gleichzeitig jedoch an, dass sein Wohnort rechts des Rheins läge. Da sich der Ort durch weitere Angaben im Text als Sayn bei Bendorf identifizieren lässt, wird deutlich, so stellte Z ORN fest, dass L E P LAY den Hunsrück mit dem Westerwald verwechselte. (Vgl. Ebenda, S. 124). Schnapper-Arndt (1908), S. 385. Ernst Engel berichtete 1895 von 117 bereits erschienenen Studien L E P LAY’scher Art, wobei zu diesem Zeitpunkt immer noch neue Untersuchungen hinzukamen (Engel (1895), S. 27–28). Die Arbeiten finden sich in der von L E P LAY begründeten Schriftenreihe „Les Ouvriers des deux mondes“, in der zwischen 1857 und 1913 insgesamt 112 Ausgaben unregelmäßig erschienen (S. hierzu http://dispatch.opac.dnb.de/DB=1.1/SET=1/TTL=1/SHW?FRST=9&PRS=HOL, aufgerufen am 14.05.2008). Zur Bewertung dieser Arbeiten als wenig eigenständige Nachahmungen siehe: Zeisel (1975), S. 124 oder auch Imogen Seger, Vorwort zur Dritten Auflage, in: Gottlieb Schnapper-Arndt (Hrsg.), Hoher Taunus. Eine sozialstatistische Untersuchung in fünf Dorfgemeinden. Bearbeitet von E. P. Neumann, Allensbach/Bonn 1975, S. VII–XXXIV, hier: S. X. Weitere Hinweise hierzu sowie zu L E P LAYs Forschungsmethoden siehe Heinz Maus, Zur Vorgeschichte der empirischen Sozialforschung, in: René König (Hrsg.), Handbuch der empirischen Sozialforschung, Bd. 1: Geschichte und Grundprobleme der empirischen Sozialforschung, 3. Auflage. Stuttgart 1973, S. 21–56, hier: S. 29–30. So P. P ÉRRIER, Präsident der von L E P LAY gegründeten Société d’ Économie et Science Sociale, im Jahr 1970, zitiert nach Kern (1982), S. 52.

74 die von D UCPÉTIAUX betriebene extensive oder die von L E P LAY eingeführte intensive Methode sei. Eine frühe Gegenüberstellung beider Methoden finden wir bei Ernst E NGEL, der beide Arbeiten als Datenquelle nutzte: „Ersteres [das Werk D UCPÉTIAUXs. Anm. d. Verf.] ist das Resultat sehr vieler, nach übereinstimmenden Principien angestellter Beobachtungen verschiedener Männer aus allen Provinzen Belgiens; letzteres [das Werk L E P LAYs. Anm. d. Verf.] ist fast nur die Arbeit eines einzigen Mannes. [. . . ] Den hohen Werth der mit bewunderungswürdigem Fleisse und einer scrupulösen Genauigkeit enthüllten Thatsachen im Le Playschen Werke anerkennend, sind jedoch die meisten Kritiken desselben darin einverstanden, dass die Monographien einzelner Arbeiterfamilien, welche den Inhalt jenes Werkes ausmachen, doch noch nicht als eine zutreffende Schilderung der Lage der betreffenden Arbeiterclassen selbst angesehen werden können, da nichts weniger als ausgemacht ist, dass Herr Le Play seine Beobachtungen gerade auf eine Normalfamilie gelenkt habe. In dieser Beziehung steht das Ducpetiauxsche Werk höher, nicht allein, weil es ungleich manngifaltiger ist, sondern auch, weil es 199 Budgets aus einem Lande von der Grösse Belgiens enthält, während dass Le Playsche, obgleich es ganz Europa ins Auge fasst, nur 36 Budgets oder Monographien giebt. [. . . ] Was die Methode anlangt, so räumen wir ihr gern ihren Werth als Schematismus der Beobachtung ein, in dieser Hinsicht ist sie mustergiltig. Ein höherer Werth ist ihr aber nicht zuzuerkennen. Denn sie liefert zwar Perlen, aber keine Schnur dazu, an die man sie reihen könnte. Der letztere Vorwurf ist auch auf die Schrift von Ducpetiaux anwendbar.“45 E NGEL kritisierte also beide Ansätze als theoretisch nicht weitreichend genug. Er vermisste eine Analyse des erhobenen und publizierten Materials. Sein Ziel war die induktive Ableitung allgemeingültiger Aussagen aus den empirisch erhobenen Daten. Und so ging er selbst zu Werk, die L E P LAY’schen und D UCPÉTIAUX’schen Perlen zu einer Kette aufzureihen, um bei E NGELs Bild zu bleiben. Als Ergebnis der von ihm vorgenommenen Auswertung der beiden Untersuchungen, durch „ächte Induction“, wie er schrieb, formulierte E NGEL den Zusammenhang, „dass je ärmer eine Familie ist, einen desto größeren Antheil von der Gesammtausgabe [. . . ] zur Beschaffung der Nahrung aufgewendet werden“ müsse.46 Dieser Satz ging bekanntlich als Engel’sches Gesetzes in den Kanon der Ökonomie ein und sollte den Namen seines Schöpfers berühmt machen. Übersehen wird aber häufig, dass dieses Gesetz zwar aus der Haushaltsstatistik abgeleitet wurde, jedoch von seinem Schöpfer über sie hinausweisend als ein Kriterium des Lebensniveau-Vergleichs von 45

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Ernst Engel, Die Productions- und Consumtionsverhältnisse des Königreichs Sachsen, in: Zeitschrift des Statistischen Büreaus des Königlich Sächsischen Ministeriums des Innern, Bd. 3 (1857), Nr. 8 und 9 (22. November 1857), hier zitiert nach dem Wiederabdruck in Engel (1895), Anlage I, S. 8. Ebenda, Anlage I, S. 28.

75 Nationalökonomien gedacht war. In seiner auf die gesamte Volkswirtschaft bezogenen allgemeinen Form formulierte er diesen von ihm selbst „Gesetz der Dichtigkeit“ benannten Zusammenhang 1857 so: „Einen je geringeren Procentsatz (unter übrigens gleichen klimatischen Verhältnissen) von sämtlichen Ausgaben die Ausgaben für Nahrung und für die physische Erhaltung überhaupt in Anspruch nehmen und zu nehmen brauchen, desto wohlhabender ist dies Volk und umgekehrt.“47 Eine wichtige Rolle bei der Fortentwicklung der Privatwirtschaftsstatistik spielten die internationalen Statistischen Kongresse, deren erster 1853 in Brüssel stattfand. Folgekongresse wurden danach grob alle drei Jahre abgehalten.48 Nach Aussage Ernst E NGELs war die Entstehung der Pionierstudie D UCPÉTIAUXs eine direkte „Folge des Brüsseler statistischen Congresses“.49 Dort hatte der belgische Statistiker Adolphe Q UÉTELET (1796–1874) dazu aufgerufen, Haushaltsbudgets von Arbeiterfamilien zu erheben, um sie sozialstatistisch zu untersuchen.50 Auch bei den späteren Kongressen war die Haushaltsstatistik häufig Thema; so verabschiedete der Kongreß auf seiner Tagung 1863 in Berlin eine Leitlinie zur Erhebung von Haushaltsbudgets nach der Enquête-Methode, die beispielsweise einen festen Kanon bot, welche Daten erhoben werden sollten.51 Auch in der seit 1886 erscheinenden Fachzeitschrift „Bulletin de l’Institut international de statistique“ finden sich von Beginn an immer wieder Artikel über Erhebung und Methode von Haushaltsrechnungen/-budgets oder Berichte über entsprechende Diskussionen auf den nun alle zwei Jahre stattfindenden Fachkongressen.52 Dies unterstreicht den zunehmenden Stellenwert, den die Haushaltsstatistik seit Mitte der 1860er Jahre in europäischen und nordamerikanischen Fachkreisen genoss, ebenso wie die große Zahl von Studien, die seither erschienen und Haushaltsrechnungen zur Erforschung von Lebensbedingungen verwendeten. Bis zur Mitte der 1930er Jahre konnten 47 48

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Engel (1895), Anlage I, S. 50. Es folgten Tagungen in Paris (1855), Wien (1857), London (1860), Berlin (1863), Florenz (1867), Den Haag (1869), St. Petersburg (1872), Budapest (1876). Sie „hatten es sich zur Aufgabe gemacht, Einheit in die amtlichen Statistiken der verschiedenen Staaten zu bringen und gleichförmige Grundlagen für die statistischen Arbeiten zu erlangen.“ Im Jahr 1885 wurde schließlich in London das Internationale Statistische Institut mit Sitz in Rom gegründet, seither fanden die Weltkongresse alle zwei Jahre statt (Art. „Statistik“, in: Meyers Konversations-Lexikon, Bd. 15, 4. Aufl. Leipzig 1895, S. 242-243, hier S. 243). Ebenda, Anlage I, S. 8. Maus (1973), S. 31–32. Ernst Engel, Compte-rendu général des travaux du Congrès International de Statistique dans ses séances tenues à Bruxelles, 1853, Paris, 1855, Vienne, 1857, Londres, 1860, Berlin 1863, S. 14–16. Siehe etwa mit speziell deutschem Bezug Ders., Vortrag über die statistische Tragweite der Familienbudgets, in: Bulletin de l’Institut international de statistique, Bd. 6 (1891), Nr. H. 1, S. 178–180, Hermann v. Schüllern, Assemblée Générale. Séance du jeudi matin, 1er octobre, in: Bulletin de l’Institut international de statistique, Bd. 6 (1891), Nr. H. 1, S. 163–166 und Walter Schiff, Die Statistik der Haushaltungsrechnungen, in: Bulletin de l’Institut international de statistique, Bd. 20 (1915), Nr. H. 2, S. 764–769.

76 W ILLIAMS und Z IMMERMAN weltweit insgesamt rund 1.500 solcher Studien ausmachen, darunter in Großbritannien etwa 75, in Frankreich 100, in Deutschland sogar über 200.53 Die schiere Anzahl an Studien verbietet deshalb, an dieser Stelle auf einzelne ähnlich detailliert einzugehen, wie es für die Entstehungszeit möglich war.54 Stattdessen soll hier die methodische Entwicklung der Erhebung und Verwendung von Haushaltsrechnungen in der deutschen Sozialforschung kurz skizziert werden. Denn die Entwicklung in Deutschland nahm einen Verlauf, der sich von der in den Nachbarländern unterschied – wie bereits die im europäischen Vergleich extrem große Zahl von Erhebungen andeutet. In Deutschland führten die Statistischen Kongresse in den 1860er Jahren zunächst nicht zu einer Zunahme der Untersuchung von Haushaltsrechnungen. Ein größeres Interesse an Haushaltsbudgets flammte in Deutschland erst mit dem Aufkommen der sozialen Frage bezüglich der Industriearbeiter auf.55 Vor allem die Gründung des Vereins für Socialpolitik 1873 spielte hierfür eine große Rolle.56 Die entscheidenden Protagonisten für Entstehung und Forschungsprogramm dieses Vereins waren die der „Jüngeren Historischen Schule der deutschen Nationalökonomie“ angehörenden Professoren, von denen Gustav S CHMOLLER (1838–1917) als wohl prominentester Vertreter hier genannt werden soll. Das Ziel dieser Volkswirte und Statistiker war eine wissenschaftlich fundierte Sozialpolitik. Als Grundlage 53

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Williams und Zimmerman (1935), S. 20. Auf eine viel größere Zahl von Studien kommt Uwe S PIE KERMANN , der ausgehend von der Frage der Ernährung eine umfangreiche Bibliographie, nach eigener Aussage die „größte systematische Sammlung von Haushaltsrechnungen in der Bundesrepublik Deutschland“, zusammenstellte. Er zählt für die Zeit vor 1940 nicht weniger als 780 „Primärquellen“ (Stand April 1994, siehe hierzu Spiekermann (1994), S. 155 (Zitat), sowie S. 159, Anm. 7). Leider wird nicht klar, nach welchen Kriterien diese als Primärquellen gezählten Studien ausgewählt wurden. Diese Zahl muss allerdings als zu hoch angezweifelt werden, zumindest, wenn man an die erhobenen Haushaltsrechnungen gewisse qualitative Ansprüche stellt. Abgesehen davon, dass S PIEKERMANN Untersuchungen im deutschen Sprachraum zählt, also auch Erhebungen aus Österreich und der Schweiz mitgezählt wurden, enthält seine Zählung aufgrund des ernährungsphysiologischen Schwerpunkts seiner Bibliographie vermutlich zahlreiche Arbeiten, die hauptsächlich Nahrungsmittelkonsum und etwa die Kalorienversorgung untersuchten und insofern nicht zu der Art von Quellen gehören, die hier als Haushaltsrechnungen bezeichnet werden (Beispiele hierfür finden sich in Ders. (1993), S. 67, zur weiteren Entwicklung von S PIEKERMANNs Bibliographie siehe Ders., Was kann die Geschichtswissenschaft zur Analyse gegenwärtigen Ernährungsverhaltens beitragen? in: Andreas Bodenstadt u. a. (Hrsg.), Materialien zur Ermittlung von Ernährungsverhalten (Berichte der Bundesforschungsanstalt für Ernährung BFE-R–97-1), Karlsruhe 1997b, S. 13–22, hier: S. 17–19). Für eine gute Erfassung der publizierten Quellenbestände in der vorliegenden Arbeit lässt sich das Beispiel der im weiteren Sinne bürgerlichen Haushalte ins Feld führen: P IERENKEMPER standen für seinen – den bislang einzigen modernen – Versuch, bürgerliches Konsumverhalten zu quantifizieren, 370 Fälle bürgerlicher Haushalte jeglicher Couleur, vom Unterbeamten bis zum Fabrikanten, zur Verfügung. Im Vergleich dazu konnten für die vorliegende Untersuchung 991 Fälle aus den entsprechenden Schichten nutzbar gemacht werden. Vgl. Pierenkemper (1991a), S. 164 bzw. für die hier versammelten Haushalte siehe Tab. A.36, S. 345 im Anhang. Siehe Williams und Zimmerman (1935), S. 6–37 für einen Überblick über die Forschungsaktivitäten weltweit (für Deutschland siehe S. 21–24). Das Werk enthält weiterhin eine umfangreiche Bibliographie, die die einzelnen Studien nach Ländern geordnet auflistet und kommentiert (S. 68–425, für Deutschland siehe S. 287–330). Vgl. etwa Pierenkemper (1988), S. 44–45. Vgl. im Folgenden, wenn nicht anders vermerkt, Kern (1982), S. 83–90. Weniger ausführlich hierzu auch Schnell, Hill und Esser (2005), S. 27–29 und Zeisel (1975), S. 128–132.

77 sollten einerseits groß angelegte Enquêten, andererseits monographische Einzeluntersuchungen dienen. Themen waren etwa die Fabrikgesetzgebung, die Lehrlingsausbildung, die Zustände in der Landwirtschaft, im Heimgewerbe oder die Situation der Landarbeiterschaft. Methodisch versuchten die Studien eher die realen Zustände möglichst genau zu fassen als abstrakte Gesetzmäßigkeiten abzuleiten. Und so kritisierte Z EISEL in seiner Bewertung jener Arbeiten aus moderner Sicht durchaus zu Recht, dass „feinere statistische Methoden [. . . ] nicht verwendet“ wurden. Gleichzeitig lobte er – ebenso berechtigt – die große Menge an Material, welches das Projekt der jüngeren historischen Schule über wesentliche Teilgebiete von Wirtschaft und Gesellschaft sammelte und so einer heutigen Auswertung erst erschloss.57 Eine ganze Reihe universitärer und privater wissenschaftlicher Untersuchungen nutzte nun Haushaltsrechnungen zur Erfassung von Lebensumständen bestimmter gesellschaftlicher Gruppen. Hauptsächlich waren städtische und ländliche Unterschichtenhaushalte Forschungsgegenstand; Haushalte aus anderen Schichten wurden zunächst weniger beleuchtet. So konnte der Basler Nationalökonom Stephan BAUER noch 1892 verlauten lassen, ihm sei kein einziges bäuerliches Haushaltsbudget bekannt sowie mittelbürgerliche nur von Beamtenhaushalten.58 In dieser Absolutheit ist BAUERs Urteil unzutreffend; als Gegenbeispiel mag hier nur die groß angelegte Untersuchung der Landwirtschaft im Großherzogtum Baden von 1883 dienen, in der sich neben den Budgets von 18 Tagelöhnerhaushalten auch Wirtschaftsrechnungen von 44 Besitzern kleiner und mittlerer Höfe und von 19 Großbauern finden.59 In der Tendenz entspricht BAUERs Einschätzung, dass Haushaltsrechnungen niedriger sozialer Schichten deutlich überrepräsentiert waren, aber durchaus der Realität – was angesichts des etwa vom Verein für Socialpolitik verfolgten Forschungsinteresses auch nicht verwundert. Den Vereinsmitgliedern ging es nun einmal primär um die Erforschung der Lebensweise der schlechtgestellten Arbeiterschaft.60 Demselben Erkenntnisinteresse entsprang auch die erste groß angelegte staatliche Erhebung von Haushaltsrechnungen, die das Kaiserliche Statistische Amt 1907/08 durchführte. Sie sollte dazu dienen, mit Hilfe von Haushaltsbüchern die Lebensverhältnisse sogenannter „minderbemittelter Haushalte“ zu erforschen.61 Dieser Untersuchung soll hier ein wenig Aufmerksamkeit geschenkt werden, und zwar aus drei Gründen: Erstens ist sie die erste Erhebung in Deutschland, die zumindest ansatzweise den Namen „Massenstatistik“ verdient und bis heute recht häufig für überzeitliche Vergleiche herangezogen wird.62 Zweitens 57 58 59 60 61 62

Zeisel (1975), S. 129. Stephan Bauer, Das Konsumtionsbudget der Haushaltung, in: Handwörterbuch der Staatswissenschaften, Bd. 4, Jena 1892, S. 820–838, hier: S. 834. Erhebungen über die Lage der Landwirthschaft im Großherzogthum Baden, Karlsruhe 1883. Vgl. hierzu auch Williams und Zimmerman (1935), S. 288 (Nr. 716). Vgl. hierzu Triebel (1991b), Bd. 1, S. 27–31, bes. S. 28 und Pierenkemper (1991c), S. 64. Kaiserliches Statistisches Amt (1909). Als Beispiele sollen hier nur Hoffmann (1965), S. 696–703 und Spree (1997) genannt werden. S PIEKER MANN weist in diesem Zusammenhang anhand anderer Literaturbelege darauf hin, dass es diesen Studien zuweilen an quellenkritischer Sorgfalt mangelt, wie sie angesichts der aus heutiger Sicht kritikwürdigen methodischen Konzeption der Untersuchung angebracht wäre (Spiekermann (1993), S. 52).

78 erreichte die wissenschaftliche Diskussion um die richtige Methode bei Erhebung und Umgang mit Haushaltsrechnungen im Umfeld der Entstehung dieser Untersuchung einen Höhepunkt. Drittens stellt sie die weitaus ergiebigste Quelle der vorliegenden Untersuchung dar.63 Den Anstoß zu dieser Untersuchung gaben Diskussionen bei der XVI. Konferenz der Vorstände der Statistischen Ämter deutscher Städte im Oktober 1902.64 Und so griff das Kaiserliche Statistische Amt für diese Studie auf die Mithilfe der statistischen Ämter einiger Städte zurück. Meistenteils bauten diese den direkten Kontakt zu den Haushalten auf, die an der Untersuchung teilnahmen, verteilten monatliche Anschreibebücher und betreuten die Haushalte. Die konkreten Vorbereitungen für die Studie liefen seit 1906, die eigentliche Erhebung begann planmäßig am 1. Januar 1907, die Daten der Erhebung sollten bis zum 1. März 1908 beim Statistischen Amt in Berlin zur Auswertung vorliegen.65 Das Kaiserliche Statistische Amt hatte die Untersuchung zunächst unter Ausschluß der Fachöffentlichkeit gleichsam im stillen Kämmerlein konzipiert und mit dem Versenden der Erhebungsunterlagen begonnen. So nimmt es nicht Wunder, dass eine heftige wissenschaftliche Diskussion um die Untersuchung ausbrach, sobald sie ruchbar wurde, also bereits vor der Publikation der Ergebnisse im Jahr 1909, ja sogar bereits vor dem eigentlichen Beginn der Erhebung.66 Auch nach der Veröffentlichung hagelte es weiter Kritik von Seiten der Wissenschaft, teils am verwendeten Haushaltsbuch, das „allen methodischen Überlegungen, aber auch allen praktischen Erfahrungen bei früheren Haushaltsrechnun-

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Die Erhebung liefert allein 757 der insgesamt 3.994 Haushaltsrechnungen des „Kölner Datensatzes“, immerhin fast 19%. Näheres zu ihrer Einbindung in den Datensatz siehe S. 379. Kaiserliches Statistisches Amt (1909), S. 5*–6*. Vgl. zu Motivation und Anstoß der Erhebung auch Flemming und Witt (1981), S. X–XI. Vgl. Kaiserliches Statistisches Amt (1909), S. 6*. Tatsächlich wurden von den 852 ganzjährig geführten Haushaltsbüchern 681 im Januar 1907 begonnen, die restlichen erst im Laufe des Jahres 1907. Siehe hierzu Flemming und Witt (1981), S. XXXI. Nach der ersten Ankündigung in der Zeitschrift „Soziale Praxis“ (Nr. 11 vom 13. Dezember 1906) und näheren Ausführungen im „Reichs-Arbeitsblatt“ (Bd. 4 (1906), Nr. 12, S. 1145) fühlte sich Karl B ÜCHER (1847–1930), seinerzeit Professor für Nationalökonomie in Leipzig, bemüßigt, den Ansatz der Untersuchung unter die Lupe zu nehmen und seine Kritik öffentlich kundzutun (Siehe Karl Bücher, Zur Frage: Haushaltungsbudgets oder Wirtschaftsrechnungen? in: Zeitschrift für die gesamte Staatswissenschaft, Bd. 63 (1907), Nr. H. 1, S. 142–153). Dass seine Hinweise – gerade, was die Erfassung der Haushaltseinnahmen angeht (siehe Ebenda, S. 146-149) – stichhaltig waren, zeigt die Reaktion des Kaiserlichen Statistischen Amtes, das B ÜCHERs Anregungen ernst nahm und die Aufnahmeformulare nachträglich nach seinen Vorstellungen erweiterte (siehe Kaiserliches Statistisches Amt (1909), S. 6*–7*).

79 gen widersprach“,67 teils an der Art der Erhebung selber,68 und nicht zuletzt auch an der Auswertung der Daten.69 Trotz alledem mussten auch die harschesten Kritiker wie der Göttinger Ökonom Wilhelm G ERLOFF der Untersuchung bei allen Fehlern ihre Bedeutung zugestehen; dieser etwa schrieb: „das gebotene reichhaltige Material wird vermutlich auf lange Zeit hinaus die wichtigste Quelle der Kenntnis der Lebenshaltung der minderbemittelten deutschen Bevölkerung sein.“70 Diesem Urteil ist auch aus heutiger Sicht zuzustimmen, freilich eingedenk der methodischen Mängel dieser Untersuchung.71 Mit dieser Untersuchung, die von ihrem Umfang her sicherlich und, man kann mit einigen Abstrichen wohl sagen, auch methodisch, den neuesten Stand der wissenschaftlichen Erforschung von Haushaltsrechnungen vor dem Ersten Weltkrieg markierte, soll der kurze Einblick in die Entwicklung der Quellengattung Haushaltsrechnung schließen. Im Folgenden sollen die in der Schilderung bereits angedeuteten zeitgenössischen Diskussionen um die „richtige“ Methode der Haushaltsstatistik aufgegriffen und für den Versuch einer Kategorisierung des Quellenfundus’ nutzbar gemacht werden.

3.2. Verschiedene Arten von Haushaltsrechnungen – Versuch einer Klassifikation Die Schilderung der historischen Entwicklung der Privatwirtschaftsstatistik macht deutlich, dass unter Nationalökonomen, Statistikern und Sozialforschern seit dem letzten Drittel des 67

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Flemming und Witt (1981), S. XXX. Zeitgenössisch wurde das Haushaltsbuch – wie bereits erwähnt – von B ÜCHER kritisiert (siehe Bücher (1907), S. 143–149). Auch die Bearbeiter der im selben Jahr erschienenen Untersuchung des Metallarbeiterverbandes kommentierten skeptisch: „Leider hat die deutsche Regierung nach alter Bureaukratenweise die Frage ohne Kenntnis der tatsächlichen Verhältnisse behandelt. [. . . ] Die Erhebungsmethode und das Haushaltungsbuch des Kaiserlich Statistischen Amtes weisen eine Reihe Mängel auf, die den Kenner der tatsächlichen Verhältnisse von vornherein stutzig machten und mit Mißtrauen gegen die Regierungserhebung erfüllten.“ (Vorstand des Deutschen Metallarbeiter-Verbandes (1909), S. 5). Etwa bei Adolf Günther, Soziale Zustände. Wirtschaftsrechnungen minderbemittelter Familien in Deutschland, in: Soziale Praxis, Bd. 19 (1909/10), Sp. 887–889; 922–925; 951–954, hier: Sp. 923-924 oder wiederum bei Bücher (1907), S. 152-153. So kritisierte Wilhelm G ERLOFF u.a. wie Naturaleinkünfte und Subsistenzwirtschaft verbucht worden waren (Wilhelm Gerloff, [Rezension zu] Erhebung von Wirtschaftsrechnungen minderbemittelter Familien im Deutschen Reiche, in: Zeitschrift für die gesamte Staatswissenschaft, Bd. 66 (1910a), Nr. H. 1, S. 190–197, hier: S. 194. Ebenda, S. 197. Entsprechend äußern sich etwa Pierenkemper (1991b), S. 16, Flemming und Witt (1981), S. XLVII und nicht zuletzt Triebel (1991b), Bd. 2, S. 38-65, der sie trotz aller Bedenken und allen Korrekturbedarfs ebenfalls als Datenquelle nutzt. Vor einer Überdehnung ihres Aussagewertes warnt dagegen S PIEKERMANN, der im Sinne einer sauberen Quellenkritik mahnt, die Erhebung von 1907/08 nicht als „eine späteren Untersuchungen gleichzustellende Quelle“ anzusehen und für Fragen zu verwenden, „die von der Erhebungstechnik ausgeschlossen sind.“ (Spiekermann (1993), S. 72).

80 19. Jahrhunderts ein tiefgreifender Disput darüber ausgebrochen war, welche Erhebungsmethode für und Darstellungsform von Haushaltsrechnungen die beste sei. Noch 1915 konstatierte Walter S CHIFF, dass bezüglich der Erhebungs- und Bearbeitungsmethoden „gegenwärtig weder Klarheit noch Einheitlichkeit“ herrsche und deshalb die „Richtigkeit als auch die Vergleichbarkeit der Resultate empfindlich beeinträchtigt“ würden.72 Dieser Befund charakterisiert zutreffend die Heterogenität der Quellen, die dieser Arbeit zugrunde liegen. An dieser Stelle soll der Versuch gemacht werden, ein wenig Ordnung in diese Gemengelage zu bringen. Hierzu sollen als allererstes die Begriffe geklärt werden; denn schon in der Bezeichnung unseres Untersuchungsgegenstandes herrschte um die Wende vom 19. zum 20. Jahrhundert eine gewisse Begriffsvielfalt. Die Zeitgenossen sprachen von „Wirtschafts-“, „Haushalts-“ oder „Haushaltungsrechnungen“ bzw. „-budgets“.73 Auf den ersten Blick erscheinen uns diese Begriffe hinreichend eindeutig, um die so bezeichneten Untersuchungen hinsichtlich ihrer Erhebungsmethode zu klassifizieren. Die Bezeichnung „-rechnung“ deutet darauf hin, dass die Daten aus konkreten Anschreibungen einzelner Haushalte errechnet sind, „-budgets“ hingegen darauf, dass die Daten nach Befragung oder Fragebogenauswertung zusammengestellt wurden. Ein Durchgang durch die zeitgenössische Literatur zeigt aber, dass diese Eindeutigkeit trügerisch ist, vielfach spricht man von „-rechnungen“, wenn unserer Auffassung nach „-budgets“ gemeint sind (oder umgekehrt). Vielfach werden diese Begriffe synonym verwendet und dasselbe Wort bezeichnet durchaus unterschiedliche Arten von Forschungsarbeiten.74 Das verwundert nicht sonderlich, denn erst die oben beschriebene Fachdiskussion grenzte die Begriffe scharf voneinander ab. Um für diese Arbeit über eindeutige Begriffsdefinitionen zu verfügen, versuche ich nun hier, eine Schneise ins Dickicht der Begriffe zu schlagen und die vorliegenden Arbeiten möglichst dichotomisch zu klassifizieren.75 72

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Schiff (1915), S. 765. Walter S CHIFF (1866–1950), österreichischer Statistiker, Soziologe und Volkswirt, war seinerzeit Professor der Politischen Ökonomie an der Universität Wien (s. http://www.kfunigraz.ac.at/ sozwww/agsoe/bestand/35_agsoe/35bio.htm, aufgerufen am 15.08.2007). Vgl. hierzu Spiekermann (1993), S. 51–52, Anm. 3. Dennoch soll hier nicht dem Beispiel WAGNERs gefolgt werden, der der Begriffsverwirrung entkommen möchte, indem er unter Rückgriff auf B OLDT, den zwar antiquiert klingenden, bei den Zeitgenossen dennoch nur selten zu findenden Begriff der „Haushaltungsrechnung“ als Oberbegriff einführt. Dieser zusätzliche Begriff stiftet vermutlich aber eher zusätzliche Verwirrung, als dass er Klarheit schafft. Stattdessen soll hier versucht werden, das begriffliche Dickicht durch eine sinnvolle Kategorisierung der zeitgenössischen Begriffe zu lichten (Siehe Wagner (2008), S. 134 und Boldt (1936), S. 16–18). Die Klassifikation entspricht weitgehend dem abschließenden Diskussionsstand am Ende unseres Untersuchungszeitraumes. Sie folgt insofern derjenigen bei Schiff (1914). Ähnlich, aber weniger klar bei Gerhard Albrecht, Haushaltungsstatistik. Eine literarhistorische und methodologische Untersuchung, Berlin 1912 und Schnapper-Arndt (1906b) bzw. Ders. (1908), S. 391–396. Ansätze finden sich auch bei Bücher (1906). Diesen theoretischen Vorarbeiten folgt auch die Skizze bei Pierenkemper (1991b), S. 19–22. Eine in den groben Zügen recht ähnliche Darstellung findet sich auch bei Rolf Wagenführ, Wirtschafts- und Sozialstatistik gezeigt am Beispiel der BRD. Bd. 1: Produktionsweise und güterwirtschaftliche Reproduktion, Freiburg i. Brsg. 1970, S. 467–471. Maurice H ALBWACHS gliedert seine kommentierte Bibliographie ebenfalls mit Hilfe ähnlicher Kategorien wie den hier Verwendeten. Er unterteilt Haushaltsrechnungen allerdings zunächst in die Kategorien „Saubere (Tatsächlich erfasste) Budgets“ und „Durch Befragung entstandene Budgets“. Unter erstere subsumiert er 1. „Spontane“,

81 Abbildung 3.1: Methoden und Begriffe der Haushaltsstatistik Wissenschaftliche Erfassung des privaten Konsums

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Schätzung/Berechnung von Durchschnittswerten

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Expertenschätzungen ⇒ Normalbudgets

➁

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Empirische Erhebungen ⇒ Haushaltsrechnungen

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Volkswirtschaftliche Gesamtrechnung ⇒ Pro-KopfVerbrauchsrechnungen

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Extensive Methode: Massenstatistik

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Enquête-Methode ⇒ Haushaltsbudgets

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Intensive Methode: Monographie-Methode ⇒ Sozialstatistische Monographie

➄

Rechnungsbuch-Methode ⇒ Wirtschaftsrechnungen

➂ Quelle: Eigene Darstellung

➃

Abbildung 3.1 zeigt einen Versuch, den verschiedenen Methoden der Haushalts-/Privatwirtschaftsstatistik habhaft zu werden und die kursierenden Begriffe eindeutigen Kategorien zuzuweisen. Ganz grundsätzlich lassen sich Untersuchungen über den privaten Verbrauch zunächst grob in zwei Gruppen einteilen: jene, denen empirische Erhebungen über das Wirtschaften einzelner realer Haushalte zu Grunde liegen und jene, die versuchen, sich über statistische Verfahren an den Verbrauch des einzelnen Haushalts bzw. des einzelnen Menschen anzunähern. Diese beiden Gruppen lassen sich hinsichtlich ihrer Erhebungsmethode weiter differenzieren. Fünf Kategorien lassen sich schließlich sinnvoll bilden, in die sich sämtliche Angaben über den Konsum privater Haushalte überschneidungsfrei eingruppieren lassen. Im Folgenden sollen diese in Abbildung 3.1 nummerierten fünf Kategorien einzeln kurz näher unter die Lupe genommen werden.

3.2.1. Theoretische Rekonstruktion des privaten Verbrauchs Unter dieser Überschrift sollen zwei in ihrer Methodik sehr unterschiedliche Verfahren beschrieben werden, denen jedoch eines gemein ist: sie erheben nicht den Anspruch, die Konsumstruktur real existierender Haushalte abzubilden. Ihr Ziel ist es vielmehr, generelle ohne wissenschaftlichen Zweck entstandene Budgets, 2. Durch den Forscher aufgenommene Budgets, desweiteren etwas unsystematisch 3. Budgets von mindestens einem Jahr Dauer und 4. Budgets über kürzere Zeiträume. In H ALBWACHS ’ zweite Grobkategorie fallen 1. Geschätzte Budgets, 2. Durch Fragebögen erhobene Budgets, 3. Nach der monographischen Methode erhobene Budgets (Halbwachs (1913), Annexe I, S. 457–487).

82 Hinweise zur Entwicklung des Verbrauchs aller privaten Haushalte bzw. der einzelnen Individuen der untersuchten Grundgesamtheit zu geben. Auf der einen Seite finden sich hier die aus der volkswirtschaftlichen Gesamtrechnung gewonnenen Daten des Pro-Kopf-Verbrauchs (im Diagramm mit ➀ gekennzeichnet), die in der gegenwärtigen Statistik häufigste Form. Auf der anderen Seite die auf Expertenschätzungen beruhenden „Normalbudgets“ (bezeichnet mit ➁), die in der historischen Genese der Konsumstatistik zunächst eine wichtige Rolle spielten, bis sie, als methodisch unzureichend erkannt, ab dem letzten Viertel des 19. Jahrhunderts kaum noch verwandt wurden. ➀ Pro-Kopf-Verbrauchsrechnungen. Die Volkswirtschaftliche Gesamtrechnung, abgekürzt VGR, stellt ein System makroökonomischer Konten dar, das die wirtschaftliche Aktivität auf einem gewissen Territorium (zumeist eines Staates) in einem gewissen Zeitraum (zumeist einem Jahr) abbildet. „Die VGR [hat] das Ziel ein möglichst umfassendes, übersichtliches, hinreichend gegliedertes, quantitatives Gesamtbild des wirtschaftlichen Geschehens einer Volkswirtschaft zu geben.“76 Dabei nimmt die VGR drei unterschiedliche Perspektiven ein: die der Entstehung, der Verteilung und der Verwendung der gesamten Wirtschaftsleistung, die üblicherweise durch die Kennzahl des Bruttoinlandsproduktes (BIP) ausgedrückt wird.77 In der Verwendungsrechnung wird unter anderem der Konsum der privaten Haushalte insgesamt ausgewiesen, gegliedert in verschiedene Gattungen von Gütern.78 Aus diesen Zahlen lassen sich schließlich mittels Division durch die Wohnbevölkerung des betreffenden Landes Pro-Kopf-Verbrauchsdaten errechnen.79 In Deutschland etablierte sich das System einer Volkswirtschaftlichen Gesamtrechnung erst nach dem Zweiten Weltkrieg; seither wird es vom Statistischen Bundesamt aufgestellt.80 Für einen früheren Zeitraum existieren solcherlei Daten originär also nicht, es gibt jedoch Ansätze, sie aus zeitgenössischen Statistiken und StatistikFragmenten zu rekonstruieren. Vor mittlerweile über vierzig Jahren erschien das große Tabellenwerk Walther G. H OFFMANNs und seiner Mitarbeiter, das genau 76

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Statistisches Bundesamt (Hrsg.), Volkswirtschaftliche Gesamtrechnungen. Inlandsprodukt nach ESVG 1995. Methoden und Grundlagen. Neufassung nach Revision 2005 (Fachserie 18 Reihe S.22), Wiesbaden 2007, S. 27. Siehe zu diesen Definitionen Sachverständigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung (Hrsg.), Jahresgutachten 2007/08. Das Erreichte nicht verspielen, Paderborn 2007, S. 519–523. Insgesamt gliedert die aktuelle VGR den privaten Konsum in nicht weniger als 1.062 verschiedene Posten. (Statistisches Bundesamt (2007), S. 427–430). Analog lässt sich über die Verteilungsrechnung das Pro-Kopf-Einkommen herleiten, das wohl am häufigsten zitierte Maß für den Wohlstand einer Volkswirtschaft (Hierzu – und zur Kritik an diesem Wohlfahrtsindikator – siehe bspw. Juergen B. Donges und Andreas Freytag, Allgemeine Wirtschaftspolitik, 2. Auflage. Stuttgart 2004, S. 81–83). Seit den 1950er Jahren wurden die Verfahren und Methoden der VGR-Berechnung im Statistischen Bundesamt regelmäßig einer Revision unterzogen. Zu den derzeit gültigen Berechnungsmodalitäten siehe Statistisches Bundesamt (2007), sowie fokussiert auf den privaten Verbrauch Michael Burghardt, Zur Revision der privaten Konsumausgaben im Rahmen der Volkswirtschaftlichen Gesamtrechnungen 2005, in: Wirtschaft und Statistik, (2006), Nr. H. 2, S. 136–144.

83 diesen Versuch darstellt: die Schätzung der VGR für eine „deutsche“ Nationalökonomie von 1850 bis 1959.81 Seit ihrer Publikation haben diese Daten vielfältige – z. T. fundamentale – Kritik erfahren.82 Trotzdem ist die Einschätzung wohl richtig, dass H OFFMANNs Werk „trotz aller großen Schwächen bis heute das Standardwerk für alle quantitativ arbeitenden Wirtschaftshistoriker“ darstellt.83 Hier ist dieses Werk deshalb von Interesse, da H OFFMANN unter anderem auch Zeitreihen zur Entwicklung des privaten Verbrauchs berechnete.84 Als Grundlage dienen ihm dabei die im Rahmen der Entstehungsrechnung gewonnenen Produktionswerte, die er um Vorleistungen und Außenbeitrag mindert, durch die Bevölkerungszahl teilt und so Pro-Kopf-Verbrauchswerte erhält. Der große Vorteil dieser Zahlen ist die Repräsentativität, die ihrer Berechnung aus makroökonomischen Daten zu verdanken ist: prinzipiell repräsentieren sie die Entwicklung sämtlicher Haushaltungen einer Volkswirtschaft. Insofern wurden sie mit Recht in der Literatur vielfach als Indikatoren für die Entwicklung des Lebensstandards im 19. Jahrhundert herangezogen.85 Grundsätzlich ist dagegen auch nichts einzuwenden, sofern man dabei bedenkt, dass man es mit gesamtwirtschaftlichen Durchschnittswerten zu tun hat, die zudem auf einem recht angreifbaren statistischen Fundament ruhen. Soziale Differenzen im Konsum spielen bei dieser Methode der Ermittlung von Konsumstrukturen zwangsläufig keine Rolle, im Gegenteil: sie werden von den volkswirtschaftlichen Durchschnittswerten verschleiert. Denn es ist wohl zweifellos richtig, dass die Gesellschaft des Kaiserreichs nun einmal von „schichtenspezifischen Verbrauchsstandards“ geprägt war, die sich „lediglich rechnerisch in einem Durchschnitt 81

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Hoffmann (1965), für die Anpassung des regionalen Zuschnitts des Untersuchungsraums angesichts der Nichtexistenz eines deutschen Nationalstaats vor 1871 sowie der Grenzveränderungen seitdem siehe S. 2–4. Für eine Zusammenfassung der Kritik siehe Rainer Fremdling und Reiner Stäglin, Die Industrieerhebung von 1936: Ein Input-Output-Ansatz zur Rekonstruktion der volkswirtschaftlichen Gesamtrechnung für Deutschland im 19. und 20. Jahrhundert -– ein Arbeitsbericht, in: Vierteljahrschrift für Sozial- und Wirtschaftsgeschichte, Bd. 90 (2003), S. 416–428 bzw. Dies., Eine Input-OutputTabelle für 1936 als Grundlage einer neuen volkswirtschaftlichen Gesamtrechnung für Deutschland. Diskussionspapier der Jahrestagung des Vereins für Socialpolitik 2004, digital erhältlich unter http://www.socialpolitik.org/tagungshps/2004/Papers/Fremdling.pdf, aufgerufen am 20.06.2008 und Carsten Burhop und Guntram B. Wolff, A Compromise Estimate of German Net National Product, 1851–1913, and its Implications for Growth and Business Cycles, in: The Journal of Economic History, Bd. 65 (2005), Nr. H. 3, S. 613–657, die gleichzeitig den Versuch unternehmen, H OFFMANNs Schätzung des Nettonationalprodukts für die Jahre 1850–1913 zu korrigieren. Toni Pierenkemper, Wirtschaftsgeschichte und Wirtschaftswissenschaften. Vom Nutzen ihrer Wechselwirkungen, in: Günther Schulz u. a. (Hrsg.), Sozial- und Wirtschaftsgeschichte. Arbeitsgebiete — Probleme — Perspektiven. 100 Jahre Vierteljahrschrift für Sozial- und Wirtschaftsgeschichte, Wiesbaden 2004, S. 577–597, hier: S. 580, Anm. 14. Hoffmann (1965), S. 109–138 (Darstellung), sowie S. 667–703 (Tabellenteil). Übersichten zur Entwicklung des privaten Konsums 1850–1959 sowohl in laufenden Preisen als auch deflationiert auf das Basisjahr 1913 finden sich S. 698–701. Sie gliedern sich in die zehn Kategorien Nahrungsmittel; Genußmittel; Wohnung; Möbel, Hausrat, Heizung, Beleuchtung; Bekleidung, textiler Hausrat, Lederwaren; Gesundheits- und Körperpflege; häusliche Dienste; Bildung, Erholung; Verkehr und Gesamtverbrauch. Einige Beispiele hierfür nennt Pierenkemper (1988), S. 50, Anm. 41.

84 zusammenziehen lassen.“86 Nur unter dieser Prämisse sollten Aussagen anhand solch theoretisch gewonnener Pro-Kopf-Verbrauchswerte getroffen werden. ➁ Normalbudgets. Erkennungsmerkmal dieser ansonsten sehr heterogenen Kategorie ist, dass die angegebenen Verbrauchswerte auf Schätzung von Experten zurückgehen. Sie bezeichnen also Angaben zu Konsumstrukturen, die von Kennern der jeweiligen Region, Gesellschaftsschicht oder Berufsgruppe als typisch oder den vermuteten Durchschnitt abbildend angesehen werden. Am besten lässt sich diese Kategorie an einem Beispiel erklären. Ein solches „Normalbudget“ findet sich etwa in dem Bericht Wilhelm von L AERs an das Königlich Preußische Landes-Ökonomie-Kollegium, erstattet im Jahr 1851. Von L AER stellt darin die Haushaltsbudgets zweier Heuerlingsfamilien aus dem Kreis Herford dar, um deren schlechte wirtschaftliche Lage zu betonen.87 Er kalkuliert dabei etwa die Einnahmen eines Heuerlingshaushalts durch Subsistenzlandwirtschaft und heimgewerbliche Spinnerei allein aufgrund von Plausibilitätserwägungen: „Wir wollen hier einen Durchschnitt von 1½ Scheffelsaat [Land, dass der Haushalt bebauen kann,] annehmen. Darauf kann der Heuerling eine Ziege halten; er baut auf seinem Lande Klee für seine Ziege, ¾ seines Kartoffelbedarfs und sein Gemüse. [. . . ] Wir nehmen an einen mittelmäßigen Spinner, der 18 Stück Garn für 1 Taler geben muß. Derselbe bedarf zu diesen 18 Stück für 15 Sgr. Flachs. Er sowohl als seine Frau können 12 Stück wöchentlich spinnen. Beide spinnen aber nur die Hälfte des Jahres. Das älteste Kind verspinnt Hede, während das mittlere das jüngste verwahren muß.“88 Auf ähnlich vagen Vermutungen über den Bedarf einer solchen fiktiven fünfköpfigen Heuerlingsfamilien gründet sich das Ausgabebudget, das dennoch in 48 Positionen fein aufgefächert erscheint. Abschließend stellt von L AER sein Einnahmebudget dem Ausgabebudget gegenüber und kommt zu dem Schluss, dass dem Heuerling im Jahr nicht weniger als 61 Taler, 13 Silbergroschen und 8 Pfennige fehlen, wie 86

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Diese Sichtweise vertritt Pierenkemper (1991a), S. 160–161 bzw. Ders. (1988), S. 50–51. Er wehrt sich damit gegen die Sichtweise H OFFMANNs, der diese scheinbare Repräsentativität seiner eigenen Daten als den großen Vorteil gegenüber denjenigen Daten herausstellte, die aus Haushaltsrechnungen gewonnen worden waren. Diese seien zu einem Vergleich mit den eigenen Ergebnissen nicht zu gebrauchen, da sie weder eine hinreichend große Fallzahl aufwiesen, noch einen repräsentativen Durchschnitt der Gesellschaft abbildeten. Dass es sich bei den von ihm konstruierten Werten aber um ein statistisches Artefakt ohne real-historische Entsprechung handelt, übersieht er dabei geflissentlich (vgl. hierzu Hoffmann (1965), S. 697 und S. 702–703). Wilhelm v. Laer, Bericht über die Lage der arbeitenden Klassen des Kreises Herford an das Kgl. Preuß. Landes-Ökonomie-Kollegium 1851, in: Carl Jantke und Dietrich Hilger (Hrsg.), Die Eigentumslosen. Der deutsche Pauperismus und die Emanzipationskrise in den Darstellungen und Deutungen der zeitgenössischen Literatur, Freiburg i. Brsg. 1965, S. 93–100, hier: die Budgets finden sich S. 95/96 bzw. S. 98. Erstmals abgedruckt wurde der Bericht in: Engelbert Frhr. v. Kerckerinck zur Borg, Beiträge zur Geschichte des westfälischen Bauernstandes, Berlin 1912, S. 217-221. Ebenda, S. 94 und 96.

85 er uns mit offenkundiger Scheingenauigkeit vermittelt. Auch wenn man annimmt, dass die Arbeit in der besten Absicht verfasst worden ist und in der Tendenz bestimmt die Armut der Herforder Heuerlinge zutreffend umreisst, erscheint sie dennoch wissenschaftlich mehr als fragwürdig. Es wird deutlich, weshalb solcherlei „Normalbudgets“ als Quelle für unsere Untersuchung unbrauchbar sind.

3.2.2. Empirische Erforschung des Konsums von Privathaushalten Die nachfolgend näher beleuchteten drei Kategorien der wissenschaftlichen Erfassung des privaten Konsums sind für die vorliegende Arbeit besonders wichtig. Denn ihnen lassen sich sämtliche für diese Arbeit nutzbar gemachten Quellen zuordnen. Sie alle eint die Tatsache, dass sie unterschiedliche Arten der Erforschung konkreter Haushalte darstellen und nicht auf theoretische Schätzungen oder Kalkulationen zurückgehen. Selbst wenn sie zur Untermauerung grundsätzlicher Aussagen etwa über den Lebensstandard gewonnen und genutzt worden sind, so handelt es sich dennoch um empirisch erhobene Daten, die versuchen, die Konsumentscheidungen von Menschen zu erfassen, die wirklich gelebt haben. Dies gilt bei allen methodischen Differenzen – zumindest idealtypisch – sowohl für die durch Enquêten/Fragebögen gewonnenen Haushaltsbudgets (in Abbildung 3.1 mit ➂ gekennzeichnet), als auch für die auf der Grundlage von Haushaltsbüchern erstellten Wirtschaftsrechnungen (Nummer ➃), und für die sogenannten sozialstatistischen Monographien (Nummer ➄). Bevor diese drei Typen empirisch erhobener Haushaltsrechnungen charakterisiert und hinsichtlich ihrer Vor- und Nachteile skizziert werden, soll noch kurz angesprochen werden, wie sich diese Arten von Haushaltsrechnungen generell am sinnvollsten unterscheiden lassen. Denn die Frage, wodurch sich die mit ➂, ➃ oder ➄ bezeichneten Untersuchungen eindeutig voneinander trennen lassen, ist in der Literatur durchaus kontrovers diskutiert worden, wobei sich zwei Konzepte gegenüber stehen: die einen argumentieren für eine Unterteilung hinsichtlich der Erhebungs-, die anderen hinsichtlich der Darstellungsform. In der älteren Literatur, so bspw. bei S CHNAPPER -A RNDT, aber auch bei zahlreichen anderen, findet sich die Erhebungsmethode als Unterscheidungskriterium.89 In der neueren Diskussion orientiert sich P IERENKEMPER an dieser Argumentation, nach der in der Privatwirtschaftsstatistik ein klar zu fassender und schwer zu widerlegender Methodendualismus herrscht:90 Auf der einen Seite findet sich die „monographische Erfassung eines Haushaltes in all’ seinen Details, die sogenannte intensive Methode“. Daten für eine solche Darstellung lassen sich mittels einer „eindringlichen Befragung der Haushaltsmitglieder“ gewinnen, Aufzeichnungen der untersuchten Familien, etwa ein aus eigenem Antrieb geführtes Rechnungsbuch, lassen sich ergänzend nutzen. Auf der anderen Seite steht methodisch die extensive Methode, d.h. „der Versuch [. . . ] möglichst zahlreiche 89

90

Schnapper-Arndt (1906b), S. 17–31, Ders. (1908), S. 373–398. Weiterhin wären hier – ohne Anspruch auf Vollständigkeit – zu nennen: Engel (1891), S. 179, Albrecht (1912), S. 47–50, Bücher (1906), S. 691–696 und Schiff (1915), S. 764–765. Pierenkemper (1988), S. 47–50.

86 hauswirtschaftliche Familienaufzeichnungen zu sammeln und dann Durchschnittswerte für die Einkommensarten und ihre Verwendung zu berechnen.“91 Zwischen diesen beiden methodischen Positionen entspann sich der wissenschaftliche Disput, der um die Wende zum 20. Jahrhundert die Gelehrtengemüter erhitzte. Man stritt sich also hauptsächlich um die beste Erhebungsweise von Haushaltsrechnungen sowie die sinnvollste Anzahl: wenige intensiv erforschte Haushalte, die als prototypisch für eine bestimmte Art von Haushalten anzusehen seien oder eine Vielzahl extensiv mittels eines standardisierenden Verfahrens (sei es der Fragebogen der frühen Enquêten oder das Rechnungsbuch der späteren Erhebungen) erhobene Wirtschaftsrechnungen. Die Darstellungsform spielt dabei eine untergeordnete Rolle: Es gab keinen kategorialen Disput, bei dem es um tabellarische versus verbal-beschreibende Darstellung ging, die sich gegenseitig ausschlössen. In der zeitgenössischen Diskussion findet sich kein Hinweis darauf, dass primär die Darstellungsform strittig gewesen sei und auch S CHNAPPER A RNDT gesteht beiden Darstellungsformen ihren Platz zu.92 S PIEKERMANN hingegen stellt die Darstellungsform und weniger die Erhebungsmethode als Unterscheidungskriterium in den Mittelpunkt. Er übt ausgehend von dieser Unterscheidung Kritik an der oben dargestellten dualistischen Sichtweise und empfindet die Dichotomie zwischen extensiver und intensiver Methode als „Legende“.93 Konkret behauptet er, dass es eine große Zahl von Untersuchungen gebe, die sich nicht eindeutig einer der beiden Richtungen – intensiver oder extensiver Methode – zuordnen ließe, und deshalb von der Forschung, die zu sehr auf die oben dargestellte Dichotomie fixiert gewesen sei, gleichsam ausgeblendet worden sei.94 Diese missachteten Arbeiten lieferten neben quantitativen Haushaltsdaten, die in ihrer Eigenart der extensiven Methode zuneigten, sehr wohl auch qualitative Informationen etwa über Familienleben, Ess- oder Wohnkultur eines Haushaltes. Dass eine ganze Reihe von Untersuchungen Darstellungselemente quantitativer wie auch qualitativer Art in sich vereinen ist angesichts der Quellenlage offensichtlich und unbestreitbar, wie S PIEKERMANN auch durchaus überzeugend dargelegt.95 Genau betrachtet stellt diese Tatsache jedoch überhaupt keinen Widerspruch zu dem von S CHNAPPER -A RNDT, A LBRECHT oder in ihrer Nachfolge P IERENKEMPER konstatierten methodischen Dualismus dar. Die Gelehrten – das wird, wenn man die historische Diskussion verfolgt, deutlich – stritten in erster Linie über die rechte Erhebungsmethode, bei der Darstellungsform zeigten sich die Anhänger beider Lager sehr flexibel und pragmatisch: Auch extensiv arbeitende Wissenschaftler erhoben ergänzend Informationen, die sich besser verbal darstellen ließen als tabellarisch – so finden sich hier und da qualitative Hintergrundinformationen zur Lebensweise einzelner Haushalte einträchtig neben den 91 92 93 94 95

Pierenkemper (1988), S. 48 bzw. 49. Schnapper-Arndt (1908), S. 394–395. Spiekermann (1993), S. 53–72, bes. S. 55–56. Ebenda, S. 57. Ebenda, S. 60–67.

87 nackten Budgetzahlen.96 Gleichzeitig bereiteten auch die nach der intensiven Methode arbeitenden Forscher wie S CHNAPPER -A RNDT oder auch die Anhänger L E P LAYs Zahlenmaterial tabellarisch auf und betteten es ganz selbstverständlich in ihre Schilderungen der Haushalte ein.97 Die Darstellungsweise ordnete sich dem erhobenen Material unter und so sind alle Nuancen zwischen reinen Tabellenwerken und episch schwelgender verbaler Beschreibung auffindbar. In ihrer Erhebungsmethode lassen sich die auffindbaren Quellen jedoch fast immer eindeutig einer jener drei Kategorien zuordnen, die in Abbildung 3.1 als ➂ Haushaltsbudgets, ➃ Wirtschaftsrechnungen und ➄ Sozialstatistische Monographie bezeichnet sind und im Folgenden kurz vorgestellt werden. ➂ Haushaltsbudgets. Die hier als „Haushaltsbudgets“ bezeichneten Haushaltsrechnungen haben gemein, dass sie in einer Untersuchung einer mehr oder minder großen Zahl von Haushalten mittels Fragebögen entstanden sind, sei es, dass dieselben vom Befragten selbst oder von einem Forscher ausgefüllt worden sind. Diese Methode können wir mit Ernst E NGEL „Enquête-Methode“ oder „SchriftlicheUmfrage-Methode“ nennen,98 zuweilen findet sich auch die Bezeichnung „BudgetMethode“.99 Die Enquête-Methode hat den großen Vorteil, dass die Erhebung relativ einfach und schnell zu bewältigen ist, weshalb sie gerade in der zweiten Hälfte des 19. Jahrhunderts häufig verwandt wurde. Durch die schematische Erfassung der Daten ist es desweiteren einfach, eine große Zahl von Fällen miteinander zu vergleichen. Allerdings stellen solche Haushaltsbudgets, die durch eine einmalige Befragung oder das einmalige Ausfüllen eines Fragebogens entstanden sind, zwangsläufig ungenauere Angaben dar, als wenn man es mit einer ganzjährigen Anschreibung zu tun hätte.100 Je nachdem, durch wessen Hände die verteilten Fragebögen gegangen sind, rücken die Haushaltsbudgets in eine gefährliche Nähe zu den oben beschriebenen Normalbudgets. Grundsätzlich ist die Trennung einfach, hier die Anschreibung 96

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98 99 100

So stellt etwa K RZIŽA die von ihm tabellarisch erfassten 175 Haushaltungen einzeln kurz in ihren Wohnverhältnissen verbal vor (Alfons Krziža, 175 deutsche Haushaltsbücher aus den Jahren 1911-1913, Leipzig 1914, S. 8–23 und S. 211–262). Siehe als Beispiele hierzu M. Pariset, Bucheron usager de l’ancien comté de Dabo (Lorraine Allemande). Ouvrier-propriétaire et tâcheron dans le système des engagementes volontaires momentanés, d’après les renseignements recueillis sur les lieux en 1863 avec un épilogue de 1884, in: Les Ouvriers des deux Mondes, Bd.1, H. 5, Paris 1885, S. 387–458, M. L. Fèvre, Mineur silésien du bassin houiller de la Ruhr (Prusse Rhénane - Allemagne). Ouvrier-tacheron, dans le systeme des engagements momentanés, d’après les renseignements recueillis sur les lieux en Octobre 1886, in: Les Ouvriers des deux Mondes, Bd. 2, H. 2, Paris 1890, S. 245–280 oder M. V. Brants, Tisserand d’usine de Gladbach (Prusse rhénane). Ouvrier-Tacheron dans le système des engagements momentanés d’après les reseignements recuellis sur le lieux en septembre 1901, in: Les Ouvriers des deux Mondes, Bd. 3, H. 1, Paris 1904, S. 337–390. Engel (1895), S. 13. So etwa bei Schiff (1914), S. 42–47, an dessen Darstellung sich die folgenden Ausführungen, wenn nicht ausdrücklich anders erwähnt, orientieren. Vgl. hierzu Engel (1895), S. 14.

88 eines Budgets einer einzelnen tatsächlichen Familie, dort die Einsetzung von pauschalisierenden Schätzwerten für die einzelnen Ausgabekategorien. Dass sich die Unterscheidung in der Praxis nicht ganz so einfach darstellt, zeigt das Beispiel der von Theodor v. d. G OLTZ geleiteten Landarbeiter-Enquête von 1873/74, die sich nur schwer einer der beiden Kategorien zuordnen lässt.101 Auch gibt es große Unterschiede in der Detailliertheit der zur Aufstellung des Ausgabebudgets verwendeten Fragebögen. Häufig sind in den Haushaltsbudgets dem Erhebungszweck geschuldet nur wenige Kategorien vorhanden. Beispielsweise genügte v. d. G OLTZ – für den das Konsumverhalten nur einen Randaspekt darstellte – hierfür eine einzige Frage, nämlich wie die Beträge „an Nahrung, Kleidung, Wohnung, Heizung und Beleuchtung, Abgaben an Staat, Gemeinde, Kirche und Schule, und an sonstigen Ausgaben in Geld zu veranschlagen“ seien.102 Eine tiefere Differenzierung hielt er offensichtlich für unnötig, so dass die von ihm und seinen Mitarbeitern erhobenen Daten sich nur in jene zehn Ausgabekategorien gliedern. ➃ Wirtschaftsrechnungen. Das klassische Beispiel für eine Erhebung von Wirtschaftsrechnungen ist die oben bereits recht ausführlich besprochene Untersuchung des Kaiserlichen Statistischen Amtes, die im Jahr 1907 durchgeführt wurde. Da an ihrem Beispiel schon die meisten der Eigenheiten dieser Form der empirischen Erfassung einzelwirtschaftlichen Handelns angesprochen wurden, können sich die folgenden Erläuterungen auf die wesentlichen Kriterien beschränken. Kennzeichen der Erhebung von Wirtschaftsrechnungen ist die Benutzung von Rechnungsbüchern, die synonym auch Haushaltsbücher genannt wurden. Die Reichserhebung bediente sich hierfür standardisierter Hefte, die immer Anschreibeformulare für einen Monats enthielten, in die die teilnehmenden Haushalte ihre täglichen Einnahmen und Ausgaben einzutragen hatten. Hier wurden die Daten also nicht vom Wissenschaftler, sondern von den Haushalten selbst erhoben. Vorteil dieser Methode, für die sich in der zeitgenössischen Diskussion vor allem Karl B ÜCHER massiv stark machte,103 ist, dass die tatsächlichen Angaben sämtlich erfasst werden können und keine Fehler durch Fehleinschätzungen bei der Befragung oder etwa Rundungen möglich sind. Insofern gelten die auf Rechnungsbücher zurückgehenden Wirtschaftsrechnungen als die genaueste Möglichkeit der empirischen Erfassung von Haushaltsausgaben. Üblich wurden Anschreibeperioden von einem Jahr, um saisonale Schwankungen aus den Rechnungen herauszuhalten. „Brauchbar sind überhaupt nur solche Rechnungsbücher, die von derselben Familie das ganze Jahr über geführt worden sind. Alle anderen sind wertlos und müssen makuliert werden,“ formulierte B ÜCHER in Entgegnung auf Stimmen, die 101

102 103

Theodor v. d. Goltz, Richter und v. Langsdorff, Die Lage der ländlichen Arbeiter im deutschen Reich. Berichte an die vom Congress deutscher Landwirthe niedergesetzte Commission zur Ermittelung der Lage der ländlichen Arbeiter im Deutschen Reich, Berlin 1875. Siehe hierzu den entsprechenden Abschnitt im kommentierten Quellenverzeichnis, S. 355. Ebenda, S. X. Bücher (1906).

89 sich für kürzere Anschreibeperioden einsetzten. Im späten Kaiserreich hatte er sich mit seinen Qualitätsvorstellungen wohl weitgehend durchgesetzt. Seitdem gingen die meisten Untersuchungen nach der Rechnungsbuch-Methode vor, alle übrigen Herangehensweisen besitzen seitdem einen noch deutlicher wahrnehmbaren Exotenstatus.104 Trotz der größten Genauigkeit aller hier beschriebenen Methoden besitzt auch die Erhebung per Rechnungsbuch Nachteile. Gegenüber der oben beschriebenen Enquête-Methode ist in jedem Fall der größere Aufwand zu nennen, den die einjährige Führung eines Rechnungsbuches macht im Vergleich zum Ausfüllen eines Fragebogens oder zur Teilnahme an einem Interview. Auch zwei der Kritikpunkte, die Walther G. H OFFMANN an der Erhebung von Haushaltsrechnungen allgemein geäußert hat, treffen auf die Rechnungsbuch-Methode am stärksten zu. Erstens öffnet die Tatsache, dass die Haushalte mehr oder minder unkontrolliert die Eintragungen selbst vornehmen, gewissen Manipulationen Tür und Tor. So ist es denkbar, dass Ausgaben, die der Buchführende als öffentlich stigmatisiert ansieht (z. B. große Ausgabensummen für Alkohol) einfach fortgelassen, anderweitig verbucht oder zumindest geschönt werden, mit dem Ziel das wahre Konsumverhalten zu verhehlen. Zweitens war H OFFMANN der Ansicht, schon die Tatsache, dass man ein Jahr lang regelmäßig sämtliche Ausgaben nachzuhalten habe, schlösse große Teile der Bevölkerung von der Analyse aus. Die notwendigen Fähigkeiten und der erforderliche Durchhaltewillen sorgten dafür, dass nur solche Haushalte an den Erhebungen teilnehmen würden, die „weit überdurchschnittlich sparsam, strebsam und solide“ seien.105 ➄ Sozialstatistische Monographie. Bei dieser auf Frédéric L E P LAY zurückgehenden Methode versucht der Forscher, einen möglichst tiefen Einblick in die Lebensverhältnisse eines einzigen Haushalts zu gewinnen. Wenn man die Forschertätigkeit derart auf die Spitze treiben wollte, wie es Gottlieb S CHNAPPER -A RNDT, sozusagen der Nestor der deutschen Monographie-Methode, tat, müsste man sich monatelang in besagtem Hauhalt einmieten, um zu beobachten, wie dort das Leben und Wirtschaften vor sich geht.106 Mit dieser unglaublich aufwendigen Methode konnten freilich nur sehr wenige 104

105 106

So folgten sämtliche nach 1907 in Deutschland durchgeführte amtliche Erhebungen der RechnungsbuchMethode. Dies gilt sowohl für die beiden weiteren großen Erhebungen des Statistischen Reichsamtes vor dem Zweiten Weltkrieg, als auch für die laufenden Wirtschaftsrechnungen und die Einkommensund Verbrauchsstichproben des Statistischen Bundesamtes in jüngerer Zeit (vgl. hierzu Euler (1969) und Reckendrees (2007), S. 32–37). Hoffmann (1965), S. 697. Zu diesem eigenwilligen Wissenschaftler nebst Hinweisen auf seine zahlreichen sozialmonographischen Werke siehe Hendrik Fischer, Messen ohne Maß. Wege und Irrwege des Gottlieb Schnapper-Arndt (1846-1904), in: Christian Kleinschmidt (Hrsg.), Kuriosa der Wirtschafts-, Unternehmens- und Technikgeschichte. Miniaturen einer „fröhlichen Wissenschaft“, Bochum 2008, S. 106–112. Sehr amüsante Details über S CHNAPPER -A RNDTs Forscherleben finden sich auch in dem Nachruf, den Karl B ÜCHER über ihn verfasste (Bücher (1906)).

90 Haushaltsbeschreibungen erstellt werden, bei S CHNAPPER -A RNDT wie auch bei L E P LAY stets gespickt mit ausgesprochen ausführlichen Wirtschaftsrechnungen, die teilweise aufgrund der eigenen Anschauung des Forschers, teilweise auf Grundlage von Aufzeichnungen der jeweiligen Haushalte aufgestellt wurden und den mittels Rechnungsbüchern erstellten in ihrer Genauigkeit wohl mindestens ebenbürtig zu sein scheinen. Desweiteren ist zu bemerken, dass der letztgenannte große Schwachpunkt der Rechnungsbuch-Methode, die Fixierung auf zuverlässige Haushalte, gleichzeitig wohl als der wahrscheinlich größte Pluspunkt der Methode der Sozialstatistischen Monographie angesehen werden kann. Denn mit dieser Methode war es im Kaiserreich möglich, Informationen über Haushalte der Ärmsten zu gewinnen, von denen keine genauen eigenen Aufzeichnungen zu erwarten waren.107 In dieser Perspektive sind diese „Miniaturschilderungen“108 sozialer Zustände mittlerweile zu wertvollen Quellen über das Leben von ländlichen Unterschichtenhaushalten im wilhelminischen Deutschland geworden. In ihrer Detailliertheit bieten sie der Forschung eine willkommene Bereicherung angesichts der sonst seltenen ausführlichen Quellen zur Lebenshaltung der unteren Bevölkerungsschichten.109

107 108 109

Diesen Zweck betonte auch S CHNAPPER -A RNDT selbst (Schnapper-Arndt (1908), S. 394–395). Ders. (1906b), S. 19. Pierenkemper (1991c), S. 72.

4. Der Kölner Datensatz

Grundlage dieser Arbeit sind die Wirtschaftsrechnungen privater Haushalte, aufgezeichnet entweder von den Haushalten selbst – sei es als Teilnehmer eines Forschungsprojekts oder aus eigenem Antrieb zum privaten Gebrauch – oder erhoben von zeitgenössischen Sozialforschern. Insgesamt 3.994 solcher Aufstellungen haben sich zum Zweck dieser Untersuchung zusammentragen lassen. In dieser Art und Weise einzigartig versammelt bilden sie den „Kölner Datensatz“.1 Als erstes folgt nun ein kurzer Überblick darüber, wie dieser Datensatz entstand und nach welchen Kriterien entschieden wurde, eine Studie in den Datensatz zu integrieren oder nicht. Angesichts der Unterschiede zwischen den schließlich aufgenommenen Quellen wird zweitens der dem Datensatz zugrunde liegende Quellenkorpus als Ganzes knapp beleuchtet. Eine vollständige kommentierte Auflistung aller Quellen mit Informationen zur Integration jeder einzelnen Quelle in den Datensatz findet sich im Anhang.2 Drittens werden die einzelnen Dimensionen beleuchtet, zu welchen die Daten Auskunft geben und viertens schließen sich einige Überlegungen zur Repräsentativität des Datensatzes an.

4.1. Die Entstehung des Datensatzes Im Grundsatz folgte die Enstehung des „Kölner Datensatzes“ dem Muster einer explorativen Meta-Analyse, wie es im Abschnitt 2.1. beschrieben wird.3 Bei der Umsetzung dieses Konzeptes musste jedoch die Reihenfolge der Schritte (2) Selektion der integrierbaren Studien und (3) Homogenisierung und Zusammenführung der Daten umgekehrt werden. Grund hierfür ist die eigentümliche Entstehungsgeschichte dieses Datensatzes, die bereits Mitte der 1980er Jahre begann. Seinerzeit wurden weniger strenge Qualitätskriterien an die Daten angelegt, als sie sich schließlich für die Untersuchung als notwendig erwiesen. 1

2 3

Mit dem Namen „Kölner Datensatz“ soll die hier verwendete Datenbank einfach unterscheidbar gemacht werden von der zweiten großen Datenbank mit Haushaltsrechnungen vom Ende des 19. Jahrhunderts: dem sogenannten „Berliner Datensatz“, den Armin T RIEBEL in den 1980er/90er Jahren erstellte und der seitdem mehrfach unter jenem Namen, als „Berlin Data File“ oder als „Berliner Gesamtbestand“ in der Literatur auftauchte (Vgl. hierzu Christoph Conrad und Armin Triebel, Family Budgets as Sources for Comparative Social History: Western Europe – U.S.A. 1889–1937, in: Historical Social Research – Historische Sozialforschung, Bd. 10 (1985), Nr. 3, S. 45–66, hier: S. 51–53, Triebel (1991b), etwa Bd. 1, S. xviii oder Bd.2, S. 22/23, Ders. (1997b), S. 82, Spree (1997), S. 29). Siehe S. 351–436. Siehe S. 49.

92 Deshalb erfolgte die endgültige Entscheidung über Integration oder Ausschluß eines Falles häufig erst nach dessen elektronischer Aufnahme und nicht – wie es theoretisch bei der Konzeption einer Meta-Analyse sinnvoll wäre – bereits vorher. Das führte dazu, dass eine große Zahl bereits aufgenommener Haushaltsrechnungen wieder ausgeschlossen wurde und erklärt die große Differenz zwischen der Zahl der insgesamt erfassten Fälle, 5.023, und der letztlich für die Auswertung genutzten, 3.994. Diese entstammen aber immerhin noch 116 verschiedenen Quellen durchaus heterogenen Charakters. In Abschnitt 4.1.4. wird daher der Quellenkorpus untersucht hinsichtlich qualitativer und quantitativer Unterschiede der einzelnen Studien, aus denen er sich zusammensetzt.

4.1.1. Auffinden aller thematisch einschlägigen Studien Wie für eine explorative Meta-Analyse angezeigt, wurde hier der Versuch unternommen, nach Möglichkeit alle aus der Zeit des Kaiserreiches überlieferten deutschen Haushaltsrechnungen, die den Ansprüchen dieses Projektes genügten (siehe Abschnitt 4.1.3.), in einen Datensatz zu integrieren. Als Grundlage der Recherche konnten einige sehr ausführliche kommentierte Bibliographien herangezogen werden. Die ergiebigsten Verzeichnisse von Haushaltsrechnungen finden sich in den Arbeiten A LBRECHTs aus den Jahren 1912 und 19144 sowie vor allem in dem zusammenfassenden Werk von W ILLIAMS und Z IMMERMAN von 1935.5 Einige Ergänzungen fanden sich in den Literaturberichten S PIE KERMANN s aus der Mitte der 1990er Jahre sowie durch einige Zufallsfunde verstreuter Angaben in der Literatur.6 Insgesamt kann man davon ausgehen, dass es wohl gelungen ist, fast alle Quellen für Haushaltsrechnungen aus dem Untersuchungszeitraum aufzufinden 4

5 6

Albrecht (1912), mit Ergänzungen Ders., Die Struktur des Ausgabenbudgets verschiedener Bevölkerungsschichten auf Grund neuer haushaltsstatistischer Erhebungen, in: Jahrbücher für Nationalökonomie und Statistik, 3. Folge Bd. 47 = Bd. 102 (1914), S. 300–326. Williams und Zimmerman (1935), S. 287–330. Siehe Spiekermann (1994), Ders. (1997b) und besonders Ders. (1993), hier vor allem S. 58–60. Wie oben (S. 76, Anm. 53) bereits erwähnt, spricht S PIEKERMANN von über 700 Primärquellen, die er in seine Literaturdatenbank aufgenommen habe. Eine Überprüfung der von ihm genannten Beispiele ergab jedoch, dass die meisten der von ihm erwähnten Arbeiten leider überwiegend keine für dieses Projekt nutzbaren Haushaltsrechnungen enthalten. Aus anderen Gründen muss auch die zweite in der Literatur auftauchende Zahl an verfügbaren Haushaltsbudgets, die weit über den 3.994 hier gesammelten liegt, angezweifelt werden. Sie findet sich in der ebenso bemerkenswerten wie merkwürdigen Arbeit von Walter C ONRADT. Er gibt an, in seinen 325 Tabellen Erhebungen mit 129.765 Haushalten zusammengestellt zu haben (Conradt (1933), S. 12, die Zahl taucht auch auf bei Boldt (1936), S. 19). Dabei bezog C ONRADT jedoch eine Menge Daten in seine Analyse ein, die hier aus methodischen Erwägungen ausgeschieden wurden: Wochen- und Monatsbudgets (er erfasst die 5.046 Budgets aus Cost of living in German towns. Report of an enquiry by the Board of Trade into working class rents, housing and retail prices, together with the rates of wages in certain occupations in the principal industrial towns of the German Empire, London 1908), aber auch Erhebungen, die nur in summa veröffentlicht wurden. So treiben allein die nur aggregiert wiedergegebenen Haushaltsrechnungen einer Untersuchung des Statistischen Amtes von Berlin C ONRADTS Zahl um 908 in die Höhe (Statistisches Amt der Stadt Berlin (Hrsg.), Lohnermittelungen und Haushaltrechnungen der minder bemittelten Bevölkerung im Jahre 1903 (Berliner Statistik, Nr. 3), Berlin 1904).

93 und im Kölner Datensatz zusammenzutragen; einige wenige Studien sind zwar mit Sicherheit nicht entdeckt worden, wir können aber wohl von einer vernachlässigbar geringen Zahl an Fällen ausgehen.7 Zusätzlich wurden die aus publizierten Quellen stammenden Fälle durch einige wenige Haushaltsrechnungen ergänzt, die im Original überliefert sind.8

4.1.2. Homogenisierung und Zusammenführung der Daten Wie oben bereits erwähnt, wurde ein Großteil der Daten des Kölner Datensatzes bereits in den Jahren 1985 bis 1989 aufgenommen. Dies geschah im Rahmen des Forschungsprojektes „Haushalt und Verbrauch in historischer Perspektive. Haushaltsrechnungen in der zweiten Hälfte des 19. Jahrhunderts“ unter der Leitung von Toni P IERENKEMPER an der Westfälischen Wilhelms-Universität Münster.9 Angesichts der aus heutiger Sicht sehr begrenzten Kapazität und Rechengeschwindigkeit der damals verfügbaren Computer wurde die Zahl der für jeden Fall vorgesehenen Merkmale auf fünfzig begrenzt.10 Um dennoch die verschiedenen Quellen zusammenführen zu können, so sehr sie sich auch hinsichtlich der Detailtreue, mit der die Einnahme- und Ausgabewerte angegeben wurden, unterschieden, waren bereits bei der Datenaufnahme Aggregationen notwendig. Es mussten also teilweise eine Reihe von Ausgabeposten einer bestimmten Quelle zusammengezogen werden, um sie an den Datensatz anzupassen. Die so ermittelten Werte wurden aus den zeitgenössischen Quellen in einen standardisierten Aufnahmebogen übertragen, welcher wiederum elektronisch erfaßt wurde. Zum Abschluss dieses Projektes lagen 3.672 Haushaltsrechnungen elektronisch erfasst, jedoch unvalidiert und auch ansonsten unbearbeitet, als Microsoft-Excel-Tabellen vor.11 7

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Dies ist einer der großen Unterschiede zu der Arbeit von T RIEBEL, der einerseits seinen Untersuchungszeitraum bis in die Weimarer Republik hinein ausdehnt, sich andererseits auf zwölf Quellen mit überwiegend großen Zahlen von Haushaltsrechnungen beschränkt und auf 30 weitere ihm bekannte aus arbeitsökonomischen Gründen verzichtet (siehe Triebel (1991b), Bd. 1, S. 9). Dabei handelt es sich jedoch um Zufallsfunde, da eine systematische Suche nach archivalisch zugänglichen Quellen und deren Aufnahme den Rahmen dieser Arbeit gesprengt hätte. Es ist also davon auszugehen, dass auf diese Weise der Fundus an Haushaltsrechnungen, der der Forschung zugänglich ist, noch wesentlich erweitert werden kann. Vgl. Toni Pierenkemper, Abschlußbericht zum Forschungsprojekt „Haushalt und Verbrauch in historischer Perspektive. Haushaltsrechnungen in der zweiten Hälfte des 19. Jahrhunderts“, unveröffentlichtes Manuskript, Münster 1989. Einen Eindruck, wie mühsam allein die elektronische Erfassung auf dem Stand der Computertechnik in den 1980er Jahre war, vermittelt Roderick Floud, Einführung in quantitative Methoden für Historiker, Stuttgart 1980 (1973), S. 201–221. Diese Fälle tragen im Datensatz die Nummern 1 bis 3.696. Erläuternd anzumerken ist hierzu, dass die Identifikationsnummern 1.777 bis 1.800 nicht vergeben worden waren. Während später die meisten dieser Nummern mit neuen Fällen aufgefüllt wurden, blieben 1.794 bis 1.799 bis zuletzt unbesetzt; zusätzlich wurde die Nummer 1.714 erneut vergeben, nachdem der ursprünglich damit markierte Fall ausgesondert worden war. Das erklärt, weswegen die höchste vergebene Identifikationsnummer 5.028 lautet, obwohl insgesamt nur 5.023 Fälle aufgenommen wurden.

94 Weitere 438 Haushaltsrechnungen, die von Armin T RIEBEL im Rahmen seines Dissertationsprojektes12 elektronisch erfaßt worden waren, stellte das Zentralarchiv für Empirische Sozialforschung, Köln, in digitaler Form zur Verfügung.13 Die Daten mussten elektronisch an den Kölner Datensatz angepasst und diesem hinzugefügt werden.14 Schließlich konnte ich selbst noch eine Reihe weiterer Quellen ausfindig machen und die dort überlieferten Fälle aufnehmen,15 so dass letztendlich insgesamt 5.023 Haushaltsrechnungen aus 157 Quellen elektronisch erfaßt werden konnten.

4.1.3. Selektion der integrierbaren Fälle Als dritter Schritt musste das aufgenommene Datenmaterial in eine SPSS-Datenbank übertragen und auf seine Zuverlässigkeit überprüft werden. Da – wie bereits in der Darstellung der Theorie der Meta-Analyse angerissen – die hier vorliegenden Daten nicht mit der für integrative Studien üblichen Messlatte zu selektieren waren, musste hierfür ein Katalog von Selektionskriterien eigens konzipiert werden. An ihm wurden die einzelnen Studien, und falls diese in sich heterogen waren, die einzelnen Fälle, auf ihre Eignung zur Aufnahme in den Datensatz überprüft. Die Kriterien sollten auf der einen Seite für eine gewisse Homogenität innerhalb des Datensatzes sorgen. Die integrierten Fälle mussten inhaltlich und methodisch soweit kompatibel sein, dass sie für eine gemeinsame Auswertung genutzt werden konnten, ohne dass ihre Herkunft aus unterschiedlich gearteten Studien die Ergebnisse verzerrt hätte.16 Auf der anderen Seite sollten die Kriterien jedoch nicht zu rigide sein, um Zahl und Varianz der einbezogenen Fälle nicht über Gebühr zu schmälern.17 Diese beiden Interessen gegeneinander abwägend, wurden die folgenden Selektionskriterien aufgestellt. Grundsätzlich wurden in den Kölner Datensatz nur solche Haushaltsrechnungen oder -budgets integriert, die . . . (a) zwischen 1871 und 1914 (b) an einem Ort im Deutschen Reich, (c) für die Dauer von mindestens einem Jahr erhoben worden sind und sich (d) auf einen realen Haushalt beziehen (also weder Durchschnitte mehrerer Haushalte noch theoretisch konstruierte „Normalbudgets“ sind), wobei (e) jede Haushaltsrechnung nur einmal erfasst werden sollte. Wie zu erwarten war, erwies sich eine größere Zahl der zunächst aufgenommenen Haushaltsrechnungen auf den zweiten Blick als nicht brauchbar und musste ausgesondert 12 13 14 15 16 17

Triebel (1991b). GESIS-ZA, ZA-Studie 8103. Diese Fälle erhielten im Datensatz die Nummern 3.697 bis 4.134. Näheres siehe die Beschreibung der Quellen 123 bis 127 im Anhang, S. 408–412. Diese Fälle tragen im Datensatz die Identifikationsnummern 1.714, 1.777 bis 1.793, 1.800, sowie 4.135 bis 5.028. Wagner und Weiß (2006), S. 495–496. Rustenbach (2003), S. 21.

95 werden. Dies betraf schließlich immerhin 1.029 Fälle, mehr als ein Fünftel aller insgesamt erfassten Haushaltsrechnungen. Tabelle 4.1 fächert die betroffenen Fälle hinsichtlich der Aussonderungsgründe auf. Im Folgenden sollen diese sechs Begründungen, die zu einer negativen Selektion führten, kurz dargestellt werden. Dabei wird deutlich, dass einige dieser Kriterien im Hinblick auf eine möglichst große Zahl von Fällen und eine ausreichende Unterschiedlichkeit der integrierten Haushalte auf Kosten methodischer Stringenz großzügiger als andere behandelt wurden.

Tabelle 4.1: Gründe für Aussonderung von Daten

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

• Außerhalb des Betrachtungszeitraums. Einige Fälle bezogen sich auf einen Zeitpunkt außerhalb des betrachteten Zeitraums und mussten deshalb ausgemustert werden. Hierzu ist zu sagen, dass aus pragmatischen Gründen die zeitliche Untergrenze entgegen dem ursprünglichen Plan nicht bei 1871, sondern bei 1859 gezogen wurde. Somit gingen 35 Fälle in das endgültige Sample ein, die aus der Zeit vor der Reichsgründung stammen. Grund hierfür war, dass für diesen Zeitraum einige Haushaltsrechnungen bessergestellter Bürger (Bankiers, Kaufleute bzw. höhere Beamte) vorlagen, die im Vergleich zu Haushaltsrechnungen von Arbeitern und Angestellten selten sind. Es erschien deshalb geboten sie einzubeziehen, um eine möglichst große Spannweite abzudecken. • Ausländische Haushalte. Ursprünglich waren einige Haushalte aus Belgien, der Schweiz und Österreich erfasst worden und mussten später dem Zuschnitt der Arbeit weichen. Auch gegen diesen Grundsatz wurde allerdings zweimal bewusst verstoßen: unter den 76 Haushaltsrechnungen aus Elsaß-Lothringen befindet sich eine aus dem Jahr 1863, als Lothringen noch französisches Staatsgebiet war. Da

96 jedoch der betreffende Wohnort 1887 – dem Stichjahr, nach dem die Zuordnung der Orte zu Kreisen, Provinzen und Staaten vorgenommen wurde – bereits deutsch war, wurde die Haushaltsrechnungen dennoch aufgenommen.18 Den zweiten, etwas anders gearteten Verstoß provozierte die Haushaltung von Friedrich Münzer, eines deutschen Philologen, der 1898, dem Jahr, in dem wir über sein Original-Haushaltsbuch verfügen, ärgerlicherweise in Basel und somit im Ausland wohnte. Hier wurde pragmatisch davon ausgegangen, dass sich sein Lebenswandel nicht allzusehr dadurch veränderte, dass er wenige Meter hinter der deutschen Grenze lebte; deshalb wurde auch dieser Fall akzeptiert.19 • Zu kurzer Erhebungszeitraum. Von dem Grundsatz, nur Haushaltsrechnungen aufzunehmen, die sich auf ein volles Jahr bezogen, wurde nicht abgewichen. Haushaltsrechnungen, die für einen kürzeren Zeitraum als ein Jahr aufgestellt wurden, weisen zu viele saisonale Besonderheiten auf und sind somit nicht mit den hier aufgenommenen Jahresrechnungen vergleichbar.20 Aus diesem Grunde konnte unter anderem die größte Erhebung deutscher Haushaltsrechnungen vor dem Ersten Weltkrieg, durchgeführt vom britischen Handelsministerium im Jahr 1908, nicht in den Datensatz integriert werden: insgesamt 5.046 Haushaltsbudgets wurden auf der Basis kurzfristiger Beobachtungen im März/April 1908 aufgestellt.21 Auch auf Budgets, die zwar Angaben für ein Jahr machen, welche jedoch komplett auf Wochen- oder Monatsaufnahmen beruhen, die lediglich mit 52 bzw. mit 12 multipliziert wurden, wurde verzichtet.22 Waren nur einige Bereiche eines Budgets hochgerechnet und ging es ansonsten auf jahresweise Aufnahmen zurück, konnte es in begründeten Ausnahmefällen aber integriert werden. • Durchschnittswerte. Nicht abgewichen wurde aber von der Vorgabe, dass eine Haushaltsrechnung einen realen Haushalt abbilden soll. Einige Untersuchungen geben bedauerlicherweise nur Durchschnittswerte mehrerer Haushalte wieder, die 18 19 20

21 22

Konkret handelt es sich um einen Holzfäller aus Walscheid im Landkreis Saarburg, dessen Haushaltsrechnung bei Pariset (1885) (QUELLE 153, siehe S. 432) überliefert ist. Siehe hierzu die Beschreibung der QUELLE 120, Friedrich Münzer, Original-Haushaltsbücher eines deutschen Professors in der Schweiz, unveröffentlichtes Haushaltsbuch, 1897/98, S. 406. Bereits in der wissenschaftlichen Diskussion nach 1900 wurden Budgets, die sich auf einen kürzeren Zeitraum als ein Jahr bezogen, für unzuverlässig erklärt. Siehe hierzu etwa Bücher (1906), S. 693 oder etwa die ebenso harsche wie amüsante Polemik bei Ders. (1907), S. 151. Cost of living (1908), zur Konzeption siehe S. V. Aus diesem Grund wurde etwa auch auf die in der Literatur häufig zitierten Haushaltsrechnungen einer Arbeiterfamilie aus Eutritzsch bei Leipzig aus dem Jahr 1883 verzichtet (Hermann Mehner, Der Haushalt und die Lebenshaltung einer Leipziger Arbeiterfamilie, in: Jahrbuch für Gesetzgebung, Verwaltung und Volkswirtschaft im Deutschen Reich, N. F. Bd. 11 (1887), Nr. 1, S. 301–334, hier: S. 310). Ohne die methodischen Schwächen dieser Daten hinreichend zu berücksichtigen, wurden sie etwa von S CHNEIDER sowie im Sozialgeschichtlichen Arbeitsbuch als Beispiele für den Konsum von Arbeiterfamilien zitiert (Schneider (1967), S. 158–159 und Gerd Hohorst, Jürgen Kocka und Gerhard A. Ritter, Sozialgeschichtliches Arbeitsbuch. Band II. Materialien zur Statistik des Kaiserreichs 1870–1914, 2. Auflage. München 1978, S. 118–119).

97 zwar als Vergleichsmaßstab taugen würden, jedoch nicht bei dem hier verfolgten Ziel der Identifizierung individueller Konsummuster.23 • Theoretische Werte. Ein weiterer Aussonderungsgrund war es, wenn eine Studie anstatt empirisch erhobener Haushaltsbudgets oder -rechnungen theoretisch ermittelte oder geschätzte „Mindestbudgets“24 angab oder etwa zur Ermittlung des Teuerungseffektes reale Budgets des einen Jahres mit den Preisen des zweiten Jahres verrechnete.25 Auch solche Haushaltsbudgets wurden nicht in die Untersuchung aufgenommen, da sie keinen realen Hintergrund haben. • Dopplungen. Der Löwenanteil der wieder ausgemusterten Daten wurde aufgrund von Dopplungen ausgesondert. Häufig ergaben sich diese Doppelaufnahmen, wenn ein und derselbe Haushalt in mehreren Quellen auftauchte. Ein Beispiel hierzu bietet die bereits mehrfach erwähnte Untersuchung des Kaiserlichen Statistischen Amtes von 1907. Deren Ergebnisse tauchten nämlich nicht ausschließlich in der zentralen Publikation der Oberbehörde selbst auf;26 stattdessen veröffentlichten auch die an der Erhebung beteiligten kommunalen Statistischen Ämter von Barmen, Breslau und München ihre eigenen Resultate und zwar ausführlicher und zuverlässiger als die Berliner Zentrale.27 Das führte dazu, dass die Daten aus den Spezialpublikationen aufgenommen und ihre Zweitaufnahmen aus der Zentralveröffentlichung getilgt wurden.28 In den endgültigen Datensatz gingen schließlich 3.994 Haushaltsrechnungen aus 116 Quellen ein. Im Folgenden soll die inhaltliche Quellengrundlage näher beschrieben werden, um transparent zu machen, mit welchen Arten von Quellen diese Untersuchung 23

24 25

26 27

28

Aus diesem Grund konnte etwa die umfangreiche Erhebung über die Lebensverhältnisse der Berliner Arbeiterschaft, die Ernst H IRSCHBERG als Leiter des Statistischen Amtes der Stadt 1903 durchführen ließ, nicht aufgenommen werden. Zwar wurden 908 Budgets erhoben, jedoch nur aggregierte Werte, gegliedert nach Kopfzahl, veröffentlicht (Vgl. Statistisches Amt der Stadt Berlin (1904)). Siehe hierzu S. 84. Um eine solche Untersuchung handelt es sich beispielsweise bei [Friedrich] Schäfer, Die Lohnverhältnisse der städtischen Arbeiterschaft in Dresden in den Jahren 1904 und 1905. Anhang. Die Dresdener Kleinverkaufspreise der wichtigsten Lebensmittel in den letzten Jahren und der Einfluß der eingetretenen Preisveränderungen auf das Ausgabebudget einer Arbeiterfamilie (Mitteilungen des Statistischen Amtes der Stadt Dresden, 16. Heft), Dresden 1907, die die Wirkung der Preissteigerung auf den Lebensmittelkonsum in Dresden untersucht. Für 1903 wurden wirkliche Haushaltsrechnungen erhoben; zum Vergleich wurden die so ermittelten Nahrungsmengen mit den Preisen von 1906 multipliziert und diese der Teuerung ausgesetzten theoretischen Budgets mit den empirischen Daten verglichen. Kaiserliches Statistisches Amt (1909). Barmen: Haushaltsrechnungen und Wohnungsverhältnisse von 10 Barmer Arbeiterfamilien (Beiträge zur Statistik der Stadt Barmen, H. 5), Barmen 1909 (erfasst als QUELLE 38); Breslau: Else Neißer, Breslauer Haushaltsrechnungen aus den Jahren 1907 und 1908, in: Breslauer Statistik Bd. 30 (1912), Nr. H. 2 (QUELLE 117); München: Else Conrad, Lebensführung von 22 Arbeiterfamilien Münchens, München 1909 (QUELLE 11). Zu den Details siehe die Beschreibung der als QUELLE 57 aufgenommenen Publikation des Kaiserlichen Statistischen Amtes, S. 379.

98 arbeitet, inwiefern diese Quellen heterogen sind und wie sich diese Unterschiedlichkeit möglicherweise auf die Untersuchung auswirken könnte.

4.1.4. Heterogenität der Quellengrundlage Wie bereits erwähnt, entstammen nahezu alle in den Datensatz aufgenommenen Fälle publizierten Werken: volkswirtschaftlichen, soziologischen, sozialstatistischen oder sozialpolitischen Aufsätzen, Monographien oder Dissertationen, die zeitgenössisch erschienen sind oder sozialhistorischen Arbeiten, die Haushaltsrechnungen als Quellen nutzten. Lediglich 34 der 3.994 Fälle stammen aus vier Quellen mit unpublizierten Haushaltsbüchern.29 Alle übrigen Haushaltsrechnungen fanden sich in publizierten Druckwerken, der Löwenanteil von ihnen wurde bereits im Kaiserreich veröffentlicht: rund 86 Prozent unserer Quellen erschienen im Betrachtungszeitraum bis 1914 , vier Prozent während des Ersten Weltkrieges, weitere vier Prozent bis 1945 und nur zwei Prozent danach. Oben wurde schon angedeutet, dass die Erforschung des Ausgabeverhaltens der privaten Haushalte in den 1870er/1880er Jahren mit meist kleinräumigen Untersuchungen begann und zwischen 1900 und dem Beginn des Ersten Weltkrieges mit groß angelegten statistischen Untersuchungen ihren ersten Höhepunkt erlebte. Diese Entwicklung in der Wissenschaft läßt sich auch an den hier verwendeten Datenquellen ablesen: 47 als Quellen genutzte Publikationen mit insgesamt 1.511 Fällen stammen aus der Zeit vor 1900, 2.351 Fälle (d. h. fast 60 Prozent aller Fälle) wurden hingegen in 58 Druckwerken zwischen 1900 und 1918 veröffentlicht, davon 2.057 Fälle in 53 Publikationen vor 1914. Im Zeitverlauf änderte sich die vorherrschende Methode, nach der die zeitgenössischen Sozialforscher ihre Daten erhoben und damit auch der Charakter der hier verwendeten Quellen (siehe Tab. 4.2). Entsprechend dem oben beschriebenen wissenschaftlichen Diskurs zwischen Befürwortern einer intensiven auf der einen und Verfechtern einer extensiven Haushaltsstatistik auf der anderen Seite entstammen die Haushaltsrechnungen bis 1900 recht unterschiedlich gearteten Studien. Den größten Anteil der in den Datensatz integrierten Studien aus dieser Zeit machten die nach L E P LAYs Methode (teilnehmende Beobachtung und dichte Beschreibung) zustande gekommenen Studien aus, immerhin 23 von 50 Untersuchungen. Kaum weniger, nämlich 17 Untersuchungen, nutzten dagegen Fragebögen und sammelten Haushaltsbudgets in meist größeren Enquêten. Das Rechnungsbuch wurde in bürgerlichen Kreisen zwar als Mittel der privaten Ausgabenkontrolle bereits häufig genutzt und von Sozialpolitikern und -wissenschaftlern auch Arbeiterfa29

Drei dieser Haushaltsbücher wurden dem Projekt von privater Hand zugänglich gemacht: Heinrich Palmer, Persönliche Aufzeichnungen eines Pfarrers aus Neuenhof für die Jahre 1891 bis 1897, unveröffentlichtes Haushaltsbuch, 1891-97 (QUELLE 119), Münzer (1897/98) (QUELLE 120) und Richard Fährmann, Original-Haushaltsbuch des Betriebsleiters einer Weberei in Großschönau, unveröffentlichtes Haushaltsbuch, 1912/13 (QUELLE 121). Eine Serie von Haushaltsbüchern fand sich im Historischen Archiv der Stadt Köln: Historisches Archiv der Stadt Köln, Bestand 1099, Nachlass Hans Stiehl, (QUELLE 157).

99 Tabelle 4.2: Häufigkeiten von Quellentypen

Jahr der Publikation

EnquêteMethode

¡ Quellen

vor 1900

MonographieMethode

RechnungsbuchMethode

£

¢ Fälle

Quellen

Gesamt

Fälle

Quellen

Fälle

Quellen

Fälle

17

1.387

23

71

8

53

47

1.511

1900 - 1914

6

100

11

117

37

1.840

53

2.057

nach 1914

0

0

0

0

12

392

12

392

unpubliziert

0

0

0

0

4

34

4

34

23

1.487

34

188

61

2.319

116

3.994

Gesamt

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

milien empfohlen.30 Die wissenschaftliche Nutzung von mindestens einjährig geführten Haushaltsbüchern zur Ermittlung von Ausgabestrukturen stand zu diesem Zeitpunkt aber noch vor ihrem Durchbruch. Lediglich acht vor 1900 publizierte Quellen entstanden nach dieser Methode,31 darunter drei „Überrest-Quellen“. Bei diesen wurden die Haushaltsbücher nicht eigens aus wissenschaftlichen Gründen angefertigt, sondern aus privatem Antrieb, und erst im Nachhinein Forschern zur wissenschaftlichen Auswertung überlassen. Nach der Jahrhundertwende wandelte sich das Verhältnis der drei Erhebungsmethoden gründlich: große Untersuchungen, die Haushaltsbücher zur Grundlage hatten, entstanden und so wurden bereits zwischen 1900 und 1909 die weitaus meisten Haushaltsrechnungen mittels Rechnungsbüchern gewonnen – wie angesichts der massiven Fürsprache renom30

31

Vgl. hierzu etwa Ernst Engel, Das Rechnungsbuch der Hausfrau und seine Bedeutung für das Wirtschaftsleben der Nation, Berlin 1882 oder auch die Hinweise bei Carl Hampke, Das Ausgabebudget der Privatwirtschaften, Jena 1888 (zugl. Diss., Jena 1887), S. 1–4. Auswertungen von Rechnungsbüchern vor 1900 finden sich bei Anonymus, Ausgaben der arbeitenden Klasse, in: Statistisches Jahrbuch der Stadt Berlin, 8. Jg. (1880), S. 164 ff. (QUELLE 26), Paul Dehn, Deutsche Haushaltsbudgets (Berliner Budgets), in: Annalen des Deutschen Reiches für Gesetzgebung Verwaltung und Statistik. Staatswissenschaftliche Zeitschrift und Materialiensammlung, Jg. 14 (1881), S. 540–551 (QUELLE 72), Anonymus, Vergleich zwischen einem Berliner und Dresdner Haushalte, in: Social-Correspondenz, 6. Jg (1882b), Nr. 40, S. 171–172 (QUELLE 136), Adolf Buchenberger, Die Lage der bäuerlichen Bevölkerung im Großherzogtum Baden, in: Bäuerliche Zustände in Deutschland, Bd. 3 (Schriften des Vereins für Socialpolitik, Bd. 24), Leipzig 1883, S. 237–307 (QUELLE 17), Hampke (1888) (QUELLE 115), [Leonhard Richard] Karl, Ein Beitrag zur Beurtheilung des Verbrauchs und der indirekten Abgaben bei verschiedenen Einkommen, Berlin 1889 (QUELLE 154), Frankfurter Arbeiterbudgets. Haushaltungsrechnungen eines Arbeiters einer Königl. Staats-Eisenbahnwerkstätte, eines Arbeiters einer chemischen Fabrik und eines Aushilfearbeiters (Schriften des Freien Deutschen Hochstiftes), Frankfurt a. M. 1890 (QUELLE 79) sowie Ernst Hirschberg, Die soziale Lage der arbeitenden Klassen in Berlin, Berlin 1896 (QUELLE 100).

100 mierter Wissenschaftler wie etwa Karl B ÜCHERs für diese Methode auch nicht anders zu erwarten.32 Sowohl Enquêten als auch „soziale Miniaturen“ wurden zusehends zu Randerscheinungen in der Haushaltsstatistik – von den zwölf nach 1914 veröffentlichten Werken, die Haushaltsrechnungen zum „Kölner Datensatz“ beitragen (vom Umfang her machen diese Studien immerhin fast zehn Prozent aller Fälle aus), bediente sich ihrer keines mehr. Alle nutzten Rechnungsbücher als Untersuchungsgrundlage. Tabelle 4.3: Umfang der Quellen des Datensatzes In den Quellen enthaltene Haushaltsrechnungen 1

2 bis 10

11 bis 50

mehr als 50

insgesamt

absolute Quellen Anzahl Fälle

%-

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Quellen

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in % aller

Fälle

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

Ihrer Erhebungsmethode entsprechend, unterscheiden sich die einzelnen Quellen in ihrem Umfang ganz erheblich: Während 19 Quellen jeweils lediglich einen einzelnen Fall betrachten – die meisten von ihnen entstanden in L E P LAY’scher Manier –, umfasst die zahlenmäßig ergiebigste Quelle hingegen 757 Stück (Vgl. hierzu Tabelle 4.3). Dies führt zu einem interessanten Missverhältnis zwischen der Anzahl der in den Datensatz integrierten Quellen und der jeweils enthaltenen Fälle: Während der überwiegende Teil der Quellen (fast 88%) weniger als 50 Haushaltsrechnungen umfasst, entstammen fast drei Viertel der Fälle (73%) jenen 14 Quelldokumenten mit mehr als 50 Haushaltsrechnungen. Die quantitativ ergiebigste Arbeit war die bereits oben erwähnte Untersuchung des Kaiserlichen Statistischen Amtes von 1909, der allein 757 aus Rechnungsbüchern ermittelte Haushaltsrechnungen entstammen.33 Von ähnlicher Machart ist die ebenfalls 1909 veröffentlichte Studie des Deutschen Metallarbeiter-Verbandes, die 320 unter seinen Mitgliedern erhobene Haushaltsrechnungen beisteuern konnte.34 Desweiteren waren vier ältere auf Enquêten beruhende Quellen sehr ergiebig. Die erste ist die 1876 von Étienne L ASPEYRES veröffentlichte Untersuchung „Zur wirthschaftlichen Lage der ländlichen Arbeiter im deutschen 32 33 34

Vgl. etwa Bücher (1906), vor allem: S. 691-692. Kaiserliches Statistisches Amt (1909) (QUELLE 57). Vorstand des Deutschen Metallarbeiter-Verbandes (1909) (QUELLE 39).

101 Reich“ (240 Fälle),35 die zweite publizierte Alfred F RIEF im selben Jahr, darin erfasste er 235 Haushaltsbudgets von Fabrikarbeitern.36 Die dritte – veröffentlicht von Stanislaus K UHNA 1894 – lieferte sogar 450 Budgets oberschlesischer Bergleute.37 Schließlich muss noch eine Untersuchung des US-amerikanischen Commissioner of Labor genannt werden, die 1890/91 die Budgets von 200 deutschen Haushalten veröffentlichte.38 Die übrigen genutzten Publikationen umfassen zwischen einer und 127 Haushaltsrechnungen.39 Abgesehen von diesen quantitativen Unterschieden weisen die im vorliegenden Datensatz vereinten Quellen auch in ihrer qualitativen Beschaffenheit recht große Differenzen auf. Besonders deutlich erkennt man dies an der Zahl von Kategorien, nach denen etwa die Ausgabestruktur eines Haushalts in einer Quelle aufgefächert wird. Einige Studien publizieren lediglich stark aggregierte und deshalb zu einer Handvoll recht grober Variablen zusammengefasste Daten, als Beispiel hierfür können etwa die Veröffentlichungen Alfred K RZIŽAs dienen.40 K RZIŽA dampft die Ausgabeposten der von ihm aufgenommenen Haushaltsrechnungen in seinem umfangreicheren Werk von 1915 auf gerade einmal elf Variablen ein: Nahrungs- und Genußmittel, Wohnung (differenziert in Miete, Einrichtung, Instandhaltung und Reinigung), Heizung und Beleuchtung, Kleidung, Wäsche, Reinigung (differenziert in Kleidung sowie Wäsche, Bettzeug, Reinigung), Lebenshaltung und letztens Feld und Stall. 35 36 37 38

39

40

E[tienne] Laspeyres, Zur wirthschaftlichen Lage der ländlichen Arbeiter im deutschen Reich, in: Zeitschrift für die gesamte Staatswissenschaft, 32. Jg. (1876), Nr. 2, S. 183–215 (QUELLE 9). Alfred Frief, Die wirtschaftliche Lage der Fabrikarbeiter in Schlesien und die zum Besten derselben bestehenden Einrichtungen, Breslau 1876 (QUELLE 60). [Stanislaus] Kuhna, Die Ernährungsverhältnisse der industriellen Arbeiterbevölkerung in Oberschlesien, im amtlichen Auftrage ausgearbeitet im Winter 1891/92, Leipzig 1894 (QUELLE 140). Insgesamt enthält diese Untersuchung die Wirtschaftsrechnungen von 8.544 vornehmlich USamerikanischen Haushalten, jedoch als Vergleich auch Budgets aus anderen Ländern. Neben den deutschen wurden auch Haushalte aus Großbritannien, Belgien, Frankreich und der Schweiz untersucht. United States of America, Department of Labor (Hrsg.), Seventh Annual Report of the Commissioner of Labor, Bd. 7 (1891): Cost of production. The textiles and glass, Bd. 2, Part III -– Cost of Living, Washington D.C. 1892 bzw. United States of America, Department of Labor (Hrsg.), Sixth Annual Report of the Commissioner of Labor, Bd. 6 (1890): Cost of production. Iron, steel, coal, etc., Part III -– Cost of Living, Washington D.C. 1891 (QUELLE 150). Mehr als 50 Haushaltsrechnungen steuerten noch folgende Werke bei: Ludwig Heyde, Wirtschaftsrechnungen von unteren Post- und Telegraphenbeamten. Erhebung des Verbandes der unteren Post- und Telegraphenbeamten, Berlin 1916 (QUELLE 123) mit 127 Fällen, Neißer (1912) (QUELLE 117) mit 115 Fällen, Ernst Herbig, Wirtschaftsrechnungen Saarbrücker Bergleute, in: Zeitschrift für das Berg-, Hütten- und Salinenwesen im preußischen Staate, Bd. 60 (1912), S. 451–613 (QUELLE 124) mit 107 Fällen, Krziža (1914) (QUELLE 125) mit 90 Fällen, Ders., 259 deutsche Haushaltsbücher, geführt von Abonnenten der Zeitschrift „Nach Feierabend“ in den Jahren 1911-1913, Leipzig 1915 (QUELLE 126) und Erhebungen Landwirthschaft in Baden (1883) (QUELLE 151) mit jeweils 85 Fällen, Karl Bittmann, Arbeiterhaushalt und Teuerung, Jena 1914 (QUELLE 22) mit 69 und schließlich Richard v. Schlieben, Untersuchungen über das Einkommen und die Lebenshaltung der Handwerker im Bezirke der Amtshauptmannschaft Zittau, in: Zeitschrift des Königlich Sächsischen Statistischen Bureaus, 31. Jg. (1885), Nr. 3 und 4, S. 156–181 (QUELLE 36) mit 52 erfassten Haushalten. Krziža (1914) und Ders. (1915), QUELLE 125 bzw. 126.

102 Im Kontrast dazu fächern andere Untersuchungen die Ausgaben in mehr als hundert Einzelposten auf. Ein Beispiel hierfür ist etwa die Untersuchung Adolf B RAUNs über die Lebensverhältnisse der Nürnberger Arbeiterschaft mit insgesamt 106 Ausgabevariablen, von Ausgaben für die Maifeier über Pferdeleberkäse bis hin zu Entbindungsausgaben oder Spielverlusten.41 Diese beiden Beispiele sollten deutlich machen, mit welch heterogenen Quellen wir es hier zu tun haben. Bevor die Daten auf irgendeine Art und Weise statistisch ausgewertet werden konnten, mussten sie also – wie oben beschrieben – miteinander vergleichbar gemacht werden. Das bedeutete zumeist, dass mehrere Variablen einer sehr stark differenzierten Quelle zusammengefasst wurden, um sie den Variablen des Datensatzes zuweisen zu können. Hierbei mussten zwangsläufig – es ist schon angeklungen – Informationsverluste in Kauf genommen werden. Um in der Auswertung des Datensatzes einen möglichen Einfluss der Erhebungsart auf das Untersuchungsergebnis feststellen zu können, wurde jeder Fall über die Variable ART dahingehend gekennzeichnet, auf welche Weise er erhoben worden ist. So ist im Verlauf der Untersuchung also stets erkennbar, ob die Daten nach der Enquête-, der monographischen oder der Rechnungsbuch-Methode erhoben worden sind, darüber hinaus können die Daten mit der Variablen QUELLE ihrer konkreten Ursprungsstudie zugeordnet werden.42

4.2. Der Datensatz in seinen Dimensionen Jeder einzelne der 3.994 Fälle des Kölner Datensatzes besitzt 85 Merkmalsausprägungen, dementsprechend umfasst der gesamte Datensatz 339.490 Werte, wenn man sogenannte missing values mitzählt, die fehlende Informationen anzeigen.43 Die 85 Variablen zerfallen in sieben Dimensionen: A Organisation des Datensatzes/ Kennzeichnung der einzelnen Fälle B Geographische Verortung C Haushaltsstruktur D Beruf, Stand und Klasse 41 42 43

(11 Variablen) (12 Variablen) (5 Variablen) (16 Variablen)

Adolf Braun (Bearb.), Haushaltungs-Rechnungen Nürnberger Arbeiter. Ein Beitrag zur Aufhellung der Lebensverhältnisse des Nürnberger Proletariats, Nürnberg 1901, aufgenommen als QUELLE 106 Siehe hierzu Kapitel 4.2.1. Organisation des Datensatzes, S. 103. Wenn einer Quelle für eine Variable kein Wert zu entnehmen war, wurde diese Variable für den betreffenden Fall mit einem missing value gekennzeichnet (üblicherweise ein ansonsten nicht vorkommender Wert, im Kölner Datensatz wurden hierfür die Werte −1 bzw. −10.000 verwendet). Alle so markierten Fälle werden bei einer Analyse der betreffenden Variablen ausgeschlossen, damit sie etwa eine Durchschnittsbildung nicht verzerren. Für die Clusteranalyse spielt der Umgang mit missing values eine wichtige Rolle. Vgl. zum theoretischen Umgang mit missing values in Clusteranalysen Bacher (1989), S. 102–108. Zur Problematik fehlender Werte durch eine heterogene Quellenlage in unserem Datensatz siehe Abschnitt 4.1.4., S. 98ff. Zum Umgang mit dieser Problematik siehe Abschnitt 6.1.2., vor allem S. 192.

103 E Haushaltseinkommen F Haushaltsausgaben G Saldo der Einnahmen und Ausgaben

(19 Variablen) (21 Variablen) (1 Variable)

Im Folgenden werden diese Dimensionen einzeln behandelt, wobei sowohl die Entstehung der einzelnen Variablen dargestellt werden soll – denn nicht alle waren direkt den Quellen zu entnehmen –, sondern auch wie sich einzelne Variablenausprägungen über den Datensatz verteilen. Zu jeder der sieben Dimensionen finden sich begleitend die Codelisten (Tab. 4.4 bis 4.17), die die Variablenstruktur des Datensatzes beschreiben.

4.2.1. Organisation des Datensatzes Insgesamt elf Variablen dienen dazu, die einzelnen Fälle zu kennzeichnen und den Datensatz zu organisieren (Tab. 4.4). Als erstes sind hierbei die beiden Identifikationsschlüssel zu nennen: die Variable NUMMER, die den einzelnen Fall eindeutig bezeichnet und die Variable QUELLE, die angibt, welcher der 116 Quellen er entstammt.44 Desweiteren gibt es vier Variablen, die die Zeitdimension abdecken. Während die Variable JAHR das konkrete Jahr bezeichnet, auf das sich die jeweilige Haushaltsrechnung bezieht, ordnet BEREICH dieses Jahr einem von sechs Zeitabschnitten zu, in die unser Untersuchungszeitraum eingeteilt wurde. Die Variable PUBLI erfasst den Zeitpunkt der Publikation der Haushaltsrechnung, PUBLIBER analog zum oben Gesagten den Zeitabschnitt in dem die Veröffentlichung stattfand (wobei die Zeitabschnitte hier zwangsläufig über den Untersuchungszeitraum hinausreichen bis in die Gegenwart). Diese Variablen erlauben es, die zeitliche Verteilung der Fälle zu untersuchen. Auch die Variable ART dient einem ähnlichen Zweck, der Identifikation der Methode nach der die Daten des betreffenden Falles gesammelt wurden, also ob ihnen ein einjährig geführtes Rechnungsbuch, eine wissenschaftliche Beobachtung nach der Art L E P LAYs oder S CHNAPPER -A RNDTs oder aber einer Enquête zugrunde liegt.45 Die beiden Variablen WAEHRUNG und ZAHLHH besaßen ihre Berechtigung während der Erfassung der Daten; im Grunde sind sie durch die Bearbeitung des Datensatzes obsolet geworden und tauchen hier vor allem der Vollständigkeit halber auf. Die Variable WAEHRUNG gibt an, in welchen Währungen Geldbeträge einzelner Haushaltsrechnungen in ihren Quellen angegeben waren, bevor sie im Rahmen der Harmonisierung des Datensatzes in Goldmark umgerechnet wurden. Die Notwendigkeit einer Währungsumrechnung betraf 15 Quellen mit insgesamt 505 Fällen. Für die meisten von ihnen, immerhin 272 Fälle, war das erforderlich, weil die Haushaltsrechnungen noch in früheren, vor der Währungsvereinheitlichung üblichen Landeswährungen (in unserem Fall norddeutsche Taler bzw. Hamburgische Mark Kurant), ausgewiesen waren.46 44 45 46

Zur besseren Erkennbarkeit werden Variablennamen im Folgenden stets in KAPITÄLCHEN gesetzt. Näheres zu diesen Methoden siehe das Kapitel 3.2., S. 79. Im einzelnen waren dies sämtliche Fälle aus L. Jacobi, Die Arbeitslöhne in Niederschlesien, in: Zeitschrift des Königl. Preuß. Statistischen Bureaus, 8. Jg. (1868), S. 326–340 (QUELLE 29), Theodor

104

A

Kennzeichnung 1 Fallnummer JAHR 2 Jahr BEREICH 3 Zeitabschnitte

1 2 3

NUMMER

4 5 6

QUELLE

7

ART

7 Erhebung der Haushaltsrechnung

Nominal

8

WAEHRUNG

8 Ursprüngliche Währung

Nominal

9

PUBLI PUBLIBER

ZAHLHH

10

ZAHLJAHR

11

BEM

Nominal Ordinal Ordinal

4 Quellennummer Nominal 5 Publikationsjahr Ordinal 6 Zeitabschnitte Ordinal der Publikation

21 Zahl der zugrunde liegenden Haushalte 22 Erhebungshäufigkeit 84 Bemerkungen zum Fall

Metrisch

1 2 3 4 5 6

bis 1870 1871 - 1879 1880 - 1889 1890 - 1899 1900 - 1909 1910 - 1914

1 2 3 4 5 6 7 8 9 1 2 3 0 1 2 3 4 5

bis 1870 1871 - 1879 1880 - 1889 1890 - 1899 1900 - 1909 1910 - 1914 1915 - 1945 seit 1945 unpubliziert Rechnungsbuch Befragung/Beobachtung Fragebogen/Enquête Keine Angabe Mark Taler, Silbergroschen, Pfennig Schweizer Franken Kreuzer (Österreich) Gulden (=100 Kreuzer), Österreich Belgische Francs Französische Francs US-Dollar Hamburgische Mark Kurant

6 7 8 9

Fehlende Werte

Speicherformat

Wertlabel

Werte

Meßniveau

Variablenlabel

Position

Variable

Variablennummer

Tabelle 4.4: Codeliste – Kennzeichnung der Fälle (A.1–A.11)

F4 F4 F8

F3 F5 F8

F1

0

F1

F3

0

Metrisch

F2

0

Nominal

A50

105 Die übrigen waren mit einer Ausnahme Teil französischer47 bzw. US-amerikanischer48 Studien über deutsche Haushalte und insofern in der jeweiligen Landeswährung (also französischen Francs bzw. US-Dollar) geführt. Die einzige in Schweizer Franken geführte Haushaltsrechnung entstammt dem Rechnungsbuch eines in Basel wohnenden deutschen Wissenschaftlers und mußte dementsprechend auch in Mark umgerechnet werden.49 Grundsätzlich gestaltete sich die Umrechnung simpel, da für die betreffenden Währungen in der gesamten Untersuchungsspanne konstante auf dem jeweiligen Edelmetallgehalt beruhende Wechselkurse galten.50 Umgerechnet wurden die unterschiedlichen Währungen in die seit der Einführung der Goldwährung im Deutschen Reich 1871/73 eingeführte Mark zu 100/279 (≈ 0,3584) Gramm Feingold, wobei pro Währungseinheit (WE) folgende Wechselkurse verwendet wurden:51 Taler Schweizer Franken Französische Francs US-Dollar Hamburgische Mark Kurant

1 Mark =ˆ x [WE] 0,3333 1,2346 1,2346 0,2387 0,8333

1 [WE] =ˆ x Mark 3,0000 0,8100 0,8100 4,1900 1,2000

Insofern waren die Währungsumrechnungen problemlos möglich. Einzig die Umrechnung der vor 1873 in Norddeutschland üblichen nicht dezimal organisierten Taler-Währung (1

47

48

49 50 51

v. d. Goltz, Ausgabebudget’s von Arbeiterfamilien, in: Concordia. Zeitschrift für die Arbeiterfrage, 4. Jg. (1874), Nr. 14, S. 54–55 (QUELLE 131), v. d. Goltz, Richter und Langsdorff (1875) (QUELLE 122), Laspeyres (1876) (QUELLE 9), Hermann Scheffler, Beteiligung am Gewinne und Nationalversorgung, Braunschweig 1876 (QUELLE 51), Anonymus, Ausgaben einer Familie von 6 Personen auf einer Hallig, in: Zeitschrift für die gesamte Staatswissenschaft, 35. Jg. (1879), S. 147–167 (QUELLE 7) und sechs Fälle aus Hampke (1888) (QUELLE 115), die in Talern, Silbergroschen und Pfennigen angegeben waren. Hinzu kommen noch die sechs Fälle aus Klaus-J. Lorenzen-Schmidt, Die Wirtschaftsführung eines Grevenkoper Bauern zwischen 1847 und 1881, in: Helmut Ottenjann und Günter Wiegelmann (Hrsg.), Alte Tagebücher und Anschreibebücher. Quellen zum Alltag der ländlichen Bevölkerung in Nordwesteuropa, Münster 1982, S. 237–275 (QUELLE 128), die auf Hamburgische Mark Kurant lauteten. Paul Dehn, Elsässische Arbeiterbudgets, in: Annalen des Deutschen Reiches für Gesetzgebung Verwaltung und Statistik. Staatswissenschaftliche Zeitschrift und Materialiensammlung, Bd. 12 (1879), S. 100–108 (QUELLE 90) entnahm seine Hauhaltsrechnungen einer Untersuchung der elsässischen Société industrielle. Die drei übrigen französischen Arbeiten entstammen der Le-Play-Schule, es handelt sich um Pariset (1885) (QUELLE 153), Fèvre (1890) (QUELLE 152) und Brants (1904) (QUELLE 155). Anonymus, Earnings and Expenses of Wage Receivers in Europe, in: Annual report of the Commissioner of Labor, Jg. 1 (1886), S. 444–452 (Appendix B) (QUELLE 103) und United States of America, Department of Labor (1892) und United States of America, Department of Labor (1891) (QUELLE 150). Münzer (1897/98) (QUELLE 120), siehe zu diesem Sonderfall auch S. 96 und S. 406. Vgl. hierzu etwa Wolfgang Trapp, Kleines Handbuch der Münzkunde und des Geldwesens in Deutschland, Stuttgart 1999, S. 118–119. Für die einzelnen Umrechnungskurse siehe Friedrich Noback, Münz-, Maass- und Gewichtsbuch. Das Geld-, Maass- und Gewichtswesen, die Wechsel- und Geldkurse, das Wechselrecht und die Usanzen. Mit einem tabellarischen Anhange: Uebersicht der Gold- und Silbermünzen nach Ausmünzungsverhältnissen und Werth, 2. Auflage. Leipzig 1877, S. 254, 946 (Schweizer Franken), S. 254, 946 (Französische Francs), S. 254, 958 (US-Dollar) bzw. S. 254, 1010 (Hamburgische Mark Kurant).

106 Taler =ˆ 30 Silbergroschen =ˆ 360 Pfennige, also: 1 Mark =ˆ 1/3 Taler =ˆ 10 Silbergroschen =ˆ 120 Pfennige) gestaltete sich ein wenig schwieriger.52 Die Variablen ZAHLHH gibt die Anzahl der Haushalte an, die einer Haushaltsrechnung zugrundeliegen. Insofern spielte sie lediglich bei der Erhebung der Daten eine Rolle, bevor alle Fälle aussortiert wurden, die sich auf mehr als einen einzigen Haushalt bezogen. Seitdem trägt diese Variable für alle in den Datensatz integrierten Fälle den Wert „1“. Um in der Auswertung überprüfen zu können, ob es eine Rolle spielt, dass von einigen Haushalten die Budgets mehrerer Jahre in den Datensatz eingingen, gibt es die Variable ZAHLJAHR .

Tabelle 4.5: Erhebungshäufigkeit in Jahren (Variable ZAHLJAHR) Erhebungshäufigkeit

Anzahl Haushalte

Anzahl Fälle

1 2 3 4 6 7 10 11 12 14 15 24 26 31 36

3.471 131 3 1 2 2 1 1 2 1 1 1 1 2 1

3.471 262 9 4 12 14 10 11 24 14 15 24 26 62 36

Gesamt

3.621

3.994

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

Wie Tab. 4.5 zeigt, wurde die weit überwiegende Zahl der Haushalte nur ein einziges Mal im Datensatz erfasst, 150 Haushalte jedoch mindestens zweimal und von diesen elf Stück sogar zehnmal oder häufiger. Dabei handelt es sich mit einer Ausnahme um bürgerliche Haushalte, deren Haushaltsrechnungen privaten Rechnungsbüchern entstammen, die aus 52

Noback (1877), S. 254, 1053.

107 eigenem Antrieb geführt und erst nachträglich veröffentlicht wurden.53 Und auch die einzige Arbeiterfamilie in dieser Reihe, die eines Schwarzwälder Uhrenarbeiters, deren Haushaltsrechnungen uns über 14 Jahre erhalten sind, führte ein Rechnungsbuch. Wobei die Außergewöhnlichkeit dieser Tatsache den Herausgeber des Budgets zu paternalistischem Lob bewegte: „Leider gehört es zu den Seltenheiten, daß die Arbeiter über Einnahmen und Ausgaben genau Buch führen; in vielen Fällen wäre dann an einem Vorwärtskommen nicht zu zweifeln.“54 Abschließend gehört noch die Variable BEM, für „Bemerkungen“, zu den organisatorischen Variablen – hier finden sich verschiedene Angaben zu den einzelnen Fällen, die sich nur verbal vermitteln lassen. Am häufigsten findet sich hier die Bezeichnungen des Falles in der jeweiligen Quelle oder etwa im „Berliner Datensatz“ von Armin T RIEBEL55 , um so die Zuordnung zu diesen Beständen zu ermöglichen.

4.2.2. Geographische Dimension Die räumliche Dimension zeichnet sich dadurch aus, dass hier die meisten Variablen nicht direkt aus den Quellen übernommen werden konnten (siehe Tab. 4.6). Vielmehr wurden 53

54 55

Es handelt sich bei diesen langfristig geführten Rechnungsbüchern, deren Abschlüsse zu Haushaltsrechnungen aufgearbeitet und publiziert wurden, um die eines Kaufmannes bzw. dessen Witwe, über 36 Jahre geführt (QUELLE 146, Raphael E. May, Kosten der Lebenshaltung und Entwicklung der Einkommensverhältnisse in Hamburg seit 1890, in: Franz Eulenburg (Hrsg.), Kosten der Lebenshaltung in deutschen Großstädten. I. Ost- und Norddeutschland. Zweite Hälfte (Schriften des Vereins für Socialpolitik, Bd. 145, H. 4), München/Leipzig 1915, S. 260–524), die eines höheren bzw. schließlich hohen Beamten, über 31 Jahre geführt (QUELLE 40, Hermes (1921)) sowie um diejenigen zweier höherer Beamter, über 31 bzw. 26 Jahre geführt (QUELLE 45, Richard Ehrenberg, Aus Beamten-Haushaltungen, in: Thünen-Archiv. Organ für exakte Wirtschaftsforschung, Bd. 2 (1907), Nr. 3, S. 316–346, bzw. QUELLE 58, Erna Meyer-Pollack, Der Haushalt eines höheren Beamten in den Jahren 1880-1906. Untersucht an Hand von Wirtschaftsrechnungen, in: Franz Eulenburg (Hrsg.), Kosten der Lebenshaltung in deutschen Großstädten. I. Ost- und Norddeutschland, zweite Hälfte (Schriften des Vereins für Socialpolitik, Bd. 145, H. 4), München/Leipzig 1915, S. 1–92). Die Rechnungsbücher eines Richters aus 24 Jahren waren archivalisch zugänglich (QUELLE 157, HAK, Bestand 1099, Nachlass Stiehl (1891-1914)). Desweiteren wurden veröffentlicht die Haushaltsrechnungen eines Baubeamten über 15 Jahre, und die eines wissenschaftlichen Mitarbeiters über 12 Jahre (beide veröffentlicht in: QUELLE 31, Kaiserliches Statistisches Amt (Hrsg.), Zwei Wirtschaftsrechnungen von Familien höherer Beamter (Nebst einem Anhange: Wirtschaftsrechnungen von fünf minderbemittelten Familien). Zur Ergänzung der Erhebung von 1907, bearbeitet im Kaiserlichen Statistischen Amte von der Abteilung für Arbeiterstatistik (Reichs-Arbeitsblatt, Sonderheft 3), Berlin 1911). Die Haushaltsbücher eines Buchhalters, 12 Jahre geführt, und die eines Kaufmanns, der später die höhere Beamtenlaufbahn einschlug, über 11 Jahre geführt, wurden jeweils in zwei Schüben publiziert (QUELLE 56, Karl v. K[eller], Wirtschaftsrechnungen, in: Zeitschrift für die gesamte Staatswissenschaft, 62. Jg. (1906), Nr. 1, S. 701–738 und QUELLE 138, Karl v. Keller, Wirtschaftsrechnungen, Leipzig-Lindenau 1908 bzw. QUELLE 49, Henriette Fürth, Ein mittelbürgerliches Budget über einen zehnjährigen Zeitraum nebst Anhang „Die Verteuerung der Lebenshaltung im Lichte des Massenkonsums“, Jena 1907 und QUELLE 44, Ders. (1922)). Schließlich erstrecken sich noch die Rechnungsbücher eines Pfarrers über 10 Jahre (QUELLE 16, Brand (1911)). Jahresbericht der Großherzoglich Badischen Fabrikinspektion für das Jahr 1903. Erstattet an Großherzogliches Ministerium des Innern, Karlsruhe 1904, S. 92. Näheres hierzu siehe S. 91, Anm. 1 und S. 93.

108

B

1 2 3

Geographische Dimension ORT 9 Ort REGION 10 Region STAAT 11 Staat

4

PROVINZ

12 Provinz

Nominal

5

REGBEZ

13 Regierungsbezirk

Nominal

6

KREIS

14 Kreis

Nominal

7

KREISSYS

15 Kreis systematisch

Nominal

8

REGB1939

16 Regierungsbezirk 1939

Nominal

9 10

ORTSID

17 Orts-ID 18 Ortsgrößenklasse

Nominal Ordinal

11

EINWOHNER

Metrisch

12

ZONE

19 Einwohnerzahl des Ortes 20 Strukturzone

ORTSTYP

Nominal Nominal Nominal

Metrisch

1 […] 26 0 101 […] 2600 0 1010 […] 26003 0 1 […] 916 999 101000 […] 2600308 0 1 […] 62 0

siehe separate Übersicht im Anhang nicht näher spezifiziert siehe separate Übersicht im Anhang nicht näher spezifiziert siehe separate Übersicht im Anhang nicht näher spezifiziert siehe separate Übersicht im Anhang nicht näher spezifiziert siehe separate Übersicht im Anhang nicht näher spezifiziert siehe separate Übersicht im Anhang nicht näher spezifiziert

0 keine Angaben 1 Großstadt (> 100.000 Einw.) 2 Mittelstadt (20.000 - 100.000 Einw.) 3 Kleinstadt (5.000 - 20.000 Einw.) 4 Landstadt (2.000 - 5.000 Einw.) 5 Kurort 8 Dorf (2.000 - 5.000 Einw.) 9 Dorf (< 2.000 Einw.)

Fehlende Werte

Speicherformat

Wertlabel

Werte

Meßniveau

Variablenlabel

Position

Variable

Variablennummer

Tabelle 4.6: Codeliste – Geographische Dimension (B.1–B.12)

A40 A30 F2

0

F4

0

F6

0

F3

999

F10

0

F8

0

F8 F1

0

F8

0

F8.1

0

109 alle Variablen – außer ORT und REGION – nachträglich konstruiert, um den Einfluß des Raumes auf das Untersuchungsergebnis einfangen zu können. Hierfür wurden Variablen in den Datensatz aufgenommen, die erstens die geographische Verortung der einzelnen Fälle ermöglichen, zweitens Auskunft über deren Entwicklungsstand der Wohnregion hinsichtlich Wirtschaftsstruktur und Urbanisierung geben und drittens die Größe des Wohnortes bezeichnen. Es lassen sich also für die meisten in den Datensatz integrierten Haushaltsrechungen Aussagen darüber treffen, woher sie stammen, ob es sich dabei um eine fortschrittliche oder rückständige Region handelt und ob der betreffende Haushalt eher in einem städtischen oder einem dörflichen Umfeld lebte. 4.2.2.1. Identifikation des geographischen Ortes Die meisten der dem Datensatz zugrunde liegenden Quellen nennen für jeden Haushalt den Namen des Ortes, in dem der Haushalt lebte. Dieser wurde in der Variablen ORT aufgenommen. Um die Orte leichter identifizierbar zu machen, wurden sie bei der Eingabe normalisiert, d.h. es wurde zwar die damals in Deutschland übliche Ortsbezeichnung verwendet, jedoch der heute üblichen Schreibweise angepasst. So wurde bspw. zwar „Köln“ anstatt „Cöln“ aufgenommen, aber „Breslau“ nicht durch „Wrocław“ oder „Mülhausen“ nicht durch „Mulhouse“ ersetzt. Spätere Eingemeindungen wurden nicht berücksichtigt, es zählte die kommunale Zugehörigkeit eines Ortes zum Zeitpunkt der Erhebung. So taucht im Datensatz eine Haushaltung aus Zeilsheim im Jahr 1911 auf, das 1917 der Stadt Höchst eingemeindet wurde, die 1928 mitsamt allen Stadtteilen ihrerseits mit Frankfurt am Main vereinigt wurde. Hingegen war die Stadt Kalk 1910 nach Köln eingemeindet worden, so dass der dort ansässige Haushalt, dessen Haushaltsrechnung für 1914 erfasst wurde, in Köln-Kalk verortet wurde. Desweiteren wurden die Ortsnamen vereinheitlicht, also grundsätzlich wurde etwa „Halle/Saale“ statt „Halle an der Saale“ oder „Halle a. d. S.“ notiert, egal wie der Name in der Quelle auftauchte. Insgesamt weist der Kölner Datensatz 744 verschiedene Ortsbezeichnungen auf, in denen sich 3.541 Haushalte verorten ließen – bei 453 Haushaltsrechnungen war in der jeweiligen Quelle kein Ort angegeben. Bei 373 dieser Haushaltsrechnungen gab es keinerlei Angaben, wo sich der Haushalt in Deutschland befand,56 bei immerhin 80 weiteren Haushaltsrechnungen fanden sich wenigstens mehr oder minder genaue Angaben zur Region, wo sich der Wohnort befand. Dies waren z. T. recht genaue Angaben wie „Eifel“ oder „Magdeburger Börde“, aber auch sehr grobe wie „Rheinprovinz“ oder „Württemberg“; sie wurden unter REGION in den Datensatz aufgenommen, um eine möglichst genaue Verortung des Haushaltes trotz fehlender Ortsangabe zu ermöglichen. Ähnliches galt auch für 56

Diese nur mit „Deutschland“ oder „Deutsches Reich“ oder gar nicht bezeichneten Fälle entstammen sämtlich vier Quellen: Carl Kindermann, Zur organischen Güterverteilung. Bd. II: Die Glasarbeiter Deutschlands und der Vereinigten Staaten von Amerika in ihrer allgemeinen materiellen Lage, Leipzig 1896 (QUELLE 93), Heyde (1916) (QUELLE 123), Anonymus, Der Haushalt des Postassistenten, in: Deutsche Postzeitung, 14. Jg. (1903a), S. 617–620 und S. 648–652 (QUELLE 127) sowie Bureau of Labor (1890) bzw. (1891) (QUELLE 150).

110 516 Haushaltsrechnungen, die zwar eine Ortsangabe besitzen, die jedoch keine konkrete Gemeinde bezeichnet, sondern ebenfalls nur eine ungefähre Angabe zur Region gibt (wie „Größeres Taunusbad“ oder „Dorf im Eichsfeld“), wenn sie nicht sogar nur eine Ortskategorie („Dorf“, „Kleinstadt“ etc.) darstellt.57 Insgesamt 283 der 744 Ortsbezeichnungen, die im Datensatz auftauchen, sind solch allgemeiner Art. Im Umkehrschluss bedeutet dies, dass sich 461 Städte und Gemeinden, aus denen Haushaltsrechnungen vorliegen, konkret identifizieren lassen. Die Orte, in denen die meisten der Haushalte des Datensatzes wohnten, sind Hamburg (271 Fälle) und Berlin (184 Fälle). Mehr als hundert Fälle wurden noch in den Großstädten Breslau, Saarbrücken und Dresden aufgenommen. Dagegen gibt es auch 185 Orte, aus denen nur jeweils ein einziger Haushalt stammt.58 Abb. 4.1 macht diese Verteilung – soweit sich die Orte finden ließen – sichtbar.59 Deutlich erkennt man das starke Gewicht der Großstädte mit ihren großen Fallzahlen sowie eine deutliche Häufung von Haushalten in den Industrieregionen an Rhein und Ruhr, Sachsen und Oberschlesien. Die Landkarte mag einen ersten optischen Eindruck von der regionalen Häufigkeitsverteilung unserer Fälle geben. Um die Lage der einzelnen Orte aber im Detail geographisch verorten zu können, wurden sie den 915 kleinsten Verwaltungsbezirken des Deutschen Reiches – Stand Ende 1887 – zugeordnet, üblicherweise waren dies die Land- bzw. Stadtkreise.60 Diese 915 Kreise wurden mit einer durchlaufenden dreistelligen Identifikationsnummer versehen, die den einzelnen Orten manuell zugeordnet wurde (Variable KREIS). 57 58 59

60

Darunter befinden sich etwa die 240 Fälle aus QUELLE 9, die jeweils nur eine Angabe enthalten, in welchem Kreis der aufgenommene Haushalt lebt, nicht jedoch in welchem Ort (Laspeyres (1876)). Für eine vollständige Liste der im Datensatz enthaltenen Orte nebst Häufigkeitsverteilung siehe Tab. A.1 im Anhang, S. 280. Bei der Erstellung dieser Landkarte mit Hilfe eines EDV-gestützten geographischen Informationssystems (GIS) waren mir Dirk H OFFMEISTER und Alexander G RAEFF behilflich. Beim Kartenlayout half mir mein Bruder Bodo F ISCHER. Allen dreien sei auf diesem Wege herzlich gedankt. Die notwendigen Shapefiles, um die deutschen Staaten in ihren Grenzen von 1871 zeigen zu können, überließ mir Dr. Andreas K UNZ vom Institut für Europäische Geschichte an der Universität Mainz, dem hiermit ebenfalls herzlich gedankt sei. Außerhalb Preußens waren weitere Bezeichnungen üblich, in Bayern etwa „Unmittelbare Stadt“ und „Bezirksamt“, in Sachsen „Amtshauptmannschaft“, in Württemberg „Oberamt“, „Amtsbezirk“ in Baden, „Landwehrkompagniebezirk“ in Mecklenburg-Schwerin, „Amt“ in Oldenburg oder schlicht „Verwaltungsbezirk“ in Sachsen-Weimar. Das Herzogtum Mecklenburg-Strelitz unterteilte sein Staatsgebiet lediglich in die Kernlande und das Fürstentum Ratzeburg, die Fürstentümer Schwarzburg-Sondershausen und Schwarzburg-Rudolstadt unterschieden jeweils nur Oberherrschaft und Unterherrschaft. Einige Kleinststaaten, etwa das Fürstentum Schaumburg-Lippe, verzichteten ganz auf Untergliederungen ihres Herrschaftsbereichs, so dass das Fürstentum selbst als kleinster Verwaltungsbezirk aufgenommen wurde. Dies geschah auf Grundlage der Verwaltungsstruktur des Deutschen Reiches am Ende des Jahres 1887. Als Grundlage diente die amtlich verwendete Kreiseinteilung des Jahres 1880 (siehe etwa Kaiserliches Statistisches Amt (Hrsg.), Berufsstatistik nach der allgemeinen Berufszählung vom 5. Juni 1882. 1. Berufsstatistik des Reichs und der kleineren Verwaltungsbezirke (Statistik des Deutschen Reichs, N.F. Bd. 2), Berlin 1884, S. 214-422). Da jedoch das Ortsverzeichnis, mit dessen Hilfe die einzelnen im Datensatz vorkommenden Orte den Kreisen zugeordnet wurden (V. Grübel, Gemeinde-Lexikon für das Deutsche Reich. Alphabetische Zusammenstellung der selbständigen Ortschaften und Gutsbezirke (politischen Gemeinden) im deutschen Reichsgebiete, [Ansbach] 1888), nach dem Stand der Kreis-, Regierungsbezirks-, Provinz- und Staatsgrenzen Ende 1887 aufgebaut war, wurde die hier verwendete Verwaltungsstruktur

111 Abbildung 4.1: Verteilung der Haushalte über das Reichsgebiet

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

Bei 707 Fällen war dies allerdings nicht möglich, da die geographischen Angaben in der jeweiligen Quelle entweder fehlten oder nicht genau genug waren, um den Fall zweifelsfrei einem Kreis zuordnen zu können. 4.2.2.2. Zuordnung zur Verwaltungssystematik In einem zweiten Schritt wurden die Identifikationsnummern der einzelnen Kreise jeweils einer siebenstelligen systematischen Nummer zugeordnet (Variable KREISSYS). Anhand dieser Nummer lässt sich die Zugehörigkeit des Kreises (und damit auch des Ortes) zu den übergeordneten Verwaltungsgliederungen erkennen. Sie setzt sich zusammen aus einer zweistelligen Kennzeichnung des Bundesstaates, einer zweistelligen für die Provinz, einer Stelle für den Regierungsbezirk und zweier Stellen für den Kreis. So erhielt zum Beispiel entsprechend angepasst. Dies geschah mit Hilfe der einschlägigen Bände von Walther Hubatsch u. a. (Hrsg.), Grundriß zur deutschen Verwaltungsgeschichte 1815 – 1945, 22 Bde. Marburg 1975–1983.

112 der Landkreis Köln (Variable KREIS: 257) die Nummer 0108307. Sie lässt sich wie folgt aufschlüsseln:

ss

pp

r

kk

01

08

3

07 Landkreis Köln Regierungsbezirk Köln Rheinprovinz Land Preußen

Jede Verwaltungsgliederung bekam eine nach diesem System angelegte Nummer. Damit ist es also möglich, an den systematischen Nummern der jeweils kleinsten Verwaltungsebene direkt ihre Zugehörigkeit zu allen höheren Ebenen zu erkennen und die Werte der Variablen, die die einzelnen Verwaltungseinheiten kennzeichnen, aus den Werten der Variable KREISSYS eindeutig zu erschließen. In unserem Beispiel lauten sie: Variable KREIS : Variable KREISSYS : Variable REGBEZ : Variable PROVINZ : Variable STAAT:

257 0108307 01083 0108 01

" Landkreis Köln Regierungsbezirk Köln Rheinprovinz Königreich Preußen

Diesen systematischen Nummern wurden in der Datenbank für jede Ebene entsprechende value labels zugewiesen, um die direkte Identifikation in den Auswertungen zu erleichtern. Eine detaillierte Auflistung würde hier den Rahmen sprengen, sie findet sich im Anhang.61 Bei einigen Haushaltsrechnungen mit eher ungenauen geographischen Angaben war es allerdings möglich, zumindest einige der höheren Verwaltungsgliederungen herauszufinden, selbst wenn sich der Ort und damit der Kreis nicht bestimmen ließen, so dass R EGIERUNGSBEZIRK (3.388), P ROVINZ (3.563) und STAAT (3.570) mehr gültige Werte besitzen als KREIS bzw. KREISSYS (3.287). 4.2.2.3. Industrialisierung und Urbanisierung – der regionale Entwicklungsstand Um qualitative Aussagen zum regionalen Entwicklungsstand zu ermöglichen, um also im Datensatz identifizieren zu können, ob der betreffende Haushalt in einer fortschrittlichen, bereits relativ stark von der Industrialisierung erfassten, oder aber einer rückständigen Region lebte, wurde ein von Harald F RANK vorgeschlagener Modernisierungsindex mit 61

Siehe Tab. A.2 – Tab. A.5, S. 283ff.

113 der Variablen ZONE in den Datensatz integriert.62 In seiner Untersuchung der regionalen Entwicklungsdisparitäten im deutschen Industrialisierungsprozess benutzt F RANK diesen Modernisierungsindex, um Wirtschaftsräume innerhalb des Deutschen Reiches zu identifizieren, die sich durch unterschiedliche Entwicklungsverläufe kennzeichnen. Der Index misst die Modernität einer Region als Anteil der Beschäftigten in den als fortschrittlich angenommenen Sektoren Gewerbe, Handel und Verkehr an allen Erwerbstätigen sowie am Grad der Urbanisierung. F RANK versucht damit die Tatsache zu erfassen, dass Industrialisierung und Urbanisierung räumlich und kausal Hand in Hand gingen. Insofern stellt ein hoher Urbanisierungsgrad „nicht nur ein Indiz für moderne Produktionsstrukturen [dar], sondern auch für moderne Lebensformen.“63 Als kleinste räumliche Einheit wählte F RANK die den preußischen Regierungsbezirken entsprechenden mittleren regionalen Verwaltungseinheiten, für die er den Modernisierungsindex aus dem Material der amtlichen Berufs- und Volkszählungen errechnete.64 Aus diesen Werten für die Regierungsbezirke bildete er gewichtete Mittelwerte, um den Stand des wirtschaftlichen Fortschrittes möglichst homogener Wirtschaftsräume vergleichen zu können. In dieser Arbeit soll der F RANK’sche Index aber als Kennzeichen für den Entwicklungsstand eines möglichst eng gefassten Territoriums zu einem gewissen Zeitpunkt, nämlich dem Jahr der Erhebung des dort angesiedelten Falles, dienen. Dementsprechend werden die von F RANK konstruierten Wirtschaftsräume außer Acht gelassen und stattdessen seine Ursprungsdaten für jeden einzelnen Regierungsbezirk verwendet. Somit kann die Berechnungsformel des Modernisierungsindexes um die Durchschnittsbildung und die Gewichtungen der einzelnen Regierungsbezirke innerhalb der Wirtschaftsräume vereinfacht werden. Der hier verwendete Index berechnet sich dementsprechend wie folgt: M kt =

4

∑ XkSt

S=1

wobei

M kt XkSt

den Modernisierungsindex M des Territoriums k zum Zeitpunkt t, den prozentualen Anteil des Merkmals S im Territorium k zum Zeitpunkt t,

mit

S=1

und

S=2 S=3 S=4

Anteil der Beschäftigten in Industrie und Handwerk an allen Erwerbstätigen (hier und im Folgenden: nur hauptberuflich Beschäftigte), Anteil der Beschäftigten im Handel an allen Erwerbstätigen, Anteil der Beschäftigten im Verkehrswesen an allen Erwerbstätigen Anteil der Bevölkerung in Orten über 5.000 Einwohnern an der Gesamtbevölkerung.

62

63 64

Siehe zu diesem Index Harald Frank, Regionale Entwicklungsdisparitäten im deutschen Industrialisierungsprozeß 1849-1939. Eine empirisch-analytische Untersuchung, Münster/Hamburg 1994, vor allem S. 50–56. Ebenda, S. 51. Ebenda, S. 31.

114 Dieser Index wurde von F RANK für die Jahre 1849, 1882, 1907 und 1939 berechnet, seine Bestandteile zusätzlich noch für 1895. Diese Jahre ergaben sich durch das Vorhandensein einschlägiger Quellen: der Zollvereins- bzw. Reichsberufszählungen, die für eben diese Jahre erhoben wurden.65 Zum Zweck einer möglichst treffenden Kennzeichnung des Entwicklungsstandes der Heimatregion eines Haushaltes im Jahr der Aufnahme der betreffenden Haushaltsrechnung wären freilich Werte für jedes einzelne Jahr des Untersuchungszeitraumes (1859 bis 1914) wünschenswert. Da es jedoch keine empirisch erfassten statistischen Werte für die zwischen den Erhebungen liegenden Jahre gibt, mussten sie mittels linearer Interpolation konstruiert werden. Hierfür wurden Werte für den Modernisierungsindex für alle Jahre zwischen 1859 und 1881, 1883 und 1906 sowie 1908 und 1914 unter der Annahme einer linearen Entwicklung zwischen den durch F RANKs Werte empirisch gesicherten Marken konstruiert, so dass jedem im Datensatz vorkommenden Fall ein möglichst adäquater Wert zugewiesen werden konnte. Dies gilt allerdings nur für die 62 Regierungsbezirke, für die F RANK Werte liefert. Ohne darauf überhaupt einzugehen, finden sich für sieben Bereiche des Deutschen Reiches, Gebietsstand 1887, bei F RANK nämlich keine Werte: für die Herzogtümer Braunschweig und Anhalt, die Fürstentümer Schaumburg-Lippe und Lippe, für die beiden Hansestädte Bremen und Hamburg sowie für die Reichslande Elsaß-Lothringen. Da aus diesen Regionen immerhin 389 Fälle stammten, die ansonsten nicht mit einer Modernisierungskennzahl hätten versehen werden können, wurde der Modernisierungsindex für diese Regionen nachträglich selbst berechnet. Dies war jedoch nur für den Zeitraum 1882 bis 1914 mit einem vertretbaren Aufwand möglich. Insofern konnte den 59 Haushaltsrechnungen, die aus einer jener Regionen stammten und zwischen 1859 und 1881 aufgenommen worden waren, keine Indexziffer zugewiesen werden.66 Hinzu kommen weitere 606 Fälle, die keinem Regierungsbezirk zugeordnet werden konnten, so dass letzlich 3.330 Fälle hinsichtlich des Entwicklungsstandes ihrer Region gekennzeichnet werden konnten.

4.2.2.4. Kategorisierung des Wohnortes – das lokale Umfeld Um mögliche Unterschiede zwischen ländlichen und städtischen Haushalten im Datensatz in die Untersuchung einbeziehen zu können, sollte den Wohnorten der erfassten Haushalte eine Ortsgrößen-Variable zugeordnet werden (Variable ORTSTYP). Die Kategorien der Variablen orientieren sich an der in der zeitgenössischen amtlichen Statistik üblichen Einteilung in sieben Kategorien: Großstadt (> 100.000 Einwohner), Mittelstadt (20.000–100.000 Einwohner), Kleinstadt (5.000–20.000 Einwohner), Landstadt (2.000–5.000 Einwohner), größeres Dorf (2.000–5.000 Einwohner), kleineres Dorf (< 2.000 Einwohner) sowie der 65 66

Frank (1994), S. 17. Für nähere Informationen zu den Berechnungs- und Schätzverfahren siehe die Anmerkungen zu Tab. A.7, S. 297.

115 von der Einwohnerzahl unabhängigen Kategorie Kurort.67 Die Zuordnung der erfassten Haushaltsrechnungen zu diesen Kategorien geschah in mehreren Schritten. Wie oben beschrieben, besitzen 3.541 Haushaltsrechnungen einen eindeutig identifizierbaren Ortsnamen. Durch Verknüpfung mit der im Zentralarchiv für Empirische Sozialforschung erhältlichen Datenbank Geohist („Geographisch-historisches Informationssystem Preußens von 1871 bis 1945“) wurden diesen in den Fällen ausgewiesenen Orten nach Möglichkeit die Einwohnerzahlen im Stichjahr zugeordnet.68 Die Datenbank Geohist diente dabei als Grundlage. Sie enthält die Daten der Volks- sowie der Berufs-/Gewerbezählungen zwischen 1867 und 1939. Für den in dieser Arbeit behandelten Zeitraum sind die Daten der Volkszählungen von 1867, 1871, 1875, 1880, 1885, 1890, 1895, 1900, 1905, 1910 und 1919 sowie die der Berufs-/ Gewerbezählungen von 1875, 1882 und 1895 von Bedeutung.69 So gefiltert umfasst die Geohist-Datenbank immer noch 13.000 Angaben zu Fläche, Bevölkerung und Gewerbe verschiedenster territorialer Einheiten von Gesamtstaaten bis hin zu Kommunen. Darunter befinden sich über alle Zeitpunkte gerechnet, insgesamt 3.557 Angaben zu Einwohnerzahlen für 628 unterschiedliche Städte und größere Landgemeinden (der kleinste Bevölkerungswert liegt bei 9.988 Einwohnern). Auf dieser Grundlage wurden mittels linearer Interpolation Näherungswerte für die zwischen den Volkszählungen liegenden Jahre für möglichst viele dieser 628 Ortschaften berechnet, um eine möglichst gute Annäherung an die tatsächliche Ortsgröße im betreffenden Stichjahr zu erreichen.70 Die einzelnen Orte in der Geohist-Datenbank sind mit einer eindeutigen Identifikationsnummer versehen, die, um einen Abgleich mit unserem Datensatz zu erlauben, auch den Ortsbezeichnungen unserer Fälle zugewiesen wurde (Variable ORTSID). Auf diese Weise konnten immerhin 1.960 Haushaltsrechnungen näherungsweise die Einwohnerzahlen der Wohnorte zugewiesen werden (Variable EINWOHNER). Hier war eine Zuordnung der jeweiligen Orte zu den oben definierten Ortsgrößenkategorien einfach mittels einer automatischen Routine möglich. Übrig blieben damit 2.034 Haushaltsrechnungen, für die eine automatische Zuordnung der Einwohnerzahl nicht möglich war. Diese teilen sich wieder in vier unterschiedliche Gruppen: • entweder die Orte fanden zwar sich in der Geohist-Datenbank, aber es ließen sich keine Einwohnerzahlen für die jeweiligen Stichjahre rekonstruieren (167 Fälle), • sie besitzen eindeutige Ortsangaben, die jedoch in der Geohist-Datenbank nicht vorkamen (1.077 Fälle), • sie besitzen Ortsangaben mit Funktionsbezeichnungen wie „Dorf im Eichsfeld“ oder „Süddeutsche Residenzstadt“, die zwar keine eindeutige Identifizierung, jedoch teilweise eine Größenklassifikation erlauben (207 Fälle), oder 67 68 69 70

Auch Armin T RIEBEL verwendete ein sehr ähnliches Ortsgrößen-Schema (Vgl. Triebel (1991b), Bd. 2, S. 9). Der Titel der Datenbank ist insofern irreführend, als dass die Datenbank auch Daten aus anderen Staaten des Deutschen Reiches sowie auch Daten der Zollvereinserhebung von 1867 umfasst. Die Berufs- und Gewerbezählung von 1907 ist in der Datenbank nicht erfasst. Zur Berechnungsmethode siehe S. 279.

116 • sie besitzen keine Angaben darüber, in welchem Ort die Haushaltsrechnung aufgenommen wurde oder aber die Angaben sind nicht ausreichend, um sie nach der Ortsgröße zu klassifizieren (583 Fälle). Während im letzten Fall keine Einordnung in die Ortsgrößenkategorien möglich war, konnten immerhin 1.284 Fälle der oberen drei Kategorien manuell eingruppiert werden. Bei 750 Haushaltsrechnungen war die Größe des Wohnortes nicht hinreichend genau zu bestimmen.

4.2.3. Haushaltsstruktur Die strukturelle Zusammensetzung der einzelnen Haushalte wird im „Kölner Datensatz“ mit fünf numerischen Variablen abgebildet, die allesamt direkt aus den Quellen aufgenommen werden konnten. Die Variablen ERW und KINDER bezeichnen die Mitglieder der Kernfamilie des betrachteten Haushaltes, also üblicherweise Eltern und leibliche wie angenommene Kinder, die am Ende des jeweiligen Beobachtungszeitraums am Leben waren. Hinzu kommen Großeltern, die im Haushalt leben. Erwachsene Kinder (über 18 Jahre) wurden der Variablen ERW zugerechnet, minderjährige der Variablen KINDER. Minderjährige Kinder, die bereits das Alter von 14 Jahren erreicht hatten und somit nach zeitgenössischen Maßstäben arbeitsfähig waren, wurden zusätzlich in der Variablen KDBE RUF erfasst. Alle übrigen im Haushalt versorgten Personen (sonstige Verwandte, häusliche

C

Haushaltsstruktur 23 Zahl der Erwachsenen KINDER 24 Zahl der Kinder KDBERUF 25 Zahl der arbeitenden Kinder ANDERE 26 Sonstige zum Haushalt gehörende Personen

1 2 3 4

ERW

5

ANZAHL

27 Gesamtgröße des Haushalts

Metrisch Metrisch Metrisch Metrisch

F1 F2 F2 F2

Metrisch

F8

Fehlende Werte

Speicherformat

Wertlabel

Werte

Meßniveau

Variablenlabel

Position

Variable

Variablennummer

Tabelle 4.8: Codeliste – Haushaltsstruktur (C.1–C.5)

Bedienstete oder Gesinde etc.) wurden in der Variablen ANDERE aufgenommen. Nicht mitgezählt wurden hierbei Untermieter o.ä., die zwar unter demselben Dach lebten wie der buchführende Haushalt, jedoch getrennt von ihm wirtschafteten. Die Variable ANZAHL schließlich ist die Summe der drei Variablen ERW, KINDER und ANDERE. Es handelt sich

117 wohlgemerkt um die schlichte Gesamtgröße des Haushalts, in die ein Säugling nicht anders gewichtet einging als ein Erwachsener.71

4.2.4. Beruf, Stand und Klasse Nach wie vor ist wohl Karl G RÜMERs Einschätzung gültig, dass das Merkmal „Beruf“ „in gleicher Weise wie für die empirische Sozialforschung [. . . ] auch für die historische Sozialforschung die zentrale Variable zur sozialen Verortung eines Menschen“ darstelle.72 Auch wenn bei der vorliegenden Untersuchung das Konsumverhalten der Haushalte als klassifizierendes Merkmal genutzt werden soll, so bleibt die Stellung im Beruf dennoch eine wesentliche Größe zur Identifizierung eines Haushaltes. Aus diesem Grund beziehen sich ganze 16 Variablen auf diese Dimension.

D

71

72

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16

Dimension Beruf, Stand, Klasse 28 Beruf des Mannes FBERUF 29 Beruf der Frau K1BERUF 30 Beruf des ersten Kindes K2BERUF 31 Beruf des zweiten Kindes K3BERUF 32 Beruf des dritten Kindes K4BERUF 33 Beruf des vierten Kindes K5BERUF 34 Beruf des fünften Kindes HISCO1 35 HISCO Berufshauptgruppe HISCO2 36 HISCO Berufsuntergruppe HISCO3 37 HISCO Berufsgattung HISCO5 38 HISCO Berufskategorie STATUS 39 HISCO status RELATION 40 HISCO relation PRODUCT 41 HISCO product HISCLASS 42 HISCLASS BERUF 85 Berufsstellung MBERUF

Nominal Nominal Nominal Nominal Nominal Nominal Nominal Ordinal Ordinal Ordinal Ordinal Nominal Nominal Nominal Ordinal Ordinal

A45 A40 A40 A40 A40 A40 A40 F1 F2 F3 F5 F2 F2 F2 F2 F2

Fehlende Werte

Speicherformat

Wertlabel

Werte

Meßniveau

Variablenlabel

Position

Variable

Variablennummer

Tabelle 4.9: Codeliste – Dimension Beruf, Stand, Klasse (D.1–D.16)

-1 -1 -1 -1

-9, -1

Eine nach Konsumeinheiten gewichtete Summe ließe sich jedoch leicht aus den hier aufgenommenen Variablen berechnen. Zur Problematik der sinnvollsten Gewichtung von Kindern und Erwachsenen bei der Konstruktion einer solchen Äquivalenzskala siehe Triebel (1991a), der dreizehn Versuche, Verpflegungseinheiten festzulegen, tabellarisch auflistet. Karl-Wilhelm Grümer, Soziale Ungleichheit und Beruf. Zur Problematik der Erfassung des Merkmals ‚Beruf‘ bei der Sozialstrukturanalyse gegenwärtiger und historischer Gesellschaften, in: Historical Social Research – Historische Sozialforschung, Bd. 9 (1984), Nr. 4, S. 4–36, hier: S. 22.

118 Ausgangspunkt war – ähnlich wie bei der regionalen Dimension die Aufnahme der Wohnorte – die Erfassung der in fast allen Quellen gemachten Angaben zum Beruf des Haushaltsvorstandes.73 Entsprechend des patriachalischen Familienbildes in der hier untersuchten Epoche war dies weit überwiegend (3.945 Fälle) der Mann, der Ehemann, der Familienvater. Nur bei Haushalten, in denen es schlicht keinen männlichen Haushaltsvorstand gab, sondern ledige oder verwitwete Frauen allein oder mit ihren minderjährigen Kindern lebten, wurde laut den Angaben in der Quelle die weibliche Berufsbezeichnung zur Identifikation herangezogen (47 Haushalte).74 Die Berufe von Mann und Frau – sofern letzterer denn angegeben war, in den weitaus häufigsten Fällen war er es nämlich nicht – wurden in den Variablen MBERUF und FBERUF aufgenommen, ebenso auch die Berufe mitarbeitender Kinder in K 1 BERUF bis K 5 BERUF.75 Hierbei wurde grundsätzlich die Berufsbezeichnung aus der Quelle möglichst original übernommen. Lediglich bei mehrteiligen Bezeichnungen wie „Arbeiter in einer Chemiefabrik“ wurde die Angabe zu „Arbeiter (Chemiefabrik)“ zusammengezogen. Um die Berufsbezeichnungen bei der Eingabe möglichst wenig zu verfälschen, wurden auch Berufsbezeichnungen der in englisch oder französisch verfassten Quellen in der ursprünglichen Sprache belassen.76 Aus diesem Grund gingen in den Datensatz zahlreiche Berufsnamen ein, die dieselben oder zumindest sehr eng verwandte Tätigkeiten bezeichnen, etwa „Klempner“ neben „Installateur“ und „Bauflaschner“. 4.2.4.1. Klassifikation der Berufsangaben: das HISCO-Schema Um die 919 im Kölner Datensatz auftauchenden Berufsbezeichnungen überhaupt sinnvoll auswerten zu können, war es notwendig, sie mittels eines einschlägigen Schemas zu klassifizieren.77 Diese Möglichkeit bot ein in einem internationalen Forschungsprojekt in den 73

74

75

76

77

Lediglich bei zwei Haushalten wurde der Beruf des Haushaltsvorstandes als explizit unbekannt vermerkt. Hierbei handelt es sich um die Fälle 3.947 und 3.956, beide der Q UELLE 125 entstammend. Statt einer Berufsbezeichnung erscheint hier jeweils ein Fragezeichen (Krziža (1914), S. 217 und 220). Zu den besonderen Erfordernissen und den noch bei zeitgenössischen Daten bestehenden Problemen bei der Klassifikation weiblicher Berufsangaben siehe Harry B. G. Ganzeboom, Paul M. De Graf und Donald J. Treiman, A Standard International Socio-Economic Index of Occupational Status, in: Social Science Research, Bd. 21 (1992), S. 1–56, hier: S. 14–15. Wie oben bereits angedeutet, war schon der Beruf der Frau in den meisten Fällen nicht zu erfassen (lediglich bei 864 Haushalten war es möglich). Für die Berufe der Kinder trifft dies in potenzierter Form zu: Während schon der Beruf des ersten Kindes nur bei 177 Haushalten angegeben war, findet sich der Beruf eines fünften Kindes nur noch in einem einzigen Fall. Der Aussagewert dieser Variablen ist also gering. Es handelt sich hierbei um dieselben Quellen, bei denen die Geldbeträge nachträglich aus amerikanischen Dollar oder französischen Francs in Mark umgerechnet wurden. Siehe hierzu den Abschnitt 4.2.1., S. 103. In der soziologischen Literatur vor allem der 1970er und 1980er Jahre finden sich zahlreiche Klassifikationsschemata. Siehe hierzu Grümer (1984), S. 13–21 bezüglich gegenwartsbezogener empirischer Sozialforschung, S. 21–27 bezüglich der historischen Sozialforschung. Für internationale Ansätze siehe etwa Ganzeboom, Graf und Treiman (1992), v.a. S. 2–7. Zur Klassifikation gegenwärtiger Berufsbezeichnungen siehe Alfons G EIS, Handbuch für die Berufsvercodung, ZUMA Mannheim, Stand Juni 2007, online

119 vergangenen zehn Jahren entwickeltes Klassifikationsschema mit dem Namen Historical International Standard Classification of Occupations, kurz: HISCO.78 Im Vergleich zu anderen Klassifikationsschemata ist HISCO international anschlussfähig und ermöglicht überdies eine Eingruppierung von Haushalten sowohl unter ökonomischen (etwa hinsichtlich der Branchen, in denen die Haushalte beschäftigt sind) wie unter soziologischen Fragestellungen (etwa hinsichtlich der Stellung des Haushaltsvorstandes in Beruf und Gesellschaft) und dies auf drei unterschiedlichen Aggregationsniveaus.79 Aufbauend auf dem von der Internationalen Arbeitsorganisation (ILO) 1968 entwickelten ISCO68-Schema dient das HISCO-Schema der Vergleichbarmachung internationaler Berufsbezeichnungen aller Sektoren, Tätigkeiten und Gewerbe.80 Im Folgenden soll die Struktur des HISCO-Schemas kurz dargestellt werden. Dabei werden der besseren Vergleichbarkeit halber neben den deutschen Strukturbezeichnungen auch die im Original ausgewiesenen englischen genannt. Das HISCO-Schema gliedert sämtliche Berufe zunächst in dieselben sieben Hauptgruppen wie ISCO-68 (Major groups), die, um der nötigen Differenzierung gerecht zu werden, mit den Ziffern 0 bis 9 codiert werden:81

78

79

80

81

erhältlich unter: http://www.gesis.org/fileadmin/upload/dienstleistung/tools_standards/hdb_0706.pdf, aufgerufen am 20.10.2008. Vgl. zur Entstehung des HISCO-Schemas Marco H. D. van Leeuwen, Ineke Maas und Andrew Miles (Hrsg.), Historical international standard coding of occupations. Status quo after coding 500 frequent mal occupations (HISMA Occasional Papers and Documents Series, Bd. 3), Berlin 1998, Marco H. D. van Leeuwen, Ineke Maas und Andrew Miles, Final HISCO coding principles, in: Marco H. D. van Leeuwen, Ineke Maas und Andrew Miles (Hrsg.), Historical International Standard Coding of Occupations. Final coding principles with examples from Norway and Germany (HISMA Occasional Papers and Documents Series, Bd. 4), Berlin 1999, S. 5–25 und Ders., Creating a Historical International Standard Classification of Occupations. An Exercise in Multinational Interdisciplinary Cooperation, in: Historical Methods, Bd. 37 (2004), Nr. 4, S. 186–197. Zum Aufbau und zur Funktionsweise der endgültigen Version vgl. Ders., HISCO - Historical International Standard Classification of Occupations, Leuven 2002. Die Klassifikation ist als Datenbank online zugänglich unter http://historyofwork.iisg.nl, aufgerufen am 24.08.2008. Alternativ wäre das von Reinhard S CHÜREN u.a. zur Untersuchung der sozialen Mobilität in Deutschland entwickelte, ähnlich durchdachte und ausgereifte Klassifikationsschema in Frage gekommen. Es hätte jedoch nicht den Vorteil der internationalen Anschlussfähigkeit des HISCO-Schemas geboten (siehe hierzu Reinhard Schüren, Soziale Mobilität. Muster, Veränderungen und Bedingungen im 19. und 20. Jahrhundert, St. Katharinen 1989, S. 33–40 und S. 313–361). Das ISCO-68-Schema wurde als Grundlage für HISCO dem älteren ISCO-58 wie auch dem ISCO88-Schema vorgezogen, da es auf der einen Seite umfangreicher als das ältere Schema ist und auf der anderen Seite noch eine größere Zahl historischer Berufe enthält, die in der neueren Version nicht mehr berücksichtigt wurden (siehe hierzu van Leeuwen, Maas und Miles (2002), S. 10–11 und Ders. (2004), S. 187–188). Es gab bereits frühere, bei weitem jedoch nicht so umfangreiche Ansätze, das ISCO68-Schema auf historische Berufsbezeichnungen anzuwenden, etwa Donald J. Treiman, A Standard Occupational Prestige Scale for Use with Historical Data, in: Journal of Interdisciplinary History, Jg. 7 (1976), Nr. 2, S. 283–304. Die englische Version ist dem HISCO-Kodier-Handbuch entnommen (van Leeuwen, Maas und Miles (2002), S.39). Die deutschen Bezeichnungen entstammen weitgehend der Übersetzung der ISCO68-Klassifikation (Statistisches Bundesamt (Hrsg.), Internationale Standardklassifikation der Berufe. Übersetzung der „International Standard Classification of Occupation“ des Internationalen Arbeitsamtes, Genf, 1968. Deutsche Ausgabe 1968, Stuttgart, Mainz 1971). Den einzigen Unterschied zwischen

120 0/1 2 3 4 5 6

7/8/9

Wissenschaftler, Techniker und verwandte Fachkräfte

Professional, technical and related workers Verwaltungs- und Management/-berufe Administrative and managerial workers Clerical and related Bürokräfte und verwandte Berufe workers Handelsberufe Sales workers Dienstleistungsberufe Service workers Berufe des Pflanzenbaus, der Tier-, Forst- und Fisch- Agricultural, animal husbandary and forewirtschaft sowie der Jagd stry workers, fishermen and hunters Gütererzeugende und verwandte Berufstätigkeiten, Be- Production and related transport dienung von Transportmitteln und Handlangertätigkei- workers, equipment operators ten and labourers

Diese sieben Hauptgruppen befinden sich auf der ersten Ebene einer komplexen Baumstruktur, direkt an der Wurzel. Diese Hauptgruppen lassen sich wiederum in 75 Untergruppen, den sogenannten Minor Groups, unterteilen, die zweistellig klassifiziert sind (0-1 bis 9-9).82 Noch feiner verästelt sich das System in 296 Berufsgattungen, sogenannte Unit Groups mit dreistelliger Codierung (0-11 bis 9-99), und schließlich in die 1.671 eigentlichen Berufskategorien („Occupational Categories“), nach denen sich historische Berufsbezeichnungen gruppieren lassen (0-11.10 bis 9-99.30).83 Jede dieser Berufskategorien wird also gekennzeichnet durch eine fünfstellige Identifikationsnummer (x-xx.xx), an denen sich jeweils auch die übergeordnete Berufsgattung (x-xx), -untergruppe (x-x) und -hauptgruppe (x) erkennen lässt. Anders herum gedacht, lässt sich mit Hilfe dieses Entscheidungsbaums jede Berufsbezeichnung einer konkreten Berufskategorie zuweisen. Deklinieren wir dieses Gruppierungsverfahren einmal am Beispiel des ehrenwerten Berufsstandes des „Drahtziehers“ durch. Beim Blick auf die grobe Gliederung der Berufshauptgruppen stellen wir ohne Schwierigkeiten fest, dass der Drahtzieher zu den gütererzeugenden Berufen und somit in die

82 83

HISCO und ISCO-68 auf der Ebene der major groups stellt die für HISCO neu geschaffene Hauptgruppe 2 dar, in der alle überwiegend organisatorischen und überwachenden Funktionen, die bei ISCO-68 über mehrere Hauptgruppen verteilt waren, zusammengeführt werden (Siehe hierzu van Leeuwen, Maas und Miles (2002), S. 30, Anm. 7). Ebenda, S. 39–41. Diese Klassifikationsebene ist in Tab. A.8, S. 302, wiedergegeben. Ebenda, S. 41–87. Siehe für eine knapp zusammenfassende Darstellung der Systematik auch Ineke Maas und Marco H. D. van Leeuwen, Total and Relative Endogamy by Social Origin: A First International Comparison of Changes in Marriage Choices during the Nineteenth Century, in: Derselbe, Ineke Maas und Andrew Miles (Hrsg.), Marriage Choices and Class Boundaries: Social Endogamy in History (International Review of Social History, Supplement 13), Cambridge u. a. 2005, S. 275–295, hier: S. 277–278.

121 Berufshauptgruppe 7/8/9 gehört. Diese unterteilt sich in nicht weniger als 29 Untergruppen, von den Bergleuten, Steinbrechern, Tiefbohrern und verwandten Berufen (Code: 7-1) bis zu den Handlangern und ungelernten Handarbeitern, soweit sie nicht anderweitig klassifiziert sind (Code 9-9). Als zutreffende Untergruppe für den Drahtzieher erweist sich 7-2 – „Hüttenwerker, Gießer, Härter und verwandte Berufe“. Damit stehen nun bereits die ersten beiden Stellen des HISCO-Codes fest: 7-2x.xx. Auf dieser Ebene stehen nun zehn Berufsgattungen zur Auswahl, von denen 7-27 – „Metallzieher und Presszieher“ die naheliegende Wahl ist.84 Damit kennen wir die ersten drei Ziffern des Codes: 7-27.xx. Die letzten beiden Ziffern bezeichnen die konkrete Berufskategorie. Unter den sechs möglichen Kategorien gehören drei zur Drahtzieherei: 7-27.20 – „Drahtzieher (Handarbeiter)“, 7-27.25 – „Drahtzieher (Hand- oder Maschinenarbeiter)“ und 7-27.30 – „Drahtzieher (Maschinenarbeiter)“. Da die Berufsbezeichnung „Drahtzieher“ keine Aussagen darüber zulässt, ob es sich nun um einen handwerklich oder maschinell arbeitenden Menschen handelt, weisen wir ihm den fünfstelligen Code 7-27.25 zu. Entsprechend dieses Schemas können also die im Kölner Datensatz vorkommenden Berufsbezeichnungen ein-, zwei-, drei- und fünfstellige HISCO-Codierungen erhalten: HISCO 1

(Hauptgruppe/Major Group): (Untergruppe/Minor Group): HISCO 3 (Gattung/Unit Group): HISCO 5 (Kategorie/Category): HISCO 2

7 7-2 7-27 7-27.25

„Production and Related Workers“ „Metal Processors“ „Metal Drawers and Extruders“ „Wire Drawer (Hand or Machine)“

Grundsätzlich wurden den Berufsbezeichnungen ihr fünfstelliger HISCO-Code (in der Variablen HISCO 5) manuell zugewiesen, aus dem sich die anderen drei maschinell festlegen ließen. Einen guten Grundstock für die manuelle Klassifizierung der Berufsbezeichnungen lieferte das von VAN L EEUWEN , M AAS und M ILES erstellte HISCO-Handbuch. Dort findet sich nämlich eine stattliche Anzahl deutscher Berufsbezeichnungen, die im Rahmen des HISCO-Projektes erfasst und codiert worden waren: insgesamt 1.306 verschiedene Bezeichnungen, 1.135 männliche, 171 weibliche.85 Von den 919 verschiedenen Berufs84

85

Dies sind, um das Beispiel transparent zu halten: 7-20 – Metallarbeiter, Spezialisierung unbekannt, 7-21 – Ofenmänner des Schmelzens, Umwandelns und Raffinierens von Metall, 7-22 – Walzwerker, 7-23 – Metallschmelzer, Metallwiedererwärmer, 7-24 – Metallgießer, Formgießer, 7-25 – Former, Kernmacher (für Metallguß), 7-26 – Metallhärter, Metallvergüter, 7-27 – Metallzieher, Preßzieher, 7-28 – Elektrolytisierer, Metallisierer und schließlich 7-29 – Hüttenwerker, Gießer, Härter und verwandte Berufe, soweit nicht anderweitig klassifiziert. Ein alphabetisches Verzeichnis der deutschen Berufsbezeichnungen findet sich bei van Leeuwen, Maas und Miles (2002), S. 417–426. Die Daten entstammen den Arbeiten John K NODELs, der die Ortssippenbücher von sechs Dörfern aus verschiedenen Teilen Deutschlands hinsichtlich der Genealogie der Bevölkerung ausgewertet hatte (John E. Knodel, Demographic behavior in the past. A study of fourteen German village populations in the eighteenth and nineteenth centuries, Cambridge u. a. 1988). Im Zuge seiner Studien entstand ein Datensatz mit 17.011 Aufnahmen von Hochzeiten, Taufen und Todesfällen, dem die Berufsangaben zu entnehmen waren und der durch das HISCO-Projekt ausgewertet wurde. Siehe hierzu van Leeuwen, Maas und Miles (2002), S. 20–21 und Ineke Maas, Petra Böhnke und Nanette Maske, Coding German occupational titles into HISCO, in: Marco H. D. van Leeuwen, Ineke Maas und

122 bezeichnungen im Kölner Datensatz fanden sich 349 im HISCO-Handbuch wieder.86 Für diejenigen, die sich eindeutig zuordnen ließen, wurden die Nummern der HISCOSystematik direkt aus diesem Verzeichnis übernommen. Bei 60 Berufsbezeichnungen lieferte das Verzeichnis jedoch mehr als eine Möglichkeit der Eingruppierung.87 In diesen Fällen wurde durch eine erneute Überprüfung der Quellen versucht, eine eindeutige Zuordnung zu treffen, was dazu führte, dass schließlich 217 Haushalten mit einer der folgenden elf Berufsangaben teilweise unterschiedliche fünfstellige Codes auf der Ebene der HISCO-Kategorien zugeordnet wurden: • • • • • • • • • • •

Bauer (6-10.11 und 6-11.10), Brenner (7-49.30 und 8-93.50), Dreher (8-12.30 und 8-33.20), Finisher (7-26.90 und 7-56.00), Gallery cutter (7-11.05 und 7-49.20), Holzarbeiter (6-31.10 und 7-32.00), Laborer (7-11.05, 7-26.20 und 7-51.00), Lithograph (9-22.50 und 9-24.15), Maschinist (7-50.00 und 8-34.10), Mason (7-11.05 und 8-20.70), Weber (7-54.00 und 7-54.40).

Die übrigen 570 Berufsbezeichnungen mussten mittels einschlägiger Verzeichnisse und Lexika sinnvoll dem HISCO-Schema zugeordnet werden.88 Eine vollständige Auflistung der Berufsangaben nebst der letztendlichen HISCO-Zuordnung findet sich im Anhang

86 87

88

Andrew Miles (Hrsg.), Historical International Standard Coding of Occupations. Final coding principles with examples from Norway and Germany (HISMA Occasional Papers and Documents Series, Bd. 4), Berlin 1999, S. 75–108, hier: zur Zuweisung der HISCO-Codes vor allem S. 78–80. van Leeuwen, Maas und Miles (2002), S. 417–426, bzw. für die englischen Berufbezeichnungen der QUELLEN 103 und 150 S. 376–391, für die französischen der QUELLEN 152, 153 und 155 S. 391–417. Konkret handelt es sich dabei um folgende Bezeichnungen: Bleicher, Bohrer, Brenner, Büroassistent, Bürodiätar, Büro-Hilfsarbeiter, Dreher, Eisenwerker, Färber, Färbergehilfe, Gartenarbeiter, Gärtner, Gärtnergehilfe, Gärtnergeselle, Glaser, Glasergehilfe, Glasergeselle, Glasmacher, Heizer, Holzarbeiter, Kesselheizer, Laborant, Lagerhalter, Lagerist, Lagerplatzarbeiter, Lithograph, Lithographen-Gehilfe, Lithographie-Steinschleifer, Magazinverwalter, Maschinenbau-Bohrer, Materialienverwalter, Mechaniker, Messingbohrer, Metallarbeiter, Monteur, Presser, Rektor, Schlosser, Schlosser (Eisenbahn), Schlosser/Eichgehilfe, Schlossergehilfe, Schlossergeselle, Steinbildhauer, Steinmetz, Walzer und Walzwerkarbeiter. Hinzu kommen die englischen Berufsbezeichnungen Finisher, Gallery cutter, Laborer und Mason. Als geeignet erwiesen sich die folgenden Nachschlagewerke: Klaus Lorenzen-Schmidt, Lexikon historischer Berufe in Schleswig-Holstein und Hamburg, zusammengestellt unter Mitwirkung mehrerer Fachkollegen, Kiel 1996, Fritz Molle, Wörterbuch der Berufs- und Berufstätigkeitsbezeichnungen, GroßDenkte über Wolfenbüttel 1951, Rudi Palla, Verschwundene Arbeit. Ein Thesaurus der untergegangenen Berufe, Frankfurt am Main 1994, Reinhold Reith (Hrsg.), Lexikon des alten Handwerks. Vom Spätmittelalter bis ins 20. Jahrhundert, München 1990 und Répertoire technologique des noms d’industries et de professions français – anglais – allemands avec notices descriptives sommaires, suivi de trois

123 (Tab. A.9). Bis auf wenige Ausnahmen war auf diese Weise eine Kategorisierung möglich. Lediglich 16 der aus den Quellen übernommenen Bezeichnungen – die wenigsten von ihnen bezeichnen tatsächlich einen Beruf – entzogen sich einer Eingruppierung in das HISCO-Berufs-Schema, hiervon waren insgesamt 31 Fälle betroffen. Ihnen wurde der missing value −1 zugewiesen. 4.2.4.2. Zusatzinformationen ergänzend zur Berufskategorie Um auch diese 31 Haushalte näher bezeichnen zu können sowie anderen Berufsangaben, die für sich genommen eher unspezifisch sind, etwa „Arbeiter“ oder „Fabrikarbeiter“, zusätzliche, in der Quellen verfügbare Informationen beigeben zu können, bietet das System der HISCO-Klassifikation noch drei weitere Variablen. Diese erlauben eine genauere Differenzierung der sozialen und wirtschaftlichen Hintergründe eines Arbeitsverhältnisses (sogenannte „subsidiary classifications“), sie sind RELATION, PRODUCT und STATUS.89 Hinter dem schwammigen Begriff „Beziehung“ verbirgt sich im HISCO-Schema eine Ansammlung verschiedener Verhältnisse familiärer90 oder zeitlicher Art91 und ermöglicht zusätzlich einen Vermerk, falls jemand ehrenamtlich tätig oder arbeitsunfähig war oder Hausarbeit leistete.92 Da jedoch bei nur 68 Haushalten ein Wert für diese Variable eingetragen wurde, wird von einer näheren Beleuchtung hier abgesehen. Zur Variablen PRODUCT reicht es aus, zu sagen, dass sie den Wirtschaftszweig bezeichnet, in der der in HISCO klassifizierte Beruf ausgeübt wurde. Sie erlaubt es also, zwei Haushalte zu unterscheiden, die beide mit der wenig spezifischen Berufsangabe „Arbeiter“ bezeichnet sind, von denen der eine jedoch in der Kohleverarbeitung (PRODUCT: 11), der andere in der Textilindustrie (PRODUCT: 26) tätig war. Die im HISCO-Handbuch verwendete Branchenklassifikation entspricht dem zweistelligen Central Product Scheme der Vereinten Nationen.93 Die Variable Status des HISCO-Schemas soll hier ein wenig näher erläutert werden. Sie umfasst verschiedene Dimensionen, die den gesellschaftlichen Status eines Haushalts näher charakterisieren als es die jeweilige Berufsbezeichnung tut. Im einzelnen ermöglicht sie eine Verortung der Haushalte in folgenden fünf Kategorien mit ihren Ausprägungen – hier jeweils im englischen Original und in deutscher Übersetzung:94

89 90 91 92 93 94

listes alphabétiques des noms allemands, anglais et français, Paris, Nancy 1909. Zusätzlich fanden sich hilfreiche Hinweise in den ausführlichen Erörterungen zur Berufskategorisierung bei Triebel (1991b), Bd. 1, S. 84–192. Siehe zu diesen Variablen und ihren Ausprägungen van Leeuwen, Maas und Miles (2002), S. 315–329. Mit den Ausprägungen Ehefrau oder Witwe (11), Sohn (12), Tochter (13) und andere weibliche Verwandte (15). Mit den Ausprägungen „vormals oder im Ruhestand befindlich“ (21) oder „zukünftig“ (22). Die Ausprägung 31 bezeichnet das Ehrenamt, 41 die Invalidität und 51 die Hausarbeit. Ebenda, S. 321–329. Ebenda, S. 315–319.

124 •

Eigentumsverhältnisse (Ownership) 11 Besitzer, Inhaber 12 Pächter 14 Armer

•

Handwerkliche Karriereleiter (Artisan career) 21 Meister Master 22 Geselle Journeyman 23 Lehrling, Auszubildender Apprentice, learner 24 Handwerker Artisan

•

Über-/Unterordnungsverhältnisse (Supervisors and subordinates) 31 Chef Principal 32 Abhängig Beschäftigter ‚Worker‘ 33 Untergeordnete Tätigkeiten Subordinate 34 Leibeigene Serfs and Slaves

•

Hochschulausbildung (Tertiary education) 41 Student Student 42 Hochschulabsolvent Graduate

•

Reiner Status (‚Pure‘ status) 51 Adel 52 Prestigeanzeigende Bezeichnungen

Owner, proprietor Lease-holder, share-cropper Poor

Nobility Prestige titles

Mit „Prestigeanzeigenden Bezeichnungen“ sind hier Bezeichnungen gemeint, die auf eine gehobene gesellschaftliche Stellung hindeuten, wie etwa „gentleman“ im Englischen oder „Bürger“ im Deutschen.95 Durch die Variable STATUS können also Haushalte differenziert werden, deren Berufsbezeichnungen zu einer identischen Vercodung im HISCO-Schema führen, die aber in durchaus unterschiedlichen Milieus leben. So können sich z.B. hinter dem fünfstelligen Code 7-76.10 („Baker, general“) ein angelernter Bäckergehilfe (STATUS 33), ein fertig ausgebildeter lohnabhängiger Bäckergeselle (STATUS 22) oder auch ein selbständiger Bäckermeister (STATUS 21) verbergen. Die Zusatzvariable STATUS liefert hier also wichtige Informationen, die das Klassifikationsschema allein nicht beinhaltet hätte. Mit Hilfe der Variablen RELATION und STATUS konnten auch die meisten der in der Berufsklassifikation nicht zu erfassenden Haushalte sinnvoll eingruppiert werden. Dabei erhielten folgende der in HISCO 5 mit dem missing value versehenen Bezeichnungen einen Wert der Variablen STATUS bzw. RELATION: 95

Siehe van Leeuwen, Maas und Miles (2002), S. 316.

125

Adeliger Rentier Bürger Erwerbsunfähiger Graf und Erbdroste Handwerker Invalide Invalide (Eisenbahner) Invalide (Erz) Invalide (Steinkohle) k. A. (minderbemittelte Klassen) Kriegsinvalide Rentier Witwe

STATUS

RELATION

11 52

21

51 24

32 11

41 41 41 41 41 41 21 11

Übrig bleiben schließlich zwei Berufsbezeichnungen, die sich auch mit Hilfe der Zusatzvariablen nicht eingruppieren ließen und insofern nicht weiter auswertbar waren: „Feuerwerker“ und „Krankenbesucher“, zwei Bezeichnungen, die sich auch bei T RIEBEL in der Liste der Nicht-Einzuordnenden finden.96 Zusammen mit zwei Haushalten, für die wir überhaupt keinen Hinweis auf die berufliche Tätigkeit oder den sozialen Status des Haushaltsvorstands haben, befinden sich schließlich vier Fälle ohne jegliche berufsklassifikatorische Einordnung im Kölner Datensatz. 4.2.4.3. Einordnung in Strukturen gesellschaftlicher Ungleichheit Soziale Ungleichheit erstreckt sich auf viele Bereiche des menschlichen Lebens, weshalb eine Klassifikation solcher Ungleichheitsstrukturen, ob Klassen, Schichten oder Milieus, zwangsläufig reduktionistisch wirkt.97 Es erscheint dennoch sinnvoll, unsere Datenbank um ein Merkmal zu ergänzen, das es erlaubt, die dort aufgenommenen Haushalte nach ihrer gesellschaftlichen Stellung, ihren Lebenschancen zu gruppieren – schon allein deshalb, um einen Vergleichsmaßstab für unsere auf Grundlage der Ausgabedaten ermittelten Ergebnisse zu haben. Hierfür bot sich das von den Niederländern Ineke M AAS und Marco H. D. VAN L EEUWEN, zweien der Entwickler der HISCO-Systematik, konstruierte HISCLASS-Schema an, das ausgehend von der HISCO-Klassifikation die einzelnen Berufe auf ein zwölfgliedriges System sozialer Ungleichheit verteilt. Hierfür berücksichtigt das HISCLASS-Schema vier Kriterien sozialer Abgrenzung, die in den meisten Studien über soziale Ungleichheit als wirkungsmächtig angesehen werden:98 96 97 98

Triebel (1991b), Bd. 1, S. 97, 100. Vgl. hierzu die Position W. Allen A RMSTRONGs, zitiert in: Maas und van Leeuwen (2005), S. 279–280. Hier und im Folgenden siehe Maas und van Leeuwen (2005), S. 278–284. Vgl. hierzu auch die Übersicht über verwendete Merkmale sozialer Ungleichheit bei Gérard Bouchard, Tous les métiers du monde. Le traitement des donées professionelles en histoire sociale, Sainte-Foy (Québec) 1996, S. 33–60

126 Tabelle 4.11: Konstruktion der HISCLASS-Klassifikation sozialer Ungleichheit Manual/ non-manual

Skill

Supervision

Sector

Class labels

Non-manual

higher skilled

yes

other primary other primary other primary other

Higher managers

1

Higher professionals

2

Lower managers

3

Lower professionals, clerical and sales personnel

4

Lower clerical and sales personnel

5

Foremen

6

Medium-skilled workers Farmers and fishermen

7 8

Lower-skilled workers Lower-skilled farm workers

9 10

Unskilled workers Unskilled farm workers

11 12

no medium skilled

yes no

lower skilled

yes no

unskilled

yes no

Manual

higher skilled

yes no

medium skilled

yes no

lower skilled

yes no

unskilled

yes no

primary other primary other primary other primary other primary other primary other primary other primary other primary other primary other primary other primary other primary

Quelle: Maas und van Leeuwen (2005), S. 281

Number (Var. HISCLASS)

127 • • • •

Körperliche oder geistige Arbeit (Manual/non-manual), Qualifikationsniveau: hoch, mittel, niedrig, ungelernt (Skill), Leitende Funktion oder nicht (Supervision) und Tätig in der Urproduktion oder in einem anderen Bereich (sector).

Die verschiedenen Kombinationen dieser Merkmale ergeben 32 mögliche Ausprägungen, von denen jedoch nur zwölf Kategorien als real auftretend angesehen werden.99 Dies sind die gesellschaftlichen Klassen, in die sich das HISCLASS-Schema gliedert (siehe Tab. 4.11). Damit verzichtet diese Klassifikation auf das in modernen Studien übliche Kriterium des Arbeitsverhältnisses, das die Bevölkerung in die Kategorien Arbeiter, Angestellte, Beamte und Selbständige unterteilt. Dies ist – so M AAS und VAN L EEUWEN – dem Umstand geschuldet, dass dieses Kriterium den historischen Quellen häufig nicht zu entnehmen sei.100 Für die praktische Umsetzung der Umcodierung existiert eine von den Autoren entwickelte SPSS-Routine, die auch für die vorliegende Untersuchung verwendet wurde.101 Um den Vorgang der „Klassenbildung“ mittels der Variable HISCO 5, STATUS und RELATI ON transparent zu machen, soll der mechanisch ablaufende Prozess an dieser Stelle näher dargestellt werden. Im ersten Schritt ordnet die Routine jeder HISCO-Codierung (Variable HISCO 5) eine Klasse (Variable HISCLASS) zu. Zwei Gruppen von Haushalten wurden allerdings im ersten Schritt noch nicht zugeordnet: Die ersten sind diejenigen Haushaltungen, die bereits bei der Eingruppierung in das HISCO-Schema nicht eindeutig zugeordnet werden konnten (HISCO 5 = −1). Diese erhielten zunächst den HISCLASS-Wert −1. Die zweite Gruppe stellen die im HISCO-Schema als nicht näher spezifizierte „Arbeiter“ (Code 9-99.00) oder „Tagelöhner“ (HISCO 5 = 9-99.20) gekennzeichneten Haushalte dar. Diese erhielten übergangsweise den HISCLASS-Wert −9, da später zu klären war, ob sie schließlich als ungelernte Arbeiter (HISCLASS= 11) oder aber als ungelernte Landarbeiter (HISCLASS= 12) eingestuft werden müssten. 99

100 101

und speziell für den deutschen Fall Schüren (1989), S. 313–325, wo unter Verwendung etwas anderer Merkmale ein recht ähnliches 15-gliedriges Klassifikationsschema entwickelt wird. Die Autoren regen darüber hinausweisend eine weitere Kondensation des HISCLASS-Schemas auf nur sieben Kategorien an. Hierfür werden die Klassen 1 und 2 zu Higher managers and professionals, die Klassen 3, 4 und 5 zu Lower managers and professionals, clerical and sales personnel, 6 und 7 zu Foremen and skilled workers und 10 und 12 zu Lower-skilled and unskilled farm workers zusammengezogen. Die Kategorien 8 (Farmers and fishermen), 9 (Lower-skilled workers) und 11 (Unskilled workers) bleiben unverändert bestehen (Maas und van Leeuwen (2005), S. 280). Ebenda, S. 280, Anm. 11. Die folgenden Ausführungen entsprechen – wenn nicht anders vermerkt – Ineke M AAS, Marco H. D. VAN L EEUWEN , „SPSS Recode Job from HISCO to HISCLASS“, May 2004. An dieser Stelle möchte ich mich recht herzlich bei Marco H. D. VAN L EEUWEN vom Internationaal Instituut voor Sociale Geschiedenis (IISG), Amsterdam, bedanken, der so freundlich war, mir neben der besagten SPSS-SyntaxDatei auch eine Vorversion der hier zitierten Beschreibung von HISCLASS noch vor der Publikation von M AAS und VAN L EEUWEN (2005) zu überlassen und so meine Arbeit mit der Klassifikation erheblich beschleunigte.

128 Soweit die theoretische Funktionsweise der computergestützten automatischen Umcodierung von HISCO zu HISCLASS. In der Praxis ergab sich jedoch, dass eine Reihe Berufsbezeichnungen durch die SPSS-Prozedur fehlerhaft zugeordnet worden war und nachträglich, also manuell, eingruppiert werden musste.102 In einem zweiten Schritt wurden die bislang mit −1 gekennzeichneten Fälle anhand der im HISCO-Schema wie auch im Kölner Datensatz vorhandenen Zusatzvariablen STATUS und RELATION daraufhin untersucht, ob sie sich aufgrund dieser Kriterien zuordnen ließen. Zusätzlich wurden mithilfe dieser zusätzlichen Informationen einige ursprüngliche Gruppierungen korrigiert, im einzelnen waren dies: • Besitzende (proprietors, mit STATUS= 11 gekennzeichnet) werden in die ranghöchste Kategorie (higher managers) eingruppiert. • Pächter (lease holders und share croppers, STATUS= 12) sollen als Landwirte eingruppiert werden (HISCLASS= 8). • Arme (STATUS= 13) fallen in die Kategorie ungelernte Arbeiter (HISCLASS= 11). • Handwerksmeister (STATUS= 21) werden der Kategorie foremen (HISCLASS=6) zugeschlagen. • Lehrlinge (STATUS= 23) werden ein Niveau tiefer eingruppiert.103 • Handwerker, die bislang keine HISCO-Zuordnung besaßen, sondern wegen einer zu unspezifischen Bezeichnung nur mit STATUS-Wert 24 gekennzeichnet waren, werden als Facharbeiter (skilled workers, HISCLASS= 7) kategorisiert. • Die als Vorgesetzte (Principals, STATUS= 31) gekennzeichneten Haushaltsvorstände werden höher gruppiert als ursprünglich.104 • Untergeordnete Beschäftigte (STATUS= 33) werden analog herabgestuft.105 • Studenten werden als nicht klassifizierbar eingestuft (aus einem STATUS= 41 ergibt sich HISCLASS= −1). 102

103 104 105

Im Einzelnen wurden manuelle Korrekturen bei den folgenden Berufen vorgenommen. Sie erhielten den in Klammern dahinter stehenden HISCLASS-Wert: Barbier (selbständig) (7), Brauereiarbeiter (9), Brauereiheizer (9), Depotarbeiter (9), Fabrikwächter (Dynamitfab.) (11), Friseur (7), Handschuhmacher (7), Hutarbeiter (9), Knecht (12), Lagerist (9), Lagerplatzarbeiter (9), Laternenwärter (11), Lokomotivheizer (9), Mühlenarbeiter (9), Ober-Bahnassistent (4), Ober-Postassistent (4), Ober-Postschaffner (9), Ober-Telegrafen-Assistent (4), Parkaufseher (11), Portier (11), Postassistent (5), Postbeamter (5), Postunterbeamter (5), Puddler (erster) (7), Puddler (zweiter) (7), Puddler (7), Puddler (dritter) (7), Schirrmeister (9), Schlittschuhschlosser (7), Vordermann (Zinkhütte) (9), Zigarrensortierer (7), Zirkel- und Bohrschmied (selbständig) (7). Zusätzliche Korrekturen wurden bei einigen landwirtschaftlichen Haushalten, die den HISCO 5-Wert von 6-11.15 tragen, vorgenommen: Büdner, Büdner und Gärtner, Häusler, Häusler und Chausseearbeiter, Häusler und Forstarbeiter, Häusler/Knecht und Kleinbauer wurden mit dem HISCLASS-Wert 8 versehen, wenn deren Einnahmen durch Landwirtschaft (NATUR und VERKAUF) größer waren als die Einnahmen durch Erwerbsarbeit (MEINK und FAMEINK). Waren sie zuvor automatisch als HISCLASS= 1 eingruppiert, bekommen sie die neue Kategorie 3, analog wird aus 2 nun 4, aus 4 nun 5, aus 7 nun 9 und aus 8 jetzt eine 10. Aus HISCLASS= 2 wird HISCLASS= 1, aus 4 wird 3, aus 5 wird 4, aus 7 und aus 9 werden 6. Aus HISCLASS= 1 wird HISCLASS= 3, aus 2 wird 4, aus 4 wird 5, aus 7 wird 9, aus 9 wird 11 und aus 10 wird 12.

129 • Doktoren (STATUS= 42) bekommen den Rang des higher professional zugewiesen (HISCLASS= 2). • Durch ihren Stand als hochstehend (Adel, STATUS= 51 oder Bürger, STATUS= 52) gekennzeichnete Haushaltungen werden in die höchstrangige HISCLASS-Kategorie 1 eingestuft. Durch die letztgenannte Maßnahme konnten Haushalte, deren Lebensumstände mit dem eigentlichen HISCO-Schema nicht zu erfassen waren, mit Hilfe des Merkmals STATUS in das HISCLASS-Schema eingruppiert werden. Dies betraf 15 Haushalte, die in der jeweiligen Quelle nicht mit dem Beruf des Haushaltsvorstandes im eigentlichen Sinne, wohl aber mit Hinweisen über den gesellschaftlichen Status bezeichnet waren („Graf und Erbdroste“, „adeliger Rentier“, „Rentier“ und schlicht „Bürger“). Eine solche nachträgliche Eingruppierung war jedoch nicht möglich, wenn lediglich ein RELATION-Wert vorhanden war, da dieser vornehmlich besondere persönliche Lebensumstände („Invalide, „Erwerbsunfähiger“, „Kriegsinvalide“, „Invalide (Eisenbahner)“ sowie „Witwe“ ohne weitere Angaben zum Beruf des verstorbenen Gatten) kennzeichnet, die sich nicht in einen direkten Zusammenhang zum gesellschaftlichen Stand des Haushaltes bringen ließen. Dies traf auf insgesamt neun Haushalte zu. Auch den oben erwähnten beiden Haushalten, deren obskure Berufsbezeichnungen schon eine Eingruppierung in HISCO verhindert hatten sowie den beiden Fällen ohne jegliche Berufsangabe konnte kein HISCLASS -Wert zugewiesen werden. Insgesamt tragen also 13 Fälle bei der Variablen HISCLASS den missing value von −1. Eine Übersicht über die den einzelnen Berufsbezeichnungen letztendlich zugeordneten Werte für die Variable HISCLASS findet sich in Tab. A.9 im Anhang. 4.2.4.4. Traditionelle Klassifikation nach der Stellung im Beruf Um den Vergleich unserer Daten mit älteren deutschen Untersuchungen zu erleichtern, wurde zusätzlich zu der auf dem HISCO- bzw. HISCLASS-Schema basierenden Klassifikation eine weitere Variable mit der Bezeichnung BERUF eingeführt. Diese unterteilt unsere Haushalte nach der Stellung des Haushaltsvorstands im Beruf in 14 Kategorien; sie ließ sich aus den Variablen HISCLASS, HISCO 2, HISCO 3 und STATUS ohne Schwierigkeiten konstruieren. Hierbei wurde zunächst die Variable HISCLASS genutzt und ergänzend die anderen drei Variablen hier und da als Zusatzbedingungen herangezogen, wie Tab. 4.12 näher aufführt. Eine solche Kategorisierung bietet den Vorteil, die in der deutschen Forschung bislang häufig zur Entschlüsselung sozialer Schichtung verwendeten Berufsstellungen besser zum Ausdruck zu bringen als dies nach dem HISCLASS-Schema möglich ist.106 Die Gliederung entspricht in weiten Teilen den von Reinhard S CHÜREN und Hartmut K AELBLE verwendeten Schichtungskategorien.107 Mit diesen hat sie gemeinsam, 106 107

Zur Verwendung der Berufsstellung in der Schichtungsanalyse siehe Kocka (1979). Ein besonders ähnliches Schema verwenden Schüren (1989), S. 33–40 und S. 313–361 und Hartmut Kaelble und Ruth Federspiel (Hrsg.), Soziale Mobilität in Berlin 1825–1957, St. Katharinen 1990.

130 Tabelle 4.12: Kategorisierung nach der Berufsstellung (Variable BERUF) Berufsstand

HISCLASS

1 2

Adel und Rentiers Hohe/höhere Beamte und Richter

3 4

Wirtschaftsbürger Gehobene Beamte und leitende Angestellte

1, 2 od. 3 3 od. 4

5 6 7 8 9 10

Lehrer Mittlere Beamte und Angestellte Handwerksmeister Gelernte Arbeiter (inkl. Handwerker) Vollbauern Unterbeamte und kleine Angestellte

1, 2 od. 4 5 od. 6 6 7 8 7 9

11 12 13 14

Angelernte Industriearbeiter Kleinbauern und Fischer Ungelernte Arbeiter und Handlanger Landarbeiter und Tagelöhner

9 10 11 12

Berufsstand unbekannt

-1

0

1 1 od. 2

Zusatzbedingung Falls HISCO 2 = 12, 14 od. 20 oder HISCO 3 = 21 Falls HISCO 2 = 21, 41 od. 42 sowie HISCO 2 = 2, 4, 11, 15 od. 16 oder HISCO 3 = 219 Falls HISCO 2 = 13 Falls STATUS = 21 od. 31

Falls HISCO 3 = 983 Falls HISCO 2 = 36, 37, 39, 54, 58 od. 99 od. HISCO 3 = 983 od. 985

Quelle: Eigene Konzeption, angelehnt an Schüren (1989), S. 33–40 und S. 313–361

dass nicht zwischen Beamten (also staatlich Bediensteten) und Angestellten (also privat Beschäftigten) unterschieden werden kann, da die zur Unterscheidung verwendeten Berufsbezeichnungen in dieser Hinsicht nicht eindeutig zuzuordnen waren.108 Zum Vergleich mit dem HISCLASS-Schema findet sich im Anhang eine Kreuztabellierung der beiden Klassifikationssysteme, also eine Übersicht, auf der man erkennen kann, wie sich die Kategorien der einen in der anderen wiederfinden (siehe Tab. A.10).

108

Von diesen unterscheidet unsere Systematik, dass sie die Oberschichten in die drei Gruppen „Adel und Rentiers“, „Hohe/höhere Beamte und Richter“ und „Wirtschaftsbürger“ unterteilt, hingegen mussten die dort unterschiedenen Gruppen der „Gelernten Arbeiter“ und der „Handwerker“ in unserem Schema zusammengefasst werden. Etwas anders, aber unserem Schema sehr ähnlich ist auch das Schema bei Hartmut Kaelble, Soziale Mobilität und Chancengleichheit im 19. und 20. Jahrhundert. Deutschland im internationalen Vergleich, Göttingen 1983. Vgl. zu dieser Problematik etwa Schüren (1989), S. 318.

131

4.2.5. Haushaltseinkommen 4.2.5.1. Variablen für monetäre Einkünfte Grundsätzlich sind die Einnahmen in unserem Datensatz nach der Quelle ihrer Entstehung gegliedert (siehe Tab. 4.13). Lohneinkommen werden danach aufgeschlüsselt, welches Mitglied sie in den Haushalt einbringt, der Mann (Variable MEINK), die Frau (Variable FEINK) oder die Kinder (Variablen K 1 EINK bis K 5 EINK sowie als deren Summe die Variable KEINK). Hierzu wurden sämtliche Einnahmen des jeweiligen Familienmitgliedes in der entsprechenden Variablen summiert – es wurde nicht nach Haupt- und Nebenverdienst unterschieden. Zusätzlich wurde eine Variable FAMEINK geschaffen, die der Tatsache Rechnung trägt, dass in einigen Quellen die Lohneinkünfte nur in zwei Kategorien differenziert werden: in den Verdienst des Haushaltsvorstandes und den der übrigen Familienmitglieder in summa. Hinzu kommen noch vier andere Variablen für verschiedene Arten monetären Einkommens. Unter UMIETE werden Einnahmen durch Vermietung, Untermiete oder Beherbergung von Schlafgängern etc. aufgenommen. Die Variablen GESCHENK und SOZIAL erfassen Zuwendungen von privater (hauptsächlich von Verwandten) bzw. öffentlicher Seite (Armenfürsorge und sonstige Sozialleistungen). Hinzu kommt die Variable VERKAUF, in der alle Einnahmen aus selbständiger Tätigkeit Aufnahme fanden – vor allem bei bäuerlichen Haushalten war dies zumeist die größte Einkommensposition. Aber auch Gelegenheitsverkäufe, die für einen Haushalt, der sich hauptsächlich über Arbeitslohn finanzierte, nur ein Zubrot darstellen, wurden hier erfasst. Die in der Sammelrubrik Naturaleinkünfte und Subsistenz (Variable NATUR) zusammengefassten Einkommensbestandteile lassen sich mittels der kategorialen Variablen SELBST näher bestimmen. In ihr wurde erfasst, welche Art von Selbstversorgung ein Haushalt leistete, also ob er Gartenbau betrieb, Nutztiere hielt oder beides. Zusätzlich wurde in dieser Variablen unter „Sonstiges“ auch beispielsweise der Besitz eines eigenen Hauses vermerkt. Für alle weiteren Einnahmen eines Haushaltes wurde die Sammelrubrik SONSTEIN eingerichtet. Diese umfasst dementsprechend recht unterschiedliche Einnahmequellen, etwa die oben bereits erwähnte kostenfreie Dienstwohnung oder auch Erbschaften. Wichtigster hier erfasster Einnahmeposten sind aber die Einnahmen aus Kapitalvermögen, also Sparzinsen, Dividenden aus Wertpapierdepots oder eventuelle Spekulationsgewinne, kurz: Einkünfte, die auf ein irgendwie geartetes Vermögen des Haushaltes zurückgehen. Zum Umgang mit Naturaleinkünften sowie mit Entnahmen aus Spareinlagen oder der Aufnahme von Krediten siehe den anschließenden Abschnitt 4.2.5.2.. Über sämtliche Einnahmekategorien geben bei weitem nicht alle Datenquellen Auskunft. Deshalb müssen wir uns bei zahlreichen Haushaltsrechnungen mit weniger feinen Differenzierungen zufrieden geben. Aus diesem Grund existiert die Variable UNDIFEIN, die Einnahmebeträge aufnimmt, die zwar unverkennbar Einnahmequellen aus unserem Schema entstammen und insofern nicht unter SONSTEIN gebucht werden dürfen, die sich

132

E

1

Einnahmen in Mark SELBST 43 Angaben über Selbstversorgung/ Eigenbewirtschaftung

Fehlende Werte

Speicherformat

Wertlabel

2

MEINK

44 Einkommen des Mannes

Metrisch

1 Viehhaltung, Gartenbau und F1 Sonstiges 2 Viehhaltung und Gartenbau 3 Viehhaltung und Sonstiges 4 Gartenbau und Sonstiges 5 Viehhaltung 6 Gartenbau 7 Sonstiges 0 nicht vorhanden DOT10.2

3 4

FEINK

Metrisch Metrisch

DOT10.2 DOT10.2

-10.000 -10.000

5

FAMEINK

45 Einkommen der Frau 46 Einkommen der Kinder 47 Einkommen von Frau und Kindern

Metrisch

DOT10.2

-10.000

6

K1EINK

48 Einkommen des ersten Kindes

Metrisch

DOT7.2

-10.000

7

K2EINK

49 Einkommen des zweiten Kindes

Metrisch

DOT7.2

-10.000

8

K3EINK

50 Einkommen des dritten Kindes

Metrisch

DOT7.2

-10.000

9

K4EINK

51 Einkommen des vierten Kindes

Metrisch

DOT6.2

-10.000

10

K5EINK

52 Einkommen des fünften Kindes

Metrisch

DOT7.2

-10.000

11 12 13 14

UMIETE

53 54 55 56

Metrisch Metrisch Metrisch Metrisch

DOT7.2 DOT10.2 DOT10.2 DOT10.2

-10.000 -10.000 -10.000 -10.000

15 16 17

VERKAUF

Metrisch Metrisch Metrisch

DOT10.2 DOT10.2 DOT10.2

-10.000 -10.000 -10.000

18 19

EINNAHME

Metrisch Metrisch

DOT10.2 F4

-10.000 0

KEINK

GESCHENK SOZIAL NATUR

SONSTEIN UNDIFEIN

EINKGRUP

Untermiete Geschenke Soziale Zuwendungen Selbstversorgung/ Eigenbewirtschaftung

57 Verkauf 58 Sonstige Einnahmen 59 Undifferenzierte Einnahmen 60 Gesamteinnahmen 61 Einkommensgruppen

Nominal

Werte

Meßniveau

Variablenlabel

Position

Variable

Variablennummer

Tabelle 4.13: Codeliste – Einnahmen (E.1–E.18)

0

-10.000

133 aber nicht fein genug differenzieren lassen, als dass sie unseren Kategorien zugewiesen werden könnten.109 Im Allgemeinen sind die Einnahmen in vielen Quellen weniger stark differenziert angegeben als die Ausgaben. Es existieren 412 Haushaltsrechnungen, die überhaupt keine Aussagen über die Einkommenshöhe zulassen, weil sie nur Ausgabedaten enthalten, wir haben es also schon bei den Gesamteinnahmen mit einer verminderten Fallzahl von 3.582 zu tun.110 Die feineren Untergliederungen der Einkommensdimension kommen jeweils bei ca. 3.000 bis 3.500 Fällen zum Tragen, die Variablen SONSTEIN, mit 2.845, VERKAUF mit 2.746 sowie GESCHENK und SOZIAL sind mit je 2.445 Fällen noch schwächer besetzt. Vollständige Angaben zu allen Einkommensarten liefern nicht ganz die Hälfte aller Fälle (1.881). Dies entspricht den Ergebnissen anderer Untersuchungen von Haushaltsrechnungen der Kaiserzeit, die Hinweise darauf geben, dass Einnahmewerte im Allgemeinen hinsichtlich ihrer Genauigkeit nicht denselben Ansprüchen genügen wie Ausgabenwerte und insofern mit Vorsicht zu genießen sind. Gerade bei den Haushaltsrechnungen höherer Schichten sind häufig beträchtliche Fehlbestände ausgewiesen, die darauf zurückgeführt werden können, dass die Einnahmen nicht mit der notwendigen Sorgfalt erfasst wurden.111 Die Einnahmekategorien wurden in der oben geschilderten Weise differenziert, um vermutete schichtspezifische Ausprägungen in der Strukturierung der Haushaltseinnahmen untersuchen zu können. Tab. 4.14 zeigt auf, wie häufig vier ausgewählte Einnahmequellen bei Haushalten unterschiedlicher Einkommensniveaus eine Rolle spielen: die Einkünfte des Ehemannes (Löhne und Nebeneinnahmen insgesamt), der Ehefrau und der Kinder sowie die Variable SONSTEIN, die neben diversen kleinen Posten vor allem Einkünfte aus Vermögen beinhaltet. Die Tabelle gruppiert die Haushalte nach verschiedenen Einkommensgruppen und gibt an, wie viele Haushalte jeweils Einnahmen aus der betreffenden Quelle erzielten – unabhängig davon, wie hoch der Betrag war. Zunächst wird das große Gewicht deutlich, das dem Erwerbseinkommen des Haushaltsvorstands im Bereich der kleinen und mittleren Einkommen zukam. In wohlhabenderen Kreisen existierten häufiger Haushalte, die sich durch andere Einkommensquellen finanzierten, etwa durch ein selbständig geführtes Geschäft oder einen Bauernhof (Einnahmen gebucht in der Variablen VERKAUF). In Haushalten mit großen Kapitaleinkünften („Rentiers“) musste der Haushaltsvorstand gar nicht erst einer Erwerbsarbeit im eigentlichen Sinne nachgehen (Kapitaleinkünfte verbucht unter SONSTEIN).112 Frühere Studien haben ergeben, dass der Zuverdienst von Frau und Kindern in Arbeiterhaushalten ein ungleich höheres Gewicht besaß als in bürgerlichen Kreisen. S PREE , 109

110 111 112

Dies betrifft drei – allerdings sehr umfangreiche – Quellen: Earnings and Expenses (1886) (QUELLE 103), Kuhna (1894) (QUELLE 140) und Bureau of Labor (1890) bzw. Dies. (1891) (QUELLE 150) mit ihren insgesamt 662 Fällen. Darunter befinden sich allerdings auch 15 Haushalte, die reine Einnahmebudgets darstellen. Vgl. hierzu auch Flemming und Witt (1981), S. XIII, vor allem Anm. 30. Die Unterschiede in den Prozentwerten in den unteren vier Kategorien ergeben sich vor allem durch den unterschiedlich großen Anteil von alleinstehenden oder verwitweten Frauen, die einem Haushalt vorstanden, weshalb ein Einkommen des Mannes nicht existierte.

134 Tabelle 4.14: Häufigkeit des Vorkommens bestimmter Einnahmequellen

Haushaltseinkommen [Mark]

Einkommen des Mannes

Einkommen der Frau

Einkommen der Kinder

(MEINK)

(FEINK)

(KEINK)

Anzahl

Anteil [%]

Anzahl

Anteil [%]

Anzahl

Sonstige Einnahmen

(u.a. Kapitaleinkünfte) (SONSTEIN)

Anteil [%]

Anzahl

Anteil [%]

unter 1.000

541

96,3

217

39,6

81

15,0

52

14,3

1.000 - unter 1.500

745

97,5

217

31,1

100

14,9

219

45,9

1.500 - unter 2.000

871

98,5

230

31,7

101

14,1

486

62,8

2.000 - unter 3.000

769

97,1

174

26,2

144

21,8

530

71,5

3.000 - unter 5.000

254

92,0

25

9,3

54

20,2

197

72,4

5.000 - unter 10.000

94

87,0

4

3,7

5

4,6

92

85,2

über 10.000

60

83,3

5

7,7

10

13,9

72

100,0

Summe bzw. Ø

3.371

96,5

873

28,2

496

16,1

1.667

58,6

Gesamt (N)

3.495

100,0

3.097

100,0

3.073

100,0

2.845

100,0

Quelle und Anmerkungen: Die Daten entstammen einer Auswertung des Kölner Datensatzes. Die genannten Fallzahlen und -anteile beziehen sich stets nur auf die Fälle, die für die betreffende Variable über gültige Werte verfügen. Beispiel: In der Kategorie mit über 10.000 Mark Einkommen weisen 60 Haushalte ein Erwerbseinkommen des Mannes auf. Dies sind 83,3% aller Fälle dieser Gruppe, die Fälle, die einen missing value bei der Variablen MEINK aufweisen, nicht mitgerechnet. Durch die fehlenden Werte erklären sich die geringfügigen Unstimmigkeiten zwischen den Einzelwerten und der jeweiligen Summe. Dort finden sich nämlich auch die Fälle, die zwar gültige Werte bei den jeweiligen Einnahmekategorien besitzen, jedoch durch einen missing value in der Variablen EINNAHME nicht in eine Einkommenskategorie gruppiert werden konnten. Die letzte Zeile gibt die Gesamtzahl aller Fälle an, die für die betreffende Variable gültige Werte besitzen – hier sind also auch Haushalte mitgezählt, bei denen der betreffende Wert „0“ ist.

135 E STERMANN und T RIEBEL stellten in einer Auswertung des bereits mehrfach erwähnten Berliner Datenbestandes eine Varianz in der Einkommensaufbringung fest, die ihnen als Element von „angestrebtem schichttypischem Lebensstil“ erschien.113 Was den Zuverdienst von Frauen angeht, scheinen unsere Daten diese Aussage zu unterstützen, wenn man davon ausgeht, dass das Einkommen tendenziell der gesellschaftlichen Schicht entsprechend steigt. Je höher das Gesamteinkommen, desto weniger oft taucht der Verdienst der Ehefrau als Einnahmequelle auf. Von den Haushalten unterhalb der 1.000-Mark-Einkommensgrenze gingen fast 40% der Ehefrauen einer Lohnarbeit nach. Von den 441 Haushalten mit einem Einkommen von über 3.000 Mark traf dies nur noch auf 34 Frauen zu (7,7%). Die Schwankungen im oberen Teil der Einkommensskala lassen sich durch die geringe Fallzahl erklären und sollten deshalb nicht überbewertet werden. Bei den Einkünften der Kinder verhindert eine intervenierende Drittvariable, dass der mit zunehmendem Wohlstand erwartete Rückgang der Erwerbsbeteiligung sichtbar wird: der Lebenszyklus der Familien. Im unteren Bereich der Skala finden sich verhältnismäßig mehr Alleinstehende, Paare oder Familien mit kleinen Kindern, die zwangsläufig über ein niedrigeres Einkommen verfügen als sozial gleichgestellte Haushalte, deren Kinder jedoch bereits arbeitsfähig sind und so das Einkommen heben. Diesem Effekt ist es auch geschuldet, dass die Mitarbeit von Kindern in der höchsten Einkommensklasse häufiger vorzukommen scheint als bei einem Einkommen zwischen fünf- und zehntausend Mark. Die zehn Haushaltsrechnungen der höchsten Kategorie, bei denen Kinder Einkommen erwirtschafteten, stammen von zwei Haushalten, dem eines Richters und dem eines höheren Beamten, deren Söhne und Töchter lange im Elternhaus blieben, kaufmännische Ausbildungen absolvierten oder studierten und dementsprechend ab einem gewissen Alter Geld zum Gesamteinkommen beisteuerten.114 In keiner der übrigen 62 Haushaltsrechnungen der höchsten Kategorie, von denen wir über detaillierte Angaben über ihre Einkommensquellen verfügen, tauchen Einkommensbeiträge der Kinder auf. Genau entgegengesetzt zum Einkommen der Ehefrau verhält sich die Variable SON STEIN , der alle Einnahmen zugeordnet wurden, die in keine der übrigen Kategorien gehörten, am häufigsten waren dies Einkünfte aus Kapitalvermögen. Hier gilt: je höher das Einkommen, desto eher verfügte ein Haushalt über sonstige Einkünfte; dies traf auf lediglich 14,3 % der ärmsten Haushalten mit unter 1.000 Mark Einkommen zu, hingegen auf sämtliche Haushalte des obersten Einkommenssegments. 4.2.5.2. Umgang mit Naturalentlohnung, Eigenproduktion, Kreditaufnahme und Ersparnis Zusätzlich war für eine saubere und einheitliche Verbuchung der Einnahmen eines Haushaltes der Umgang mit nicht-monetären, sprich Naturaleinnahmen zu klären (Variable 113 114

Vgl. hierzu Spree, Estermann und Triebel (1986), S. 184. Es handelt sich um die Haushalte bei Fürth (1907) (QUELLE 49) und bei Meyer-Pollack (1915) (QUELLE 58).

136 NATUR ).

Hierbei lassen sich für die Erfassung von Haushaltsaufwendungen und für die ihnen gegenüberstehenden Einnahmen zwei unterschiedliche Prinzipien unterscheiden.115 Geht man streng nach dem Marktentnahmekonzept vor, so enthält die Ausgabenseite einer Haushaltsrechnung nur die am Markt wirksam gewordene Nachfrage eines Haushaltes; es zählen also nur Güter, die der Haushalt kauft. Eigenproduktion (bspw. selbst gezogenes Gemüse) oder kostenfreie Nutzung von Eigentum (etwa Wohnen im eigenen Haus) werden nicht erfasst. Damit wird so getan, als entspräche die Marktentnahme dem tatsächlichen Konsum des Haushalts. Für die Einnahmenseite bedeutet dieses Konzept, dass nur monetäres Einkommen Aufnahme in der Haushaltsrechnung findet. In der Realität klaffen die Größen monetäres und reales Haushaltseinkommen bzw. Marktentnahme und Konsum zuweilen beträchtlich auseinander, wenn Eigenproduktion in der betreffenden Gesellschaft eine wesentliche Rolle spielt. Diesem Problem versucht das Verzehrskonzept zu begegnen, das über die reine Marktentnahme hinaus einige weitere Faktoren berücksichtigt, die das Konsumniveau eines Haushaltes und damit implizit auch das „wirksame“ Einkommen (im Gegensatz zum reinen Geldeinkommen) eines Haushaltes steigern (+) bzw. senken (–): die Eigenerstellung von Gütern im Haushalt (+), die von Haushalten in Anspruch genommenen nicht monetären staatlichen oder sonstigen Sozialleistungen (Armenspeisungen etc.) (+), Vorratsänderungen und Sachübertragungen, die den tatsächlichen Verzehr gegenüber den getätigten Käufen steigern bzw. schmälern (±) sowie Schwund, Abfall, Nichtgebrauch oder Verderb, die den Konsum verglichen mit der Marktentnahme senken (–). Die moderne Statistik folgt dennoch dem Marktentnahmekonzept,116 denn nur am Markt gehandelte Güter lassen sich ohne größere Schwierigkeiten erfassen. Allerdings wird die Differenz zwischen am Markt sichtbar werdender Nachfrage und tatsächlichem Konsum immer größer, je stärker Eigenproduktion und die anderen verzerrenden Faktoren in einer Gesellschaft üblich sind. Das Verzehrskonzept in seiner reinen Form ist jedoch keine Alternative, es ist in der Praxis schwerlich umsetzbar (man denke nur an die Faktoren Schwund oder Verderb). Für unseren Datensatz bietet sich stattdessen entsprechend dem hier vertretenen Konsumbegriff ein erweitertes Marktentnahmekonzept als Erhebungsgrundlage an. Auf der Einnahmenseite führt dieses Konzept zur Einrichtung der Variablen NATUR, in der alle naturalen Einnahmengrößen verbucht werden, bewertet mit dem ihnen äquivalenten Marktwert, also Einkünfte aus eigener Landwirtschaft, aber auch Naturalentlohnung durch Dritte. Das bedeutet, dass etwa selbst hergestellte Nahrungsmittel oder auch nicht marktlich erworbene Brennstoffe (durch Holzsammeln der Kinder bspw.) unter NATUR auf der Einnahmeseite und gleichzeitig unter der entsprechenden Verbrauchskategorie auf der Aus115

116

Hier und im Folgenden siehe Klaus Hesse, Privater Verbrauch und Vermögen privater Haushalte, in: Derselbe (Hrsg.), Strukturen privater Haushalte und Familien, Frankfurt am Main u. a. 1994, S. 109–140, hier: S. 79–80. Wobei die Verbuchungspraktiken des Statistischen Bundesamtes sich auch in dieser Hinsicht in den vergangenen vierzig Jahren mehrfach geändert haben und durchaus nicht als eindeutig und konsistent zu beurteilen sind (Vgl. Reckendrees (2007), S. 32–37).

137 gabenseite verbucht werden. Dabei ist allerdings zu bemerken, dass nur solche Einnahmen verbucht wurden, die in dem betreffenden Jahr, in dem die Rechung aufgenommen wurde, die Konsummöglichkeiten des Haushaltes über die vom monetären Einkommen auferlegte Budgetschränkung hinaus konkret, d.h. monetär bezifferbar, erweiterten. Das Bewohnen des eigenen Hauses und die sonstige Nutzung von Eigentum stellt kein zusätzliches Einkommen dar (im Gegensatz bspw. zur unentgeltlich überlassenen Dienstwohnung), sondern vielmehr eine Vermögensveränderung: das Haus stiftet Nutzen, es ersetzt die Zahlung einer Miete, gleichzeitig mindert sich in jedem Jahr jedoch sein Wert durch Alterung und Abnutzung. Wollte man also den Nutzen durch Hausbesitz auf der Einnahmeseite verbuchen, so müsste auf der Ausgabenseite ein Abschreibungsbetrag gegengebucht werden. In der Haushaltsrechnung würden – um in betriebswirtschaftlichen Kategorien zu sprechen – Charakteristika der Bilanz (als einer Inventarisierung von Bestandsgrößen im Vergleich zweier Zeitpunkte) und der Gewinn- und Verlustrechnung (als einer Gegenüberstellug von Stromgrößen eines Zeitraumes) vermischt. In den Arbeiten der L E P LAY-Schule finden sich recht unbeholfene Versuche, ein solches Wesen der Haushaltsrechnung zu etablieren. S CHNAPPER -A RNDT bemerkte die der gesteigerten Komplexität geschuldeten Fehlerquellen und Ungenauigkeiten und versuchte diese durch ein der doppelten Buchführung entlehntes konsistentes Kontensystem zu beseitigen.117 Dieser Gewinn an Konsistenz und Vollständigkeit wird jedoch durch den ungleich größeren Aufwand – ganz zu schweigen von den damit verbundenen Problemen der Wertbemessung – konterkariert, weshalb eine Ausdehung der Haushaltsrechnung auf Bestandsgrößen hier bewusst vermieden wurde: unsere Haushaltsrechnungen tragen den Charakter einer reinen Gewinn- und Verlustrechnung, sie betrachten ausschließlich Stromgrößen; Vermögensveränderungen werden in einer einzigen Variablen erkennbar: dem Saldo.118 Aus demselben Grunde findet sich im Schema unserer Einnahmevariablen keine Kategorie für Entnahmen aus bestehendem Vermögen (Abhebungen vom Sparkassenkonto etc.) oder für Verbindlichkeiten gegenüber Dritten (Aufnahme von Krediten, „Anschreiben“ etc.). All diese Vorgänge des „Entsparens“ werden in ökonomischen Kategorien nicht zu den Einnahmen gezählt, genausowenig, wie es sich beim Sparen um eine Konsumausgabe handelt. Vielmehr erhöht die Entnahme von Ersparnissen (oder die Kreditaufnahme) die Konsummöglichkeiten in der betreffenden Periode (also dem Jahr, für das wir die entsprechende Haushaltsrechnung besitzen) – auf Kosten der zukünftigen Konsummöglichkeiten. Sie verschieben lediglich den Zeitpunkt, wann das Überschreiten der Einkünfte durch die Ausgaben wirksam wird. Hier liegt der Unterschied zu Einkünften aus Vermögenserträgen, also Zinsen, die unter SONSTEIN verbucht wurden. Vermögensentnahmen und Kreditaufnahmen wurden stattdessen bei der Saldierung der Haushaltsbudgets berücksichtigt. Für Nähreres zum Umgang damit siehe deshalb den Abschnitt 4.2.7. Saldo. 117 118

Vgl. hierzu Schnapper-Arndt (1906b), S. 30–42 und S. 55–59. Für die hier und im Folgenden gemachten Ausführungen über Größen und Zusammenhänge des betriebswirtschaftlichen Rechnungswesens vgl. Hans Münstermann, Rechnungswesen. Buchhaltung und Bilanz, in: Karl Hax und Theodor Wessels (Hrsg.), Handbuch der Wirtschaftswissenschaften. Bd. I: Betriebswirtschaft, 2. Auflage. Köln, Opladen 1966, S. 493–594.

138

4.2.6. Haushaltsausgaben Stärker als bei allen übrigen Dimensionen, in die sich unser Datensatz erstreckt, unterschieden sich die in den Quellen vorgefundenen Kategorien im Bereich der Ausgabewerte. Es lagen sehr unterschiedlich gruppierte Angaben zum Verbrauchsverhalten der einzelnen Haushalte vor.119 Eine Aufnahme in den Ursprungskategorien schied aus den in Abschnitt 4.1.2. beschriebenen arbeitstechnischen Gründen aus. Um eine sinnvolle Auswertbarkeit der Ausgabenbeträge zu ermöglichen, war es erforderlich, eine möglichst konsistente Struktur von Ausgabenkategorien zu schaffen. Deshalb war es erforderlich, die bunte Vielfalt der in den Quellen vorhandenen Angaben für die Aufnahme in den Datensatz zu vereinheitlichen. Die Daten wurden also gewissermaßen homogenisiert. Informationsverluste hinsichtlich der einzelnen Quelle waren infolge der Vergröberung des Kategorienschemas nicht zu umgehen und mussten wohl oder übel in Kauf genommen werden. Anders wäre es nicht möglich gewesen, die Fälle in einer gemeinsamen Analyse auszuwerten und zu vergleichen. Für den Datensatz wurden folgende 21 Kategorien geschaffen, in die sich die Ausgaben der Haushalte überschneidungsfrei und zumeist eindeutig einfügen ließen. Zunächst lassen sich die Gesamtausgaben (AUSGABEN, F.21) in die acht Variablen NAHRUNG (F.6), WOHNEN , KLEIDUNG , KOERPER , GEIST, STEUER , FREIZEIT und SONSTAUS (F.13–F.19) untergliedern. Die beiden wesentlichen Posten NAHRUNG und WOHNEN zerfallen in weitere feinere Kategorien. Bei der Bildung der acht Grundkategorien wurde darauf geachtet, dass sie sich (a) an den in den Quellen benutzten Kategorien orientieren,120 um sich mit ihnen sinnvoll und möglichst überschneidungsfrei in Einklang bringen zu lassen und sich (b) einigermaßen plausibel verschiedenen Stufen einer Bedürfnis-Hierarchie zuordnen lassen, wie sie sich schon bei Ernst E NGEL als „Scala der Bedürfnisse des Lebens“ findet. Er formulierte bereits 1857 recht absolut und drastisch: „Es unterliegt nicht dem mindesten Zweifel, dass die Nahrung das Bedürfniss erster Ordnung ist, ihm folgt das der Kleidung, darauf folgt das der Wohnung und alsdann Heizung und Beleuchtung. Die Befriedigung aller dieser Bedürfnisse ist aber nur erst durch öffentliche Sicherheit garantirt. Diese fünf Gegenstände sind absolut nothwendige Bedingungen der physischen und materiellen Existenz, ohne sie ist kein Leben möglich, und wenn eine oder die andere aufhört, hört auch das Leben auf. Allerdings wirkt das Aufhören dieser einzelnen Bedingungen nicht gleich stark auf das materielle Leben ein; doch aber in dem Grade stark wie die Rangfolge der Bedürfnisse selbst.“121 Eine bekannte Systematisierung dieser „Rangfolge“ ist das von Abraham M ASLOW entworfene Modell der Bedürfnispyramide, in dem er die fünf Ebenen Grundbedürfnisse, 119 120 121

Siehe hierzu Kap. 4.1.4., S. 98. Siehe hierzu die Ausführungen bei Triebel (1991b), Bd. 2, S. 1–4. Engel (1895), Anlage I, S. 27–28.

139

13 14 15 16 17 18 19 20 21

WOHNEN KLEIDUNG KOERPER GEIST STEUER FREIZEIT SONSTAUS UNDIFAUS AUSGABEN

74 75 76 77 78 79 80 81 82

Wohnen insgesamt Kleidung Körperpflege und Gesundheit Kultur, geistige Betätigung Steuern und Versicherungen Freizeit und Vergnügen Sonstige Ausgaben Undifferenzierte Ausgaben Gesamtausgaben

DOT7.2 DOT7.2 DOT7.2 DOT7.2 DOT7.2 DOT7.2 DOT7.2 DOT7.2 DOT7.2 DOT7.2 DOT7.2 DOT7.2

-10.000 -10.000 -10.000 -10.000 -10.000 -10.000 -10.000 -10.000 -10.000 -10.000 -10.000 -10.000

Metrisch Metrisch Metrisch Metrisch Metrisch Metrisch Metrisch Metrisch Metrisch

DOT7.2 DOT7.2 DOT7.2 DOT7.2 DOT7.2 DOT7.2 DOT7.2 DOT7.2 DOT9.2

-10.000 -10.000 -10.000 -10.000 -10.000 -10.000 -10.000 -10.000 -10.000

Wertlabel

Metrisch Metrisch Metrisch Metrisch Metrisch Metrisch Metrisch Metrisch Metrisch Metrisch Metrisch Metrisch

Werte

Fehlende Werte

TIER

Meßniveau

Variablenlabel

Position

Ausgaben in Mark 62 Tierische Lebensmittel PFLANZE 63 Pflanzliche Lebensmittel GETRAENK 64 Getränke GENUSS 65 Genussmittel SONSTNAH 66 Nicht differenzierte Nahrung NAHRUNG 67 Nahrungsmittel insgesamt MIETE 68 Miete HAUSRAT 69 Hausrat OFEN 70 Heizung LICHT 71 Beleuchtung OFENLICH 72 Heizung und Beleuchtung ANWHG 73 Sonstige Ausgaben für Wohnen

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

Speicherformat

F

Variable

Variablennummer

Tabelle 4.15: Codeliste – Ausgaben (F.1–F.21)

Sicherheitsbedürfnisse, soziale Bedürfnisse, Wertschätzungs- und Entwicklungsbedürfnisse (Selbstverwirklichung) hierarchisiert. Die Idee hierbei ist, dass die Grundbedürfnisse, am Fuße der Pyramide liegend, zuerst gestillt werden, hernach die Sicherheitsbedürfnisse usw. bis das Individuum schließlich die Selbstverwirklichung anstrebt.122 Von unseren Ausgabevariablen lassen sich NAHRUNG , WOHNEN UND KLEIDUNG den Grundbedürfnissen zurechnen, STEUER – umfassend Steuerleistungen, Abgaben und Versicherungen – der zweiten Ebene der Sicherheitsbedürfnisse.123 Die Ausgaben in der Variable KOERPER 122

123

Der Originalentwurf M ASLOWs findet sich bei Abraham H. M ASLOW, A Theory of Human Motivation, in: Psychological Review, Bd. 50 (1943), S. 370–396. Die hier skizzierte Version lehnt sich an die vereinfachte Darstellung in Ulrich Baßeler, Jürgen Heinrich und Burkhard Utecht, Grundlagen und Probleme der Volkswirtschaft, 17. Auflage. Stuttgart 2002, S. 12–14 an. Nutzentheoretisch lassen sich alle Versuche, menschlichen Bedürfnissen eine Reihenfolge zu geben, also eine Präferenzordnung zu bilden, mit den Gossen’schen Gesetzen vom abnehmenden Grenznutzen und Nutzenausgleich im Haushaltsoptimum begründen. Dieser Zusammenhang soll hier jedoch nicht weiter ausgeführt werden (siehe hierzu etwa Monika Streissler, Theorie des Haushalts, Stuttgart 1974, S. 30–34). Dies erscheint nur oberflächlich betrachtet als ein Unterschied zu der oben dargelegten Überzeugung E NGELs, dass es sich bei der öffentlichen Sicherheit um ein Grundbedürfnis ersten Ranges handele.

140 (Gesundheit und Hygiene) liegen im Grenzbereich zwischen den Sicherheits- und den sozialen Bedürfnissen. In diesem dritten Bereich, also den sozialen Bedürfnissen finden sich die unter FREIZEIT subsummierten Ausgaben, wobei man mit V EBLEN davon ausgehen kann, dass sich die Wahl der Freizeitaktivitäten auch nach der ihnen entgegengebrachten öffentlichten Wertschätzung richtet.124 Der zweithöchsten Bedürfniskategorie, den Wertschätzungsbedürfnissen sind die in der Variablen GEIST erfassten Ausgaben wohl zuzurechnen. Im Folgenden soll kurz dargestellt werden, wie die Ausgabekategorien zugeschnitten wurden und welche Posten sie im Einzelnen enthalten.125 Hierbei ist zu beachten, dass die in Tab. 4.16 angegebenen Ausgabeposten als Beispiele zu verstehen sind. Sie sind nicht als vollständige und ausschließliche Auflistung gemeint – dies würde der Vielfalt der Kategorien in den Quellen nicht gerecht. Der erste Block an Ausgabekategorien mit sechs Variablen bezieht sich auf Nahrungsmittel. Die Einteilung in tierische und pflanzliche Nahrungsmittel erscheint aus mehreren Gründen als sinnvoll. Abgesehen von der ernährungsphysiologisch unterschiedlichen Zusammensetzung wurde diese grundlegende Einteilung in der zeitgenössischen Statistik häufig verwendet – einige unserer Quellen etwa unterscheiden ebenfalls zwischen tierischen („animalischen“) und pflanzlichen („vegetabilischen“) Produkten.126 Außerdem wurden tierische Nahrungsmittel, allen voran Fleisch, im untersuchten Zeitraum als extrem hochwertige Nahrungsmittel angesehen.127 Es war erheblich teurer als pflanzliche Grundnahrungsmittel wie Brot oder Kartoffeln. Mit steigendem Einkommen nahm der Fleischkonsum zu, gleiches gilt für Butter und – wenn auch etwas weniger stark – für Käse.128 Im gleichen Maße wie der Konsum tierischer Nahrung mit steigendem Wohlstand zunahm, sank der Verbrauch an pflanzlichen Nahrungsmitteln. Umgekehrt stellt T EUTEBERG fest: „je weniger Fleisch und tierische Fette genossen wurden und je geringer das Einkommen [. . . ] war, umso mehr Kartoffeln wurden in der Regel gegessen.“129 Im Einklang mit diesem empirischen Befund haben ökonomische Untersuchungen ergeben, dass tierische Nahrungsmittel (vor allen Dingen Fleisch und Fisch) eine signifikant höhere Einkommenselastizität130 aufweisen als pflanzliche (vor allem Nährmittel und

124

125 126 127

128 129 130

Denn auch dieser räumt ein, dass in Zeiten des Mangels „zuerst die Ausgabe für die öffentliche Sicherheit ausser Acht gelassen wird. Der Arme und Elende giebt keine Steuern.“ (Engel (1895), Anlage I, S. 28). Gemeint ist hier besonders das von V EBLEN als „demonstrativer Müßiggang“ bezeichnete Freizeitverhalten der höheren Gesellschaftsschichten (Thorstein Veblen, Theorie der feinen Leute. Eine ökonomische Untersuchung der Institutionen (Erstausgabe: 1899), 5. Auflage. Frankfurt a. M. 1997, S. 51–78. Mit einer sehr ähnlichen Kategorisierung arbeitet T RIEBEL, auch wenn er sie konsumsoziologisch und nicht ökonomisch herleitet (Triebel (1991b), Bd. 1, S. 231–235, hier v. a. Anm. 11: Bd. 2, S. 156). Vgl. Teuteberg (1976), S. 227–228. Vgl. zur großen Wertschätzung des Fleisches etwa Boris Loheide, Beef around the World – Die Globalisierung des Rindfleischhandels bis 1914, in: Comparativ. Zeitschrift für Globalgeschichte und vergleichende Gesellschaftsforschung, Bd. 17 (2007), Nr. 3, S. 46–67, hier: S. 53–54. Siehe hierzu Teuteberg (1976), S. 242–269. Ebenda, S. 253. In der Haushaltsökonomik bezeichnet die Einkommenselastizität der Nachfrage nach einem Gut i (εXi ) die marginale Veränderung der nachgefragten Menge Xi bzw. des für dieses Gut ausgegebenen Geldbetrages als Folge einer marginalen Veränderung des Haushaltseinkommens Y . Die Einkommenselastizität der

141 Tabelle 4.16: Zusammensetzung der Ausgabenvariablen Variablenbezeichnungen

Ausgabeposten

F.1

Tierische Lebensmittel

TIER

Fleisch und Wurst, Fisch, Schmalz, Butter und Käse, Eier, Honig

F.2

Pflanzliche Lebensmittel

PFLANZE

Brot und Backwaren, Getreide und Nährmittel, Kartoffeln, Hülsenfrüchte, Obst und Gemüse, Pflanzenöl und Margarine, Zucker, Salz, Gewürze

F.3

Getränke

GETRAENK

Milch, Kaffee, Tee, Kakao, Säfte, Mineralwasser und sonstige alkoholfreie Getränke

F.4

Genussmittel

GENUSS

Alkoholische Getränke, Tabakwaren, Getränke in Gastwirtschaften

F.5

Nicht differenzierte Nahrung

SONSTNAH

Sammelkategorien (z.B. Krämerwaren, Essen in Gastwirtschaften)

F.6

Nahrungsmittel insgesamt

NAHRUNG

∑ F.1–F.5

F.7

Miete

MIETE

Miete der Wohnung, Mietwert, Hypothekenlast

F.8

Hausrat

HAUSRAT

Mobiliar, Handwerkerleistungen, Haus- und Wirtschaftsgerät, Werkzeug

F.9

Brennmaterialien (Holz, Kohle), Kochgas

Heizung

OFEN

F.10

Beleuchtung

LICHT

Lampenöl, Kerzen, Leuchtgas, Elektrisches Licht

F.11

Heizung und Beleuchtung

OFENLICH

∑ F.9–F.10

F.12

ANWHG

Putzmittel, Sammelkategorien

F.13

Sonstige Ausgaben Wohnen Wohnen insgesamt

WOHNEN

∑ F.7, F.8, F.11, F.12

F.14

Kleidung

KLEIDUNG

Herren-, Frauen- und Kinderbekleidung, Leib- und Bettwäsche, Hüte, Schlipse, Handschuhe, Stoffe und Schneiderei, Schuhe und deren Reparatur, Wäsche und Reinigung

F.15

Körperpflege und Gesundheit Kultur, geistige Betätigung

KOERPER

Seife und Toilettenartikel, Arzt und Apotheke, Friseur

GEIST

Unterricht, Schulgeld, Lernmittel, Bücher und Zeitungen, Schreibwaren und Porto, Musikalien, Theater, Konzerte, Museum

STEUER

Steuern und Abgaben, Versicherungen jedweder Art

F.18

Steuern und Versicherungen Freizeit und Vergnügen

FREIZEIT

Reisen und Ausflüge, Vereine, „Vergnügungen“

F.19

Sonstige Ausgaben

SONSTAUS

Verkehrsmittel, Persönliche Bedienung, Löhne für Dienstboten, Trinkgelder, Erwerbskosten (vor allem bei landwirtschaftlichen Haushalten), Geschenke, Unterstützungen und Spenden, Schuldentilgung und Zinsen, Sonstige Ausgaben/Verschiedenes

F.20

Undifferenzierte Ausgaben

UNDIFAUS

Sammelkategorien

F.21

Gesamtausgaben

AUSGABEN

∑ F.6, F.13–F.20

F.16

F.17

für

142 Gemüse).131 Freilich wäre eine feinere Unterteilung der Nahrungsmittel wünschenswert gewesen, gerade um die Unterschiede innerhalb der Nahrungsmittelkategorien (Rind- vs. Schweinefleisch etc., Kartoffeln vs. Obst etc.) festzuhalten, dies hätte sich aufgrund der mangelnden Differenziertheit vieler Quellen jedoch nur auf Kosten des Ausschlusses zahlreicher Fälle von der Auswertung verwirklichen lassen. Die Unterscheidung von tierischer und pflanzlicher Nahrung ermöglicht es immerhin, mit recht einfachen Mitteln einkommensinduzierte und somit soziale Unterschiede im Konsum zu untersuchen. Es muss eingeräumt werden, dass nicht alle Ausgabeposten zwingend und eindeutig einer gewissen Kategorie zuzuweisen waren. Ein Beispiel hierfür ist der Kaffee: handelt es sich hierbei um ein Genussmittel oder um ein Getränk? Wenn auf den ersten Blick wohl eine Einstufung als Genussmittel logisch erscheint, sprechen doch gewichtige Gründe dagegen. Erstens muss man sich vor Augen halten, dass zur untersuchten Zeit bei weitem nicht alles, was als „Kaffee“ ins Rechnungsbuch eingetragen wurde, auch tatsächlich Bohnenkaffee war. Stattdessen haben wir es möglicherweise zu tun „mit der fadesten Brühe, die man sich vorstellen kann. Gersten, Zichorien, gelbe Rüben, Eicheln und wie die Substitute für den echten Kaffee alle heißen mögen, werden mit ein paar Kaffeebohnen gemengt und so abgesotten.“132 Zweitens besaß selbst reiner Bohnenkaffee im späten wilhelminischen Kaiserreich keineswegs mehr so eindeutig Genussmittelcharakter, wie gemeinhin angenommen wird. Vielmehr hatte sich der Kaffee seit der Mitte des 19. Jahrhunderts allmählich von einem Genussmittel der Oberschicht zu einem für alle gesellschaftlichen Schichten verfügbaren Konsumgut entwickelt – zugegeben mit großen Unterschieden in Qualität und Quantität des Konsums. Für die Jahre vor dem Ersten Weltkrieg lässt sich die Beurteilung finden, dass Kaffee „besonders für die minderbemittelten Kreise geradezu als Nahrungsmittel

131

132

Nachfrage nach Butter beantwortet beispielsweise also die Frage, um wie viel Prozent ein Haushalt seine Nachfrage nach Butter steigert, wenn sein Einkommen um ein Prozent zunimmt (Streissler (1974), S. 20–21). S. J. Prais und H. S. Houthakker, The Analysis of Family Budgets, 2. Auflage. Cambridge (Mass.) 1971, S. 93–98. Die Berechnungen beruhen auf britischen Haushaltserhebungen der Jahre 1937–39. Es ist davon auszugehen, dass das Ernährungsverhalten sowohl durch den zeitlichen Abstand als auch durch unterschiedliche Essgewohnheiten in Deutschland und Großbritannien nicht vollkommen vergleichbar ist – die Elastizitätswerte sind deshalb keineswegs eins zu eins auf die vorliegende Untersuchung übertragbar und sollen hier nur einen Trend aufzeigen. Im übrigen bilden zwei Nahrungsmittelgruppen eine Ausnahme von dieser Regel: zum einen Milchprodukte, sie besitzen eine niedrigere Einkommenselastizität als Gemüse, zum anderen Obst, es weist eine noch höhere Einkommenselastizität als Fleisch auf. Teuteberg und Wiegelmann (1972), S. 255.

143 bezeichnet werden“ kann.133 Aus diesen Gründen wurden Ausgaben für Kaffee in der Variablen GETRAENK erfasst.134 Ähnliche Abwägungen liegen auch den anderen Eingruppierungen zugrunde, bei denen Güter mit gutem Grunde der einen oder der anderen Kategorie hätten zugeschlagen werden können. So findet sich Milch vor allem deshalb in der Kategorie GETRAENK, da sie hauptsächlich als Substitut anderer Getränke konsumiert wurde, ihre ernährungsphysiologische Bedeutung als Fett- und Proteinlieferant, deretwegen sie als tierisches Nahrungsmittel hätte gelten können, wurde erst im Untersuchungszeitraum bekannt gemacht und spielte noch keine große Rolle.135 Der zweite große Block der Ausgabevariablen umfasst den Bereich „Wohnen“. Was die Eingruppierung einzelner Ausgabekategorien angeht, gilt prinzipiell dasselbe wie für die Nahrungsmittel. Insgesamt erwiesen sich die Zuordnungen in diesem Bereich aber als eindeutig. Die übrigen Ausgabekategorien werden durch die folgenden sechs Variablen abgedeckt. Besonderes Augenmerk muss hierbei auf die Sammelvariable SONSTAUS gelegt werden. Sie vereint alle Ausgabepositionen, die sich nicht anderweitig haben gruppieren lassen. Zwangsläufig werden dadurch Unterschiede im Konsum verwischt. Die unter SONSTAUS zusammengefassten Ausgaben fallen jedoch durchweg nicht in die Kategorie der Grundbedürfnisse. Die allermeisten lassen sich vielmehr den höheren Kategorien der Sozialen Bedürfnisse, zumeist sogar den Wertschätzungs-, einige sogar der ansonsten nicht erfassten Spitzenkategorie der Entwicklungsbedürfnisse zurechnen. Nicht damit zu verwechseln ist die Kategorie UNDIFAUS, die per definitionem nur Ausgaben umfasst, die für sich genommen unter einer der anderen Variablen zu verbuchen wären, sich in den Quellen aber in einer unglücklich zugeschnittenen Sammelkategorien finden, was eine adäquate Einordnung verhindert. Aus den bei der Beschreibung der Einnahmekategorien geschilderten Gründen erfassen unsere Ausgabevariablen im Sinne eines erweiterten Marktentnahmekonzeptes zusätzlich zu den gekauften Gütern Naturalien und andere Leistungen, die tatsächlich und nicht nur 133

134

135

Ludwig Deutschmann, Der Kaffee-Großhandel, Berlin 1918, S. 8. Zur Einschätzung des Kaffees als Massenkonsumgut wie auch für das o. a. Zitat siehe Laura Rischbieter, Globalisierungsprozesse vor Ort. Die Interdependenz von Produktion, Handel und Konsum am Beispiel „Kaffee“ zur Zeit des Kaiserreichs, in: Comparativ. Zeitschrift für Globalgeschichte und vergleichende Gesellschaftsforschung, Bd. 17 (2007), Nr. 3, S. 28–45, hier: S. 36. Dieselbe Meinung vertrat bereits Theo S OMMERLAD, der 1925 formulierte, dass „Dinge, die ehedem als Luxus galten, zu unentbehrlichen Genussmitteln, ja schließlich zu Lebensmitteln geworden sind“ und explizit Zucker, Kaffee und Tee als Beispiele anführt (siehe Theo Sommerlad, Luxus, in: Ludwig Elster, Adolf Weber und Friedrich Wieser (Hrsg.), Handwörterbuch der Staatswissenschaftwn, Bd. 6, Jena 1925, S. 445–454, hier: S. 446). Zu einer anderen Einschätzung des Kaffees (und übrigens auch der Kaffee-Surrogate) kommt T RIEBEL vor allem aufgrund der Kritik zeitgenössischer Beobachter an dessen Konsum. Er ordnet ihn dem Bereich der Genussmittel zu, die dementsprechend in seiner Untersuchung des Konsumverhaltens einen weit größeren Bereich einnehmen als in der vorliegenden. Seine Begründung hierfür erscheint mir allerdings angesichts der oben kurz dargestellten Ergebnisse der neueren konsumhistorischen Forschung als etwas dürftig und zu Trugschlüssen verleitend (Triebel (1991b), Bd. 1, S. 288). Teuteberg (1976), S. 266–267.

144 fiktiv anfielen. Einige Beispiele sollen das verwendete Buchungsprinzip verdeutlichen: Selbst produzierte Lebensmittel etwa – wie oben beschrieben auf der Einnahmeseite mit dem üblichen Marktpreis bewertet in NATUR erfasst – wurden in der entsprechenden Ausgabevariablen (PFLANZE , TIER oder GETRAENK) mit demselben Betrag gegengebucht. Die zu ihrer Produktion notwendigen Ausgaben (bspw. Saatgut) wurden unter SONSTAUS erfasst. Im Bereich Wohnen wurde bei Brennstoffdeputaten analog verfahren, diese wurden als NATUR ein- und als OFEN ausgebucht. Eine unentgeltlich überlassene Dienstwohnung wurde mit ihrem Baräquivalent unter SONSTEIN sowie unter MIETE verbucht. Bei allen genannten Beispielen handelt es sich jeweils um Konsumposten, denen auf der Einnahmenseite ein realer Mehrwert gegenüberstand. Anders liegt der Fall jedoch beim Wohnen im eigenen Haus. Hier tauchen nur die Instandhaltungsaufwendungen unter HAUSRAT auf – sie sind real entstanden, auf der Einnahmeseite wurde kein Gegenposten gebucht. Desweiteren wurde versucht, den von Armin T RIEBEL für seinen Datensatz definierten Buchungsrichtlinien im Umgang mit Naturalien zu folgen.136 Grundsätzlich konnten Naturaleinkünfte und deren Verwendung nur dann im Kölner Datensatz erfasst werden, wenn sie aus der entsprechenden Quelle in ihrem monetären Äquivalent zu erschließen waren – um die Daten nicht zu verfälschen, wurden keine eigenen Schätzungen und Bewertungen vorgenommen, im Zweifelsfall wurde die betreffende Variable mit einem missing value versehen und so von der Auswertung ausgeschlossen. Festzuhalten bleibt, dass landwirtschaftlich tätige Haushalte oder auch diejenigen selbständiger Handwerker häufig erheblich höhere Ausgabebeträge bei der Variablen SONSTAUS aufweisen als die übrigen Haushalte. Grund hierfür ist, dass ihre Erwerbskosten in dieser Variablen verbucht werden. Dies führt zu einer erhöhten Varianz der Variablen und damit zu einer gewissen Überschätzung der Sonstigen Ausgaben bei Durchschnittsbildungen. Eine Korrektur dieses Missverhältnisses wäre allerdings schwierig, da sich die Ausgaben des landwirtschaftlichen Betriebes nicht scharf von denen des landwirtschaftlichen Haushaltes trennen lassen. Welche Ausgaben herauszurechnen seien, lässt sich nicht exakt bestimmen, hier müsste also willkürlich eine Grenze gezogen werden. Auch eine Auslassung der landwirtschaftlichen Haushalte bei der Durchschnittsbildung für SONSTAUS erscheint schwierig, denn dafür müsste entschieden werden, ob allein die Haupterwerbslandwirte auszuschließen seien oder auch im Nebenerwerb als Bauern tätige. Dabei müsste wieder die fließende Grenze zur Eigenversorgung bei ansonsten lohnabhängig Beschäftigten beachtet werden. Abgesehen von den methodischen Schwierigkeiten, die eine solche Differenzierung bedeuten würde, würde damit die Tatsache, dass in der Gesellschaft des Kaiserreiches der Übergang von Haupterwerbslandwirten über Bauern, die nebenher gegen Lohn arbeiten, zu Lohnarbeitern, die nebenher selbst Gemüse ziehen oder Schweine halten, bis hin zu Haushalten, die ihren gesamten Bedarf einkaufen, eben real ein Fließender war, ausgeblendet, was im Sinne der Darstellung von ökonomischer 136

Zu diesem Punkt vgl. die ausgesprochen ausführliche Behandlung dieses Problemfeldes bei T RIEBEL, der den Umgang mit nicht monetären Posten für die Reichserhebung von 1907 en detail durchexerziert. (Triebel (1991b), Bd. 2, S. 54–65).

145 Realität nicht sinnvoll erscheint.137 Kurz und gut – der willkürliche Eingriff in die Daten durch Korrektur der Werte oder ein Herauslassen gewisser Haushalte scheint größere Fehler zu verursachen als er behebt und wurde deshalb hier unterlassen.138 Es muss noch festgehalten werden, dass bewusst auf die Aufnahme von Spareinlagen als Ausgabenkategorie verzichtet wurde – analog zum Verzicht auf Abhebungen im Bereich der Einnahmen. Wie oben bereits dargestellt, handelt es sich ökonomisch betrachtet bei beiden Vorgängen („Sparen und Entsparen“) eben nicht um Konsum, sondern um Vermögensveränderungen. Barvermögen wird in Sparvermögen umgewandelt, nicht jedoch verausgabt. Sparen und Entsparen finden sich insofern weder im Bereich der Einnahmen noch der Ausgaben, sondern im Saldo wieder. Nähreres zum Umgang mit Sparvorgängen siehe den folgenden Abschnitt Saldo.139

4.2.7. Saldo Oben war bereits die Rede davon, dass beim Zuschnitt der Einnahmen- bzw. Ausgabenvariablen auf eine Erfassung von Ersparnissen auf der einen und der Auflösung von Ersparnissen bzw. der Schuldenaufnahme auf der anderen Seite verzichtet wurde. Wie dort dargestellt, liegt dies in dem Charakter einer Haushaltsrechnung begründet. Nach dem hier vertretenen Verständnis ist sie als das hauswirtschaftliche Pendant zur betriebswirtschaftlichen Gewinn- und Verlustrechnung – als eine reine Gegenüberstellung von Stromgrößen für einen definierten Zeitraum – zu betrachten.

G

138 139

Fehlende Werte

Speicherformat

Wertlabel

Werte

Meßniveau

Variablenlabel

Position

Saldo 1

137

Variable

Variablennummer

Tabelle 4.17: Codeliste – Saldo (G.1)

SALDO

83 Saldo

Metrisch

DOT7.2

-99.999

Insgesamt erzielten 678 Haushalte (ca. 17% der im Datensatz aufgenommenen Haushalte) Einkünfte aus dem Verkauf landwirtschaftlicher Produkte oder aus Naturalien, die in ihrer Höhe zwischen 11 Pfennigen für selbstgezogenes Gemüse und fast 24.000 Mark als Gesamteinkommen einer großbäuerlichen Wirtschaft liegen. Im Durchschnitt machen diese Einkünfte 32% (Standardabweichung 34%p) der Gesamteinnahmen dieser Haushalte aus. Diese Zahlen bestätigen die These vom fließenden Übergang für die Population des Datensatzes. Zur Existenz solcher Hauswirtschaften im Kaiserreich siehe etwa Bücher (1925), S. 326. Zu Konsequenzen, die diese Entscheidung auf die Durchschnittswerte der erarbeiteten Cluster hat, siehe vor allem Abschnitt 7.2., S. 241. Zu den theoretischen Zusammenhängen siehe etwa Siebert (1996), S. 254–261.

146 In diesem Sinne ist auch die letzte in unserem Datensatz erfasste Dimension, die des Saldos, zu begreifen (siehe Tab. 4.17). Die Variable SALDO bezeichnet die Differenz von Gesamteinkommen (EINNAHME) und Gesamtausgaben (AUSGABEN) eines Haushaltes. Insofern kann sie als einzige monetäre Variable im Datensatz sowohl einen positiven als auch einen negativen Wert annehmen. Hat der Haushalt im betreffenden Jahr solide gewirtschaftet, ist der Saldo positiv. Wenn hingegen mehr Geld ausgegeben als eingenommen wurde, ist der Saldo negativ. Haushaltstheoretisch lassen sich diese beiden Zustände schlicht als die Vorgänge von Sparen und Entsparen bezeichnen und mit der Sparfunktion S = Y −C mit

S Y C

:= := :=

Ersparnis (=ˆ Variable SALDO), Einkommen (=ˆ Variable EINNAHME) und Konsum (=ˆ Variable AUSGABEN)

funktional ausdrücken.140 Bei einem Einkommensüberschuss hat der Haushalt in dem von uns beobachteten Jahr gespart. Der Konsum zehrte seine Einkünfte nicht komplett auf, sondern er konnte einen Teil erübrigen, um damit Konsum zu einem späteren Zeitpunkt zu finanzieren. Vice versa bedeutet ein negativer Saldo, dass der Haushalt „entspart“, also entweder früher erworbenes Vermögen angreift (und damit seinen Konsum im beobachteten Jahr aus Überschüssen früherer Jahre finanziert) oder aber Schulden macht, etwa beim Krämer „anschreiben“ lassen muss oder sich Geld borgt. Damit finanziert der Haushalt seinen gegenwärtigen Konsum auf Kosten zukünftig möglichen Konsums, denn die Schuld will ja bei Fälligkeit beglichen werden.141 Wie Tab. 4.18 zeigt, verändern sich sowohl der absolute mittlere Sparbetrag pro Haushalt als auch dessen Verhältnis zum Gesamteinkommen (die Sparquote s) erheblich mit der Wohlhabenheit der Haushalte. Diese liegt bei den Haushalten am unteren Ende der Einkommensskala bei unter Null. Das heißt, die Haushalte sind im Durchschnitt nicht dazu in der Lage, ihren Konsum aus eigener Kraft zu finanzieren, sondern verschulden sich. Mit zunehmendem Einkommen steigt die Sparquote immer weiter an, bis sie schließlich bei der höchsten Einkommenskategorie bei über 5% des jährlichen Einkommens angelangt. Doch die z. T. gravierenden Unterschiede der durchschnittlichen Sparbeträge, je nachdem, ob man das arithmetische Mittel oder den weniger ausreißer-empfindlichen Median als Maß verwendet, zeigen die starken Unterschiede im Sparverhalten innerhalb einer Einkommensschicht. Auf eine große Streuung, die durch die Ermittlung einer durchschnittlichen Sparquote nivelliert würde, verweist auch Günther S CHULZ bei seiner Untersuchung 140

141

Zu dieser ursprünglich der keynesianischen Makroökonomik entstammenden Konzeption siehe etwa Siebert (1996), S. 254–261. Zum Zusammenhang zwischen Mikro- und Makroökonomik im Bereich Konsum und Ersparnis siehe Streissler (1974), S.118–122. Siehe hierzu etwa Barbara Seel, Ökonomik des privaten Haushalts, Stuttgart 1991, S. 245–246.

147 Tabelle 4.18: Absolute Ersparnis und Sparquote (Variable SALDO) Saldo [Mark]

Anzahl Fälle (N)

Arithm. Mittel

Median

749,67

566

-19,73

0,00

-2,77

1.000 - unter 1.500

1.261,86

778

2,23

2,68

0,10

1.500 - unter 2.000

1.738,03

906

24,63

20,14

1,40

2.000 - unter 3.000

2.382,38

799

44,45

38,69

1,83

3.000 - unter 5.000

3.689,97

277

134,15

89,87

3,53

5.000 - unter 10.000

7.358,40

108

306,82

137,44

4,42

23.593,48

77

1.087,77

695,00

5,17

2.422,30

3.511

57,66

12,00

0,88

Haushaltseinkommen [Mark] Gruppen unter 1.000

über 10.000 Gesamt

Arithm. Mittel

Mittlere Sparquote [%]

Quelle und Anmerkungen: Die Daten entstammen einer Auswertung des Kölner Datensatzes. Die genannten Fallzahlen beziehen sich nur auf die Fälle, die für die Variable SALDO über einen gültigen Wert verfügen. Nur diese Fälle gingen auch in die verschiedenen Durchschnittsberechnungen ein. Ansonsten analog zu Tab. 4.14.

des Sparverhaltens von Arbeiterhaushalten. Was Haushalte mit Einkommen bis 2.000 Mark angeht, kommt er im übrigen aber zu recht ähnlichen Sparquoten, wobei die von ihm ermittelten durchschnittlichen Sparbeträge eher den hier ermittelten Median- als den arithmetischen Mittelwerten entsprechen.142 Durchschnittliche Sparbeträge lassen sich also nicht wirklich zuverlässig bestimmen. Hinzu kommt das oben angedeutete Problem von möglicherweise unvollständigen Einnahmebudgets, das trotz aller Vorsicht mit Sicherheit nicht komplett ausgeschaltet werden konnte und wohl auch die vorliegenden Werte verzerrt. Dementsprechend vorsichtig sind also diese Durchschnittswerte zu interpretieren. Festzuhalten bleibt aber, dass beide Mittelwertreihen dieselbe Tendenz aufweisen. Was man auch intuitiv vermuten würde, wird von den Daten bestätigt: die Höhe der Ersparnis wächst mit zunehmendem Einkommen kontinuierlich. Und noch ein weiteres Resultat S CHULZ’ wird vom Kölner Datensatz bestätigt: die Sparquoten korrelieren bei Familienhaushalten negativ mit der Haushaltsgröße.143 Während Zweipersonenhaushalte durchschnittlich 4,22% ihrer Gesamteinnahmen sparen 142

143

Günther Schulz, „Der konnte freilich ganz anders sparen als ich“. Untersuchungen zum Sparverhalten industrieller Arbeiter im 19. Jahrhundert, in: Werner Conze und Ulrich Engelhardt (Hrsg.), Arbeiterexistenz im 19. Jahrhundert. Lebensstandard und Lebensgestaltung deutscher Arbeiter und Handwerker, Stuttgart 1981, S. 487–515, hier: S. 502 und S. 509. Ebenda, S. 509–510.

148 können, sinkt dieser Anteil über 2,99% bei den 3-5-Personen-Haushalt auf lediglich 1,31% bei Haushalten mit 6–8 Mitgliedern.144

4.3. Repräsentativität des Datensatzes Bevor wir zur Auswertung der hier erfassten Haushaltsrechnungen übergehen, soll beleuchtet werden, inwiefern die im Datensatz versammelten Haushalte ein verkleinertes Abbild der Gesellschaft des Kaiserreiches darstellen bzw. in welcher Hinsicht sie möglicherweise von den vorhandenen gesamtgesellschaftlichen Vergleichszahlen abweichen. Eine Repräsentanzuntersuchung konzentriert sich sinnvollerweise auf diejenigen Variablen, denen man einen Einfluss auf die zu erklärende Größe unterstellen kann. Für unsere Untersuchung stellt der Konsum der einzelnen Haushalte – im Datensatz dargestellt von den 21 Ausgabenvariablen – die zu erklärende (statistisch gesprochen: die abhängige) Größe dar. Alle übrigen Merkmale, die unsere Fälle besitzen – repräsentiert durch die restlichen Variablen – bezeichnen beeinflussende (statistisch gesprochen: unabhängige) Variablen. Alle könnten theoretisch Einfluss auf die von uns untersuchte Größe, den Konsum, nehmen. Deshalb soll die Verteilung dieser Merkmale im Datensatz verglichen werden mit der Merkmalsverteilung in der Gesamtgesellschaft, sofern es solche Vergleichszahlen gibt. Es soll die Frage beantwortet werden, wie repräsentativ das uns überlieferte sample an Haushaltsrechnungen hinsichtlich verschiedener gesellschaftlich relevanter Kriterien ist, die als Rahmenbedingungen für den Konsum anzusehen sind. Dabei ist zu beachten, dass der Begriff der Repräsentativität häufig in einem verzerrenden Sinn gebraucht wird, nämlich als eine Art Gütesiegel, ein „den Rezipienten positiv für die Erhebung beeinflussendes Attribut.“145 So verstanden solle Repräsentativität Garantie dafür sein, dass die betreffende Studie ein Modell der Grundgesamtheit, etwa der Bevölkerung eines Landes, darstelle. Dies stelle sicher, dass die in diesem Sinne repräsentative Stichprobe auch bei den untersuchten Merkmalen ähnliche Häufigkeiten aufweise wie die gesamte untersuchte Population und deshalb Repräsentationsschlüsse von der Stichprobe auf die Grundgesamtheit möglich seien. Statistiker begegnen dem Konzept „Repräsentativität“ jedoch mit Skepsis. Dies begründet sich in dem Umstand, dass sich die Zulässigkeit eines Repräsentationsschlusses nicht – wie oben dargestellt – aus der modellhaft verkleinerten Häufigkeitsverteilung einer Stichprobe herleiten lässt.146 Die Grundlage aller Stichprobenuntersuchungen liefert das „Gesetz der großen Zahl“. Dieses geht davon aus, dass – vereinfacht gesprochen – ein wenig wahrscheinliches Ereignis real 144 145 146

Berechnet man dieselben Anteilswerte aufgrund der Medianwerte, liegen sie zwar allesamt unterhalb der hier angegebenen Sparquoten, der Trend bleibt allerdings wiederum derselbe. Schnell, Hill und Esser (2005), S. 305. Siehe zu dieser Problematik etwa Peter v. d. Lippe und Andreas Kladroba, Repräsentativität von Stichproben, in: Marketing. Zeitschrift für Forschung und Praxis, Bd. 24 (2002), Nr. 2, S. 139–145 oder Schnell, Hill und Esser (2005), S. 304–306; ähnlich äußert sich auch Andreas Diekmann, Empirische Sozialforschung. Grundlagen, Methoden, Anwendungen, 19. Auflage. Reinbek bei Hamburg 2008, S. 430–432.

149 sehr selten eintritt. Je wahrscheinlicher ein Ereignis ex ante ist, desto häufiger lässt sich sein Eintreten ex post feststellen. Diese tautologisch anmutende Voraussetzung begründet die wichtige Feststellung, dass ein in der Grundgesamtheit sehr seltenes Merkmal bei einer Zufallsstichprobe eben auch nur sehr selten gezogen wird. Wie nahe die Ziehungshäufigkeit der tatsächlichen Verteilung des Merkmals in der Grundgesamtheit kommt, hängt vom Umfang der Stichprobe ab. Je größer die Stichprobe ist, desto stärker nähert sich die Ziehungshäufigkeit eines Merkmals der tatsächlichen Verteilung in der Grundgesamtheit an: bei einer Totalerhebung entsprechen die beiden Größen einander schließlich zwangsläufig. Daraus folgt: Ist es bei einer sehr kleinen Stichprobengröße noch recht wahrscheinlich, dass die relative Häufigkeit eines gezogenen Merkmals beträchtlich von ihrer Ziehungswahrscheinlichkeit (= ihrer tatsächlichen relativen Häufigkeit in der Grundgesamtheit) abweicht, sinkt diese Wahrscheinlichkeit, je größer der Stichprobenumfang wird. Aufgrund dieses Gesetzes der großen Zahl erscheint es überhaupt möglich, von einer Stichprobe Rückschlüsse auf die Zusammensetzung einer Grundgesamtheit zu ziehen.147 Statistisch gibt es eine unabdingbare Bedingung dafür, dass dieses Gesetz für eine Stichprobenauswahl volle Gültigkeit besitzt: die in die Stichprobe eingehenden Elemente einer Grundgesamtheit müssen nach einem bestimmten Zufallsprinzip ausgewählt worden sein (= Zufallsstichprobe). Genau dies führt das Konzept der Repräsentativität ad absurdum. Denn es erweist sich schon bei wenigen einschlägigen Merkmalen als schier unmöglich, dass eine Zufallsstichprobe automatisch in allen Merkmalsausprägungen ein verkleinertes Abbild der Grundgesamtheit darstellt und somit im Wortsinn repräsentativ ist.148 Es genügt also keineswegs, die Verteilung innerhalb der Stichprobe mit derjenigen der Grundgesamtheit zu vergleichen oder mit Hilfe statistischer Testverfahren zu prüfen, um zu beweisen, dass eine Stichprobe Rückschlüsse auf die untersuchte Grundgesamtheit zulässt, unabhängig davon, wie die Daten zustande gekommen sind.149 Vielmehr kann die Güte einer Stichprobe nicht beurteilt werden, ohne ihren Entstehungszusammenhang zu berücksichtigen. Und nur wenn eine Stichprobe nach dem Zufallsprinzip erfolgt ist, dürfen die Methoden der Inferenzstatistik berechtigterweise angewendt werden, um etwa von der Zusammensetzung der Stichprobe auf die Zusammensetzung der Grundgesamtheit zu schließen.150 Deshalb gibt es heute für Konzeption und Durchführung stichprobenartiger empirischer Sozialuntersuchungen elaborierte Regeln und Maßnahmen, um zu gewährleisten, dass die tatsächliche Erhebung dem statistischen Konstrukt der Zufallsstichprobe möglichst nahe kommt und so aus mathematisch-statistischer Perspektive zuverlässige Rückschlüsse auf die Grundgesamtheit erlaubt sind.151 147

148 149 150 151

Die hier wiedergegebene Version des „Gesetzes der großen Zahl“ geht auf Antoine Augustin C OURNOT (1801–1877) zurück. Siehe hierzu Noelle (1963), S. 101–102, bzw. ausführlicher Helmut Komrey, Empirische Sozialforschung. Modelle und Methoden der standardisierten Datenerhebung, 11. Auflage. Stuttgart 2006, S. 294–297. Vgl. hierzu die Ausführungen bei Diekmann (2008), S. 430. Lippe und Kladroba (2002), S. 140–141. Schnell, Hill und Esser (2005), S. 304, Lippe und Kladroba (2002), S. 140. Vgl. etwa Schnell, Hill und Esser (2005), S. 273–304, Diekmann (2008), S. 373–430, Komrey (2006), S. 267–316.

150 Die hier vorliegende Auswahl von Haushaltsrechnungen ist unbestreitbar weder nach einem bewusst durchdachten Stichprobenplan zusammengestellt worden noch durch eine wie auch immer geartete Zufallsstichprobe zustande gekommen. Stattdessen wurden die Daten in 116 verschiedenen Studien erhoben und erst grob hundert Jahre nach ihrer Entstehung in einem Datensatz zusammengeführt. Betrachtet man die hier vorliegende Studie – wie eingangs vorgeschlagen – als eine Meta-Analyse wie sie in anderen Diziplinen üblich ist, ist dies ein vollkommen normaler Befund: „The ‚Data‘ in meta-analysis typically represent a nonrandom, biased sample of studies.“152 Hinzu kommt in unserem Fall die Beschaffenheit der historischen Primärstudien, aus denen sich der Kölner Datensatz speist. Das Ziel, eine Zufallsstichprobe aus der Grundgesamtheit aller deutschen Privathaushalte zu ziehen, hatte keine jener Untersuchungen im Auge,153 steckte doch zu der Zeit, als sie entstanden, die empirische Sozialforschung noch in ihren Kinderschuhen und waren besagte elaborierte Techniken noch nicht entwickelt.154 Es steht also fest, dass für den hier vorliegenden Datensatz die Methoden der Inferenzstatistik, etwa Parameterschätzungen, Signifikanztests oder die Bestimmung von Konfidenzintervallen, prinzipiell nicht anwendbar sind. Genausowenig dürfen die auf seiner Grundlage ermittelten Anteilswerte mittels Repräsentationsschluss auf die Grundgesamtheit übertragen werden.155 Es handelt sich bei den Elementen des hier vorliegenden Datensatzes eben nicht um eine Zufallsauswahl, ein random sample, sondern um ein surviving sample, wie Pat H UD SON es benannt hat, um eine Sammlung historischer Daten, die uns überliefert sind.156 Dementsprechend wäre es also vermessen, davon auszugehen, dass unsere Haushaltsrechnungen die letztlich untersuchte Grundgesamtheit aller Haushalte des Deutschen Reiches vollständig repräsentieren. Dennoch lassen sich bei entsprechend vorsichtigem Vorgehen aus diesem surviving sample Aussagen über jene historische Grundgesamtheit ableiten: „A surviving sample is used where the bulk of records have not survived but where the historian wishes to say something about the nature of the population as a whole on the basis of information from surviving cases only. For example, with the use of [. . . ] household budgets the researcher is at the mercy of what has survived. With such research it is necessary carefully to explore the ways in which the surviving sample may be biased.“157 152 153

154

155 156 157

F. M. W OLF, zitiert nach: Rustenbach (2003), S. 24. Selbst für die Erhebung des Kaiserlichen Statistischen Amtes von 1907, die wohl vergleichsweise als eine der „modernsten“ im vorliegenden sample zu bewerten ist, kommen F LEMMING und W ITT zu dem Schluss, dass es sich bei der Stichprobenziehung um eine „Auswahl aufs Geratewohl“ handelte (Vgl. Flemming und Witt (1981), S. XXVI–XXVII). Nach Elisabeth N OELLE -N EUMANN führte der englische Sozialforscher Arthur B OWLEY die erste bewusste Stichprobenuntersuchung im Jahr 1912 durch (Noelle (1963), S. 317). Erst seit den 1930er Jahren setzte sich diese Methode in der Umfrageforschung durch, zuerst bei Wahlforschern in den Vereinigten Staaten. Vgl. hierzu Kern (1982), S. 197–202 oder Schnell, Hill und Esser (2005), S. 38–40. Zu dieser Problematik speziell bei historischen Daten siehe Floud (1980 (1973)), S. 189–192. Pat Hudson, History by Numbers. An introduction to quantitative approaches, London 2000, S. 174. Ebenda

151 Genau dieser Weg soll hier beschritten werden. Aus diesem Grund wird im Folgenden die spezifische Repräsentativität der Merkmalsverteilungen einiger für unsere Untersuchung relevanter Variablen untersucht: der zeitlichen und räumlichen Verteilung, der Verteilung der Haushaltseinkommen und der Haushaltsgröße. Dies geschieht in dem Wissen, dass die Aussagekraft solcher Repräsentanznachweise begrenzt ist und nur den Sinn haben kann zu überprüfen, ob die hier vorliegende Stichprobe nicht allzu grob an den Verteilungen in der Grundgesamtheit vorbei zielt und wenn ja, welcher bias vorliegt.158

4.3.1. Methodische Vorüberlegungen Dieser Datensatz stellt eine Stichprobe – um nicht missverstanden zu werden, sei hier noch einmal betont: keine Zufallsstichprobe – dar, aber welches ist die Grundgesamtheit, aus deren Fülle die Stichprobe gezogen wurde? Diese Frage ist nicht ganz so trivial, wie sie zunächst erscheint. Am ehesten lässt sich die Grundgesamtheit nämlich eher sperrig definieren als die Menge aller Haushalte, die im Deutschen Reich zwischen 1871 und 1914 existierten und für die eine einjährige Haushaltsrechnung hätte ermittelt werden können. Nicht unterschlagen werden soll an dieser Stelle, dass die Untersuchung – wie oben erwähnt – aus pragmatischen Erwägungen in 34 Fällen auf Haushaltsrechnungen von vor 1871 und in einem weiteren Fall auf eine Haushaltsrechnung außerhalb des Reichsgebietes ausgedehnt wurde.159 Diese werden bei den folgenden Überlegungen zur Repräsentativität, wiederum aus pragmatischen Gründen, allerdings bewusst ausgeklammert. Damit stehen unsere 3.994 Fälle (oder streng genommen zumindest die 3.959 Fälle innerhalb der oben bezeichneten zeitlichen und räumlichen Grenzen) stellvertretend für insgesamt 498,7 Millionen mögliche Haushaltsrechungen. Diesen Wert erhält man, indem man die Anzahl der deutschen Privathaushalte in jedem Jahr zwischen 1871 (zu diesem Zeitpunkt bestanden 8,7 Mio. Haushalte) und 1914 (die Zahl der Privathaushalte war auf 14,5 Mio. gestiegen) aufaddiert.160 Damit gehen Haushalte, die länger als ein Jahr bestanden, mehrfach in diese Gesamtzahl ein. Doch genau dies erscheint zur Schätzung unserer Grundgesamtheit sinnvoll, da ja auch in unserem Datensatz derselbe Haushalt in unterschiedlichen Jahren mehrmals mit seiner jeweiligen Haushaltsrechnung erfasst werden konnte, was bei 150 Haushalten auch der Fall war. Diese Haushalte müssen also zwingend mehrfach in der Grundgesamtheit enthalten sein, weshalb es wiederum zwingend erforderlich war, die theoretisch möglichen Haushaltsrechnungen und nicht nur die Haushalte selbst als Grundgesamtheit zu betrachten. Dies zugrunde gelegt, umfasst unser sample 3.959 von 498,7 Mio. möglichen Haushaltsrechnungen, bildet also den winzig anmutenden Bruchteil 158 159 160

Vgl. zu den Begrifflichkeiten globale vs. spezifische Repräsentativität Bortz (2005), S. 86. Zu „Repräsentanznachweisen“ und deren Aussagekraft siehe Schnell, Hill und Esser (2005), S. 306. Näheres siehe S. 91. Die Zahl der in jedem Jahr im Deutschen Reich existierenden Haushalte ist berechnet nach Franz Rothenbacher, Historische Haushalts- und Familienstatistik von Deutschland 1815-1990, Frankfurt a. M./New York 1997, S. 51, für die fehlenden Jahre wurden die Daten linear interpoliert (Siehe hierzu Tabelle A.11 im Anhang, S. 325).

152 3.959 = 0, 0079‰ ab. Bei der Beurteilung dieses Stichprobenumfangs sollte man von 498,7Mio. aber nicht vergessen, dass statistisch eine Stichprobe mit n = 3.959 (wenn es sich um eine Zufallsstichprobe handeln würde) ausreichen würde, um Verteilungen innerhalb der Grundgesamtheit mit einer Abweichung von höchstens ±2% zu schätzen.161 Betrachten wir nun also die Verteilungen einiger Merkmale innerhalb unseres Datensatzes und vergleichen sie – soweit dies möglich ist – mit bekannten Verteilungen jener Grundgesamtheit bzw., was häufiger der Fall ist, mit Verteilungen von Größen, die die unbekannte Verteilung innerhalb unserer Grundgesamtheit einigermaßen erahnen lassen. Grundsätzlich bietet sich zur Überprüfung der spezifischen Repräsentativität eines Merkmals der Vergleich von Mittelwert und Standardabweichung der Stichprobe x¯ und s mit denen der Grundgesamtheit µ und σ an.162 Doch nicht bei allen Merkmalen ist die Berechnung eines Stichprobenmittelwertes x¯ sinnvoll bzw. nicht einmal eine Schätzung des Grundgesamtheitsmittelwertes µ möglich. Um die Verteilung im Datensatz auch unter diesen Umständen mit denen der Grundgesamtheit vergleichen und die spezifische Repräsentativität aller untersuchten Merkmale abschließend in ein Verhältnis zueinander setzen zu können, werden einige aufwendigere Parameter benötigt. Diese sollen hier kurz vorgestellt werden. Um erkennen zu können, ob die Ausprägungen eines Merkmals bzw. häufiger, ob Klassen oder Kategorien von Merkmalsausprägungen im Datensatz im Vergleich zur Grundgesamtheit über- oder unterrepräsentiert sind, wird ein mit δ bezeichnetes dimensionsloses Repräsentanzmaß eingeführt. Dieses Maß setzt die Differenzen von beobachteten zu erwarteten Häufigkeiten eines Merkmals, also den Unterschied zwischen den entsprechenden Anteilen im Datensatz und denen in der Grundgesamtheit, ins Verhältnis zum größeren von beiden. Es ist also wie folgt definiert:

δ=

mit

fb( j) fe( j)

:= :=

fb( j) − fe( j) max( fb( j) , fe( j) )

(4.1)

die beobachtete Häufigkeit eines Merkmals in der Kategorie j und die erwartete Häufigkeit eines Merkmals in der Kategorie j.

Dabei entspricht die erwartete relative Häufigkeit eines Merkmals in der Kategorie j derjenigen in der Grundgesamtheit, es gilt also: 161

162

Berechnet nach Bortz (2005), S. 104–105 unter der Annahme der denkbar ungünstigsten Merkmalsverteilung von p = (1 − p) = 0, 5 und einem hohen Signifikanzniveau von α = 0, 01. Es ergibt sich eine Breite des Konfidenzintervalls von KIB = 0, 0409, also ≈ ±2%. Grundsätzlich wird für die Bestimmung des Durchschnittswertes das arithmetische Mittel verwendet: Ist davon auszugehen, dass das arithmetische Mittel im Datensatz von extremen Ausreißerwerten stark verzerrt wird, bietet sich als Alternative der Medianwert x˜ an. Zur Berechnung der hier verwendeten Mittelwerte und Standardabweichungen siehe Ebenda, S. 36–37, 41–44.

153

fe( j) = mit

g( j)

g( j) ×n N

(4.2)

:=

die beobachtete Häufigkeit eines Merkmals in der Kategorie j in der Grundgesamtheit N := die Größe der Grundgesamtheit und n := die Größe der Stichprobe. Die Werte für δ zeigen also an, wie stark und in welche Richtung die Häufigkeitsverteilung eines Merkmals/einer Variablen im Datensatz, deren Ausprägungen sich in j Kategorien gliedern lässt, von derjenigen der Grundgesamtheit abweicht. Positive Werte für δ zeigen eine Überrepräsentation an, negative eine Unterrepräsentation. Durch den Tausch des Divisors – je nachdem, ob der Erwartungswert größer ist als der beobachtete oder umgekehrt, wird stets durch den größeren geteilt – nimmt δ nur Werte von −1 ≤ δ ≤ +1 an. Ein Wert von δ = 0 zeigt eine Übereinstimmung zwischen erwarteter und tatsächlicher Merkmalshäufigkeit an, ein Wert von δ = ±1 die größtmögliche Abweichung von ±100%. Dieser Fall tritt dann ein, wenn entweder fb( j) = 0 oder fe( j) = 0 ist. Darüber hinaus sollen die Repräsentanzen der einzelnen Merkmale einander gegenübergestellt werden können. Es soll also abschließend verglichen werden, hinsichtlich welcher Merkmale eine stärkere spezifische Repräsentativität vorliegt und wo eine schwächere. Es bedarf also einer Maßzahl dafür, welche Merkmalsverteilung im Datensatz gut mit derjenigen in der Grundgesamtheit harmoniert und bei welcher ein stärkerer bias zu vermuten ist. Hierfür kann der eigentlich als Zusammenhangsmaß zwischen zwei Variablen konstruierte Koeffizient Cramérs Index CI verwendet werden.163 ! χ2 CI = (4.3) n Dabei berechnet sich die Größe χ 2 („Chi-Quadrat“) so: χ2 = ∑ j

( fb( j) − fe( j) )2 fe( j)

(4.4)

Der Index CI wird hier ein wenig zweckentfremdet eingesetzt, da die Erwartungswerte, mit deren Hilfe die ihm zu Grunde liegenden χ 2 -Werte errechnet werden, nicht wie üblich über die Randverteilungen berechnet werden, sondern stattdessen die Verteilungen der Grundgesamtheit verwendet werden.164 Außerdem dient er hier, das sei noch einmal 163

164

Siehe Bortz (2005), S. 235 für CI und S. 156–157 für χ 2 . Im Vergleich zur Darstellung bei B ORTZ konnte die Berechnung von CI hier vereinfacht werden, da wir grundsätzlich zwei Spalten, StichprobenHäufigkeiten und Grundgesamtheits-Häufigkeiten, miteinander vergleichen, es also mit einer zweispaltigen k × &-Tafel (& = 2) mit unterschiedlich vielen Zeilen k > 2 zu tun haben. Deshalb gilt R = min(k, &) = & = 2 ⇒ R − 1 = 1. Aufgrund von & = 2 kann hier auch die einfache Konstruktionsformel für χ 2 verwendet werden. Vgl. Ebenda.

154 Tabelle 4.21: Zeitliche Häufigkeitsverteilung der Fälle des Datensatzes

Private Haushalte zwischen 1871 und 1914 Zeitabschnitte (j )

...im Datensatz (Stichprobe n ) (f b(j) ) Anzahl

1

1871 - 1879 1880 - 1889 1890 - 1899 1900 - 1909 1910 - 1914 Gesamt

Prozent

2

3

... im Deutschen Reich (Grundgesamtheit N ) Anzahl [1.000] 4

Erwartete Häufigkeit an Fällen

Prozent

(f e(j) ) Anzahl

5

6

584 483 640 1.670 583

14,75% 12,20% 16,16% 42,17% 14,72%

82.193 99.807 112.096 131.103 73.513

16,48% 20,01% 22,48% 26,29% 14,74%

653 793 890 1.041 584

3.960

100,00%

498.712

100,00%

3.960

Cramérs Index (CI )

Repräsentanzmaß δ

Prüfgröße χ²

7

8

-0,11 -0,39 -0,28 0,38 0,00

7,22 120,88 70,27 380,03 0,00 578,40 0,38

Quelle und Anmerkungen: Die Daten entstammen einer Auswertung des Kölner Datensatzes. Scheinbare Ungenauigkeiten zwischen den Einzelwerten und der Gesamtsumme bzw. zwischen einzelnen Spalten beruhen darauf, dass die Berechnungen mit ungerundeten Werten durchgeführt wurden. Für die Vergleichswerte für das Deutsche Reich siehe Tab. A.11, S. 325 im Anhang

hervorgehoben, nicht seinem ursprünglichen Bestimmungszweck, nämlich zu überprüfen, wie stark zwei Reihen kausal zusammenhängen. Es geht hier nicht darum, künstlich eine Kausalität zwischen den Verteilungen innerhalb der Grundgesamtheit und denen im Datensatz zu konstruieren. Vielmehr dient der Index CI hier lediglich als Maß für die spezifische Repräsentativität der untersuchten Merkmale unseres Datensatzes, um diese miteinander vergleichen zu können.

4.3.2. Zeitliche Verteilung Unsere Grundgesamtheit aller zwischen 1871 und 1914 prinzipiell möglichen einjährigen Haushaltsrechnungen ist nicht gleich über den gesamten Zeitraum verteilt. Vielmehr nimmt die Anzahl der Haushalte – wie oben bereits erwähnt – zwischen 1871 und 1914 kontinuierlich zu. Entsprechend wächst auch die Zahl der Haushaltsrechnungen, die in jedem einzelnen Jahr hätten aufgenommen werden können und damit auch die Zahl der Haushaltsrechnungen, die in unserem Datensatz für ein spezielles Jahr zu erwarten wären. So ergeben sich die Erwartungswerte, an denen sich die spezifische Repräsentanz unseres Datensatzes bezüglich seiner zeitlichen Verteilung erkennen lässt. Tab. 4.21 stellt die erwartete Verteilung den realen Häufigkeiten mit denen einzelne Jahre im Datensatz auftauchen, gegenüber.165 Ihrer erwarteten Häufigkeit vollkommen angemessen erscheint demgemäß 165

Die Haushaltsrechungen, die vor 1871 entstanden, sind, wie oben angemerkt, von der folgenden Darstellung ausgeschlossen. Dadurch reduziert sich der Umfang unseres Datensatzes auf n = 3.960.

155 nur der letzte Zeitabschnitt 1910–1914, hier weicht die tatsächliche Häufigkeit nur denkbar minimal um einen Zähler vom Erwartungswert ab. Mit Ausnahme des Zeitabschnitts 1900–1909 tauchen ansonsten alle Perioden im Vergleich zu selten im Datensatz auf. Am stärksten unterrepräsentiert sind Haushalte aus den Jahren 1880-1889 (δ = −0, 39). Die Überrepräsentation der Jahre 1900–1909 geht freilich darauf zurück, daß in den Jahren 1907 und 1908 zwei der ergiebigsten Studien erhoben wurden.166 Die mit Abstand quantitativ ergiebigste Quelle des Datensatzes, die Erhebung des Kaiserlichen Statistischen Amtes von 1907, steuert allein 757 Fälle bei, was 19% aller Haushaltsrechnungen bzw. 45% aller Haushalte dieses Zeitabschnitts ausmacht. Noch stärker ist das relative Gewicht einer einzelnen Quelle allerdings im dritten Zeitabschnitt (1890-1899). Von den 640 Haushaltsrechnungen aus diesen Jahren entstammen mehr als zwei Drittel, nämlich 450 Stück, einer einzigen Studie: der Untersuchung über die oberschlesischen Bergarbeiter von Stanislaus K UHNA.167

4.3.3. Geographische Verteilung Grundsätzlich könnten unsere Haushalte aus allen 26 Bundesstaaten des deutschen Reiches stammen. Real entstammen sie nur 22 Staaten. Für Mecklenburg-Strelitz, SchwarzburgSondershausen, Reuß älterer Linie und Schaumburg-Lippe liegen uns keine Haushaltsrechungen vor.168 Im Folgenden wird untersucht, wie häufig die einzelnen Staaten in unserem Datensatz vorkommen und inwieweit diese Verteilung derjenigen entspricht, die nach den Relationen der Zahl an Haushalten in den einzelnen Staaten zu erwarten wäre. Als approximatives Vergleichskriterium dienen uns hierbei die Ergebnisse der Volkszählung vom 2. Dezember 1895. Diese bietet sich dadurch an, dass ihre Werte (a) am dichtesten an einer fiktiven mittleren Zahl der Haushalte im Deutschen Reich zwischen 1871 und 1914 liegen (besagter Mittelwert liegt bei 11,33 Mio. Haushalten, die Volkszählung von 1895 ergab 11,21 Mio. Haushalte) und (b) nur wenig oberhalb eines ebenso fiktiven Mittelwertes der bei den beiden Volkszählungen von 1871 und von 1910 ermittelten Gesamtzahl der Einwohner des Reiches. Nimmt man für den gesamten Zeitraum einen leicht überlinearen Trend für die Entwicklung der Bevölkerungszahl an und beachtet gleichzeitig die mit der Zeit sinkende durchschnittliche Haushaltsgröße, kann man die Werte von 1895 guten Gewissens als den denkbar besten Schätzwert für eine gleichsam „durchschnittliche“ 166

167 168

Es handelt sich um die amtliche Erhebung (Kaiserliches Statistisches Amt (1909), QUELLE 57) und diejenige des Metallarbeiterverbandes (Vorstand des Deutschen Metallarbeiter-Verbandes (1909), QUELLE 39). Kuhna (1894). Angesichts des geringen Anteils dieser Staaten an der Einwohnerschaft des Reiches wären, bei perfekter Abbildung der Anteile im Datensatz, folgende winzige Zahlen von Haushaltsrechnungen zu erwarten gewesen: für Mecklenburg-Strelitz läge die erwartete Häufigkeit bei fe = 7, für SchwarzburgSondershausen bei fe = 6, für Reuß älterer Linie bei fe = 5 und für Schaumburg-Lippe bei gerade einmal fe = 3.

156 Tabelle 4.22: Territoriale Häufigkeitsverteilung der Haushalte (Variable STAAT)

Territoriale Verteilung der Haushalte

Staaten des Deutschen Reiches

…im Datensatz (Stichprobe n ) (f b(j) ) Anzahl

Prozent

nach der Volkszählung 1895 Anzahl [1.000] 4

Prozent 5

Erwartete Häufigkeit an Fällen

Repräsentanzmaß δ

Prüfgröße χ²

7

8

(f e(j) ) Anzahl

1

2

Königreich Preußen Königreich Bayern Königreich Sachsen Königreich Württemberg Reichsland Elsaß-Lothringen Großherzogtum Baden Großherzogtum Hessen Freie Stadt Hamburg Großherzogtum Mecklenburg-Schwerin Übrige kleinere Staaten

2.169 209 292 47 76 303 28 274 35 137

60,76% 5,85% 8,18% 1,32% 2,13% 8,49% 0,78% 7,68% 0,98% 3,84%

6.787 1.194 860 451 370 361 222 157 133 670

60,56% 10,65% 7,67% 4,03% 3,30% 3,22% 1,98% 1,40% 1,19% 5,98%

2.162 380 274 144 118 115 71 50 42 214

Gesamt

3.570

100,00%

11.207

100,00%

3.570

Cramérs Index (CI )

3

... im Deutschen Reich (Grundgesamtheit N )

6

0,003 -0,45 0,07 -0,67 -0,36 0,62 -0,60 0,82 -0,18 -0,36

0,02 77,17 1,19 65,12 14,91 306,91 25,86 1.000,22 1,32 27,46 1.520,20 0,65

Quelle: wie Tab. 4.21, für die Vergleichswerte der einzelnen Staaten wie im Text angegeben (siehe Anm. 169)

Bevölkerungsverteilung des Deutschen Reiches für unseren Betrachtungszeitraum ansehen.169 Durch die 424 Haushalte, bei denen sich in den Quellen keine hinreichend genauen Ortsangaben fanden und die sich deshalb keinem Staat zuordnen ließen, reduziert sich die Gesamtzahl der geographisch auswertbaren Haushalte auf 3.570.170 In Tab. 4.22 wird deren Häufigkeitsverteilung bezüglich der Variablen STAAT dargestellt. Hierbei wurden allerdings nur die neun Staaten des Deutschen Reiches explizit aufgeführt, die 1895 mehr als 100.000 Haushalte (bzw. eine halbe Million Einwohner) aufwiesen. Die übrigen Mittelund Kleinstaaten sind zusammengefasst dargestellt. Eine dezidierte Aufschlüsselung wäre wenig sinnvoll gewesen, da eine Repräsentation der einzelnen Klein- und Kleinststaaten im Datensatz angesichts des teilweise verschwindend kleinen Anteils an der Reichsbevölkerung purer Zufall wäre: von den neun kleinsten Staaten besaß 1895 keiner mehr als 135.000 Einwohner. Zusammen machten sie lediglich 1,5% der Bevölkerung des Reiches aus, im allerkleinsten, dem Fürstentum Schaumburg-Lippe, lebten gerade einmal 41.224 Menschen (0,08% der Reichsbevölkerung). 169

170

Für die Daten der Volkszählung von 1895 siehe Anonymus, Ergebnisse der Volkszählung 1895, in: Vierteljahreshefte zur Statistik des Deutschen Reichs Bd. 6 (1897), H. II, S. 68 (Einwohnerzahlen), sowie H. I, S. 27-28 und H. III, S.45 (Zahl der Haushalte). Zum Vergleich mit den Bevölkerungszahlen von 1871, 1890 und 1910 siehe Hohorst, Kocka und Ritter (1978), S. 42–43. Siehe Abschnitt 4.2.2.2., S. 111.

157 Alles in allem zeigt die Übersicht, dass die Verteilung der Haushaltsrechnungen die prozentualen Anteile der Einzelstaaten an der Gesamtbevölkerung des Deutschen Reiches relativ gut abbildet. Eine deutliche Überrepräsentation (δ > 0, 5) weisen nur Baden und vor allem Hamburg auf. Württemberg und Hessen sind mäßig unterrepräsentiert (δ < −0, 5). Durch den drastischen Ausreißer Hamburg, das fast fünffach häufiger im Datensatz vorkommt als erwartet, nimmt Cramérs Index dennoch einen Wert von CI = 0, 65 an. Dies sollte jedoch nicht darüber hinweg täuschen, dass sich ansonsten die Bevölkerungsproportionen der Bundesstaaten des Deutschen Reiches in unserem Datensatz erstaunlich gut wiederfinden. Vor allem die bis auf sieben Haushalte genaue Übereinstimmung von erwarteter und realer Häufigkeit für Preußen, den bei weitem größten deutschen Staat, fällt ins Auge (δ = 0, 003). Verfeinert man das Raster und überprüft diese scheinbar hervorragende Repräsentanz Preußens anhand der nächstkleineren Verwaltungsebene, der preußischen Provinzen, bleibt der positive Eindruck zwar weitgehend erhalten, aber mit einzelnen Abstrichen. Relativ stark überrepräsentiert ist Schlesien (δ = 0, 61), was angesichts zahlreicher Regionalstudien sowohl zu den Heimgewerbetreibenden Niederschlesiens als auch zu den Arbeitern der oberschlesischen Schwerindustrie nicht weiter verwundert. In unserem Datensatz machen schlesische Haushalte den großen Anteil von 23,6% aus, der Anteil der schlesischen an allen deutschen Haushalten betrug dagegen lediglich 9,16%. Die Provinzen Posen und Westpreußen hingegen zeigen sich am stärksten unterrepräsentiert (beide mit δ = −0, 81),171 es folgen Pommern (δ = −0, 63), Hannover (δ = −0, 60) und Ostpreußen (δ = −0, 53); alle übrigen Provinzen sind als relativ gut repräsentiert anzusehen (|δ | < 0, 5). Bleibt die Frage, inwiefern die Ebene der einzelnen Staaten mit ihren unterschiedlichen Größen, ihren teilweise willkürlichen Grenzziehungen sowie schwer operationalisierbaren Ähnlichkeiten bzw. Unterschieden überhaupt die wesentliche Bezugsgröße bei der Untersuchung der geographischen Repräsentanz ist. Wenn man davon ausgeht, dass sozioökonomische Lebensbedingungen das Leben der Menschen am Ende des 19. Jahrhunderts bereits stärker prägten als landsmannschaftlich begründete regionale Besonderheiten, ist es sicherlich interessanter, unseren Datensatzes daraufhin zu untersuchen, ob er hinsichtlich gewisser Typen von Regionen repräsentativ ist. Hierzu bieten sich zwei Möglichkeiten an: ein Blick auf den wirtschaftlichen Entwicklungsstand auf der Ebene der Regierungsbezirke, repräsentiert durch den Frank’schen Modernisierungsindex M kt (Variable ZONE) sowie auf die Größe der Orte, aus denen unsere Haushaltsrechungen stammen (Variable ORTSTYP). Für den Modernisierungsindex gilt dasselbe wie für Bevölkerungs- und Haushaltsanzahl.172 Auch für diese Größe liegen die Index-Werte der einzelnen Territorien für 1895 denkbar nah an einem Durchschnitt aller Werte für den Zeitraum von 1871 bis 1914. Deshalb wählen wir auch hier wieder dieses Jahr als Bezugsgröße. Orientiert an F RANKs Beispiel ordnen wir die einzelnen Territorien nach ihrem Entwicklungsstand in 171 172

Abgesehen von der Exklave Hohenzollern mit 15.006 Haushalten bzw. 65.752 Einwohnern, die in unserem Datensatz nicht vertreten ist (ihre erwartete Häufigkeit betrüge fe = 5), was zu δ = −1 führt. Für nähere Informationen zur Konstruktion dieses Index vgl. Abschnitt 4.2.2.3., S. 112–114.

158 drei Gruppen: ländlich-rückständig, durchschnittlich und industriell-fortschrittlich. Hierfür gehen wir davon aus, dass Regionen noch vorwiegend agrarisch geprägt sind und eine eher dörfliche Siedlungsstruktur besitzen, wenn sie einen Modernisierungsindex von M kt < 70 besitzen; als durchschnittlich werden diejenigen aufgefasst, für die gilt: 70 < M kt < 100. Diejenigen mit M kt > 100 fallen in die dritte Gruppe, sie werden als industriell-fortschrittlich identifiziert.173 Auf diese Weise ergibt sich, dass für das Jahr 1895 29 Regionen als ländlich-rückständig eingestuft werden, vornehmlich finden sich hier neben den kleinbäuerlich geprägten Regionen Süddeutschlands vor allem die ostelbischen Besitzungen Preußens sowie einige Agrargebiete in der norddeutschen Tiefebene,174 insgesamt macht die Bevölkerung dieser Regionen 31% der Einwohner des Reiches aus.175 31 Bezirke, 48% der Gesamteinwohnerzahl umfassend, weisen einen „durchschnittlichen“ Wert für M kt auf;176 11 Bezirke fallen in die Kategorie industriell-fortschrittlich. Darunter befinden sich neben den drei Städten Berlin, Hamburg und Bremen die Industrieregionen des Rhein-Ruhr-Raumes sowie weite

173

174

175

176

Die Werte ergeben sich, wenn man annimmt, dass in einer rückständigen Region noch mindestens 55% aller Beschäftigten in der Landwirtschaft und anderen wenig dynamischen Branchen arbeiten, sowie höchstens 25% der Einwohner in Gemeinden über 5.000 Einwohnern leben (⇒ M kt < (0, 45 + 0, 25) × 100 = 70, 0). Als industriell geprägt soll uns eine Region gelten, wenn mindestens 55% aller Beschäftigten in den „modernen“ Sektoren Industrie, Handel und Verkehr Beschäftigung haben und gleichzeitig 45% der Menschen in Städten wohnen (⇒ M kt > (0, 55 + 0, 45) × 100 = 100, 0). Hierbei ist zu beachten, dass aufgrund der additiven Konstruktion ein höherer Industrialisierungs- einen niedrigeren Urbanisierungsgrad ausgleichen kann oder umgekehrt, und dies erscheint inhaltlich durchaus erwünscht. Dennoch mag diese Grenzziehung eher willkürlich erscheinen. Allerdings überschneiden sich die so ohne großen Aufwand gebildeten Gruppen – von wenigen Ausnahmen abgesehen – fast komplett mit den von F RANK mittels einer Clusteranalyse gebildeten Gruppen für 1895, was ein solches Vorgehen hier rechtfertigt (vgl. Frank (1994), S. 92–96, v.a. die Übersicht auf S. 93). Hierbei handelt es sich, beginnend mit dem niedrigsten Wert für M kt , um Sigmaringen, Niederbayern, Gumbinnen, Marienwerder, Posen, Konstanz, Oberhessen, Köslin, Bromberg, Unterfranken, Jagstkreis, Lippe, Königsberg, Osnabrück, Oberpfalz, Stade, Freiburg, Donaukreis, Koblenz, Lothringen, Lüneburg, Aurich, Schwaben, Oberfranken, Mecklenburg, Schwarzwaldkreis, Kassel, Stralsund und Unterelsaß, wobei letzteres mit M kt = 69, 9 denkbar knapp in diese Gruppe fällt. Alle M kt -Werte finden sich in Tab. A.7 im Anhang, S. 297ff. Die hier verwendeten Bevölkerungszahlen für 1895 sind K AELBLE /H OHLS (1989) entnommen, denen als Quelle die Berufszählung vom 7. Juni 1895, nicht die hier ansonsten zitierte Volkszählung vom 2. Dezember 1895 diente. Daher unterscheiden sich die Bevölkerungszahlen von denen an anderer Stelle wiedergegebenen leicht (Hartmut Kaelble und Rüdiger Hohls (Hrsg.), Die regionale Erwerbsstruktur im Deutschen Reich und in der Bundesrepublik. 1895 - 1970 (Quellen und Forschungen zur historischen Statistik von Deutschland, Bd. 9), St. Katharinen 1989, S. 185–187 (Daten), S. 65 (Quellennachweis)). Es sind – nach aufsteigenden M kt -Werten geordnet – Liegnitz, Minden, Schaumburg-Lippe, Frankfurt, Danzig, Trier, Oldenburg, Oppeln, Hildesheim, Pfalz, Merseburg, Schleswig, Stettin, Mannheim, Oberbayern, Karlsruhe, Mittelfranken, Oberelsaß, Thüringen, Breslau, Starkenburg, Braunschweig, Münster, Neckarkreis, Rheinhessen, Magdeburg, Erfurt, Bautzen, Wiesbaden, Aachen und Hannover. Wiederum liegt der letztgenannte Regierungsbezirk nur sehr wenig unter der definierten Obergrenze für diese Klasse: Hannover besitzt einen M kt -Wert von 99, 1.

159 Tabelle 4.23: Häufigkeitsverteilung der Haushalte nach dem regionalen Modernisierungsgrad (Variable ZONE) Territorial Verteilung Regionen, gruppiert nach Entwicklungsstand (FRANK'scher kt

Modernisierungsindex M )

…der Haushalte im Datensatz (Stichprobe n ) (f b(j) ) Anzahl

Prozent 3

Erwartete ... der Bevölkerung des Häufigkeit Deutschen Reichs an Fällen (Grundgesamtheit N ) Anzahl [1.000] 4

Prozent 5

Repräsentanzmaß δ

Prüfgröße χ²

(f e(j) ) Anzahl

1

2

Ländlich-Rückständig (Mkt < 70) Durchschnittlich (70 < Mkt < 100) Industriell-fortschrittlich (Mkt >100)

409 1.949 1.030

12,07% 57,53% 30,40%

15.863 24.572 11.336

30,64% 47,46% 21,90%

1.038 1.608 742

6

Gesamt

3.388

100,00%

51.770

100,00%

3.388

7

-0,61 0,17 0,28

Cramérs Index (CI )

8

381,24 72,30 111,91 565,44 0,41

Quelle: wie Tab. 4.21, für die Vergleichswerte wie im Text angegeben

Teile Sachsens.177 In diesen vergleichsweise modernen Regionen lebten 22% der Reichsbevölkerung. Vergleicht man diese Bevölkerungsanteile mit den Häufigkeiten der Haushalte unseres Datensatzes (siehe Tab. 4.23), für die eine Berechnung des Modernisierungsgrades ihrer Heimat möglich war (n = 3.388), erkennt man, dass die strukturschwachen Räume in unserer Stichprobe unterrepräsentiert sind, die anderen beiden Entwicklungskategorien erscheinen leicht überrepräsentiert. Insgesamt sind diese Abweichungen jedoch weniger gravierend, als die obige Untersuchung der Häufigkeitsverteilung der Einzelstaaten vermuten lassen würde. Cramérs Index zeigt einen niedrigeren Wert CI = 0, 41 als bei der vorigen Untersuchung. Festzuhalten bleibt jedoch, dass in unserem Datensatz ein bias zugunsten industriell geprägter Regionen mit großen städtischen Bevölkerungsanteilen vorliegt – der Tatsache geschuldet, dass es ja die in diesen Regionen wachsende Industriearbeiterschaft war, welche die Aufmerksamkeit der zeitgenössischen Sozialforschung vor allem auf sich zog. Zusätzlich soll noch überprüft werden, inwieweit die Verteilung der Größe der Orte, in denen unsere Haushaltsrechnungen aufgenommen wurden, mit der Verteilung der Reichsbevölkerung auf Groß-, Kleinstädte oder Dörfer übereinstimmt. Wie oben erläutert, war es für 3.244 Haushaltsrechnungen möglich, die Größe des Wohnortes im Jahr der Aufnahme zu ermitteln. Diese verteilen sich auf die oben eingeführten sieben Ortsgrößenkategorien wie in Tab. 4.24 ausgewiesen. 177

Im einzelnen finden sich hier die Regierungsbezirke Anhalt, Potsdam, Dresden, Köln, Leipzig, Arnsberg, Zwickau, Bremen, Düsseldorf, Hamburg und Berlin. Die Spannweite der M kt -Werte reicht von 100, 3 für Anhalt bis 178, 0 für Berlin.

160 Tabelle 4.24: Häufigkeit der Wohnorte nach Ortsgröße (Variable ORTSTYP)

Ortsgrößenklassen

Haushalte im Datensatz (Stichprobe n ) (f b(j) ) Anzahl

Prozent

1

2

Großstadt (>100.000 Einwohner) Mittelstadt (20.000-100.000 Einwohner) Kleinstadt (5.000-20.000 Einwohner) Landstadt (2.000-5.000 Einwohner) Kurort Dorf (2.000-5.000 Einwohner) Dorf ( 900 Mark)

Anzahl der einbezogenen Fälle 3.582 3.244 3.983 3.570 3.994 3.388 3.960 3.175

Cramérs Index (CI) 1,21 1,11 0,67 0,65 0,42 0,41 0,38 0,13

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

Wie Tab. 4.31 zeigt, stellt die Unterrepräsentation von Haushalten kleinen Einkommens (unter 900 Mark jährlich) den größten bias dar. Die Aussagekraft dieses Wertes ist jedoch stark begrenzt, da aus Mangel an Alternativen ein gesamtgesellschaftlicher Vergleichsmaßstab verwendet werden musste, der den Anteil der kleinen Einkommen

171 deutlich überschätzt.202 Ansonsten scheint aber die Schichtung nach dem Haushaltseinkommen die tatsächlich in der Gesellschaft vorhandene Einkommensstruktur recht gut abzubilden. Als weiterer starker bias kann der Mangel an Haushaltsrechnungen vom Lande bei gleichzeitiger starker Überrepräsentation großstädtischer Haushalte festgestellt werden. Zu diesen beiden Aussagen passt die in Abschnitt 4.3.6. festgestellte Überrepräsentation von – vermehrt in der Stadt lebenden – Industriearbeitern und Angestellten auf Kosten der Landarbeiter und Bauern. Auch die Abweichungen in der regionalen Verteilung der Haushalte lässt sich zu einem Gutteil auf eine Überrepräsentation der Haushalte in den eigenständigen Stadtstaaten Lübeck und vor allem Hamburg zurückführen. Dass der daraus resultierende Fehler hinsichtlich der regionalen Verteilung jedoch nicht so gravierend ist, wie man annehmen könnte, zeigt sich dadurch, dass die Verteilung hinsichtlich der Modernität von Regionen weniger stark von der Realität abweicht. Zusammenfassend muss man also festhalten, dass vor allen Dingen die große gesellschaftliche Gruppe der einkommensschwachen, agrarisch beschäftigten Landbevölkerung in unserem Datensatz nicht in der ihr gebührenden Häufigkeit vorkommt. Auf der anderen Seite herrscht ein Übergewicht an vornehmlich in Großstädten beheimateten, verhältnismäßig gut verdienenden Facharbeitern in der Industrie sowie an Angestellten und Beamten mit mittleren bis hohen Einkommen. Diese Verzerrungen sollten aber nicht darüber hinwegtäuschen, dass die Grundgesamtheit insgesamt recht beachtlich im Kölner Datensatz abgebildet ist, vor allem die Verteilung nach Zeitabschnitten soll hier hervorgehoben werden. Dies erscheint umso erstaunlicher, wenn man die disparate Herkunft der Daten (aus immerhin 116 unterschiedlichen Quellen) bedenkt. Wahrscheinlich ist es jedoch gerade diese Herkunft des Datensatzes aus einer Vielzahl von Studien, die unterschiedliche Zielgruppen untersuchten und aus unterschiedlichen Gründen nach unterschiedlichen Methoden angefertigt wurden, die eine relativ gute Erfassung der gesellschaftlichen Realität des Kaiserreiches ermöglichte. Damit soll die Untersuchung unserer Quellen, ihrer Zusammenfassung im Datensatz und der biases desselben im Vergleich zu unserer Grundgesamtheit, der Gesellschaft des Deutschen Reiches, abgeschlossen werden. Methodisch befinden wir uns nun am Ende des vierten Schrittes unserer explorativen Meta-Analyse und können zur eigentlichen Auswertung der in unserem Datensatz versammelten Daten übergehen. Insgesamt scheint es nicht überzogen zu sein, für den hier vorliegenden Datensatz eine beachtliche Aussagekraft auch über die eigene Stichprobe hinaus anzunehmen. Diese ist, wie oben ausgeführt, sicherlich nicht in den Kategorien der statistischen Repräsentativität auszumachen, sondern vielmehr in denen der historischen Plausibilität. In diesem Sinne sind die Schlüsse zu verstehen, die im Folgenden auf Grundlage der Auswertung dieses Datensatzes gezogen werden – auch hinsichtlich der Wirtschaft und der Gesellschaft des Deutschen Reiches insgesamt.

202

Vgl. hierzu Abschnitt 4.3.5., S. 162ff.

5. Der gesamtwirtschaftliche private Verbrauch

Als ein erster Schritt der Analyse unseres Datensatzes soll die durchschnittliche Konsumstruktur der darin versammelten Haushalte mit entsprechenden Schätzungen des gesamtwirtschaftlich ermittelten privaten Verbrauchs verglichen werden. Dafür werden erstens die Verbrauchsanteile für verschiedene Gütergruppen einander gegenübergestellt und zweitens so genannte „Engelkurven“, also die makroökonomischen Beziehungen zwischen Haushaltseinkommen und Konsumgrößen, unter die Lupe genommen. Ziel ist hier die Ermittlung des Einflusses, den die Einkommenshöhe auf den Konsum eines bestimmten Gutes ausübt, ablesbar an der so genannten Einkommenselastizität der Nachfrage nach besagtem Gut.1 Damit soll unsere Analyse die vorhandene Forschung zur ökonomischen Beurteilung des privaten Konsums im deutschen Kaiserreich in dieser Hinsicht ergänzen. Diese war nämlich bislang für die Schätzung der Elastizitäten auf gesamtwirtschaftliche Daten einerseits2 oder aber auf einzelne stichprobenartige Untersuchungen andererseits3 angewiesen. Eine Untersuchung aufgrund eines breiten samples konsumstatistischen Materials über die gesamte Zeitspanne unter Einschluss aller sozialen Schichtungen ist bislang ein Forschungsdesiderat. Deshalb erscheint uns eine solche Auswertung nützlich, zumal wir in unserem Datensatz mit wenigen Ausnahmen die Gesamtheit aller uns überlieferten konsumstatistischen Publikationen dieser Zeit vereinen und ihre Aussagekraft durch die vorhergehenden Repräsentanzuntersuchungen abschätzbar wird.

5.1. Analyse der durchschnittlichen Konsumstruktur Im Folgenden werden wir zunächst die durchschnittliche Ausgabenstruktur der Haushalte unseres Datensatzes mit einer geschätzten gesamtwirtschaftlichen Ausgabenstruktur 1 2

3

Siehe für eine nähere Bestimmung dieser Kennzahl 5.2., S. 176. Einkommenselastizitäten der Nachfrage nach einigen ausgewählten Gruppen von Gütern und Dienstleistungen liefert etwa Hoffmann (1965), S. 114–137. K NORRINGs Untersuchung beschränkt sich dagegen auf die grundsätzliche Aufteilung des gesamtwirtschaftlichen Einkommens auf Konsum und Ersparnis und enthält dementsprechend keine hier brauchbaren Vergleichszahlen (v. Knorring (1970)). Mit deutschen Beispielen für uns hier besonders interessant: Houthakker (1957). Vgl. weiterhin Prais und Houthakker (1971), S. 79–108.

174 vergleichen.4 Die oben festgestellte in vielerlei Hinsicht recht gute Repräsentanz der Merkmale, die Einflüsse auf den Konsum ausüben können, lässt diese Untersuchung fruchtbringend erscheinen. Tabelle 5.1: Vergleich der durchschnittlichen Ausgabenstruktur der Haushalte des Datensatzes mit gesamtwirtschaftlichen Verbrauchsdaten

Ausgabengruppen

Anzahl der gültigen Fälle (n )

Durchschnittliche Ausgaben bzw. Anteile an den Gesamtausgaben …der Haushalte im Datensatz (Stichprobe n ) (f b(j) ) [Mark]

1

2

Anteil [%] 3

... der Bevölkerung des Deutschen Reichs (Grundgesamtheit N ) [Mio. Mark] 4

Anteil [%] 5

Erwarteter RepräsenBetrag tanzmaß δ

Prüfgröße χ²

(f e(j) ) [Mark] 6

Nahrungs- und Genussmittel davon: Genussmittel Wohnung Kleidung Sonstige Ausgaben

3.969 2.550 3.932 3.932 3.993

1.261,22 106,09 429,98 309,77 377,18

53,04% 4,46% 18,08% 13,03% 15,86%

11.104 2.844 4.033 3.012 1.979

55,17% 14,13% 20,04% 14,96% 9,83%

1.311,89 336,05 476,48 355,85 233,81

Gesamt

3.924

2.378,03 100,00%

20.128

100,00%

2.378,03

7

-0,04 -0,68 -0,10 -0,13 0,38

Cramérs Index (CI )

8

1,96 157,36 4,54 5,97 87,91 100,37 0,21

Quelle und Anmerkungen: wie Tab. 4.21, für die Vergleichswerte wie im Text angegeben

Eine solche Gegenüberstellung bietet Tab. 5.1. Als Vergleichswerte dienen uns die aus der Aufbringungsrechnung der VGR kalkulierten Werte Walther G. H OFFMANNs und seiner Mitarbeiter,5 als Bezugsjahr wählen wir erneut das Jahr 1895, da sich dieses Vorgehen in der Repräsentanzuntersuchung als gangbare Approximationsmethode erwiesen hat. Betrachten wir zunächst nur die vier groben Kategorien Nahrung, Wohnung, Kleidung und Sonstige Ausgaben. Eine tiefere Gliederung war aufgrund unterschiedlicher kategorialer Abgrenzungen nicht möglich. Bereits der günstige Wert des Indikators CI = 0, 21 sowie die geringen Beträge unseres Repräsentativitätsmaßes |δ < 0, 5| weisen darauf hin, dass die Anteile für diese groben Konsumgruppen einander ähneln. Trotz aller oben festgestellten Abweichungen bestätigen unsere Durchschnittswerte die H OFFMANN’schen makroökonomischen Schätzungen des Durchschnittskonsums recht gut. Als größte Abweichung ist festzustellen, dass unsere Haushaltungen nach Deckung der lebensnotwendigen 4

5

Hierfür verwenden wir die Daten aus Hoffmann (1965), S. 701; die Werte für den Genussmittelverbrauch wurden allerdings auf unsere Definition zugeschnitten und anhand der Angaben auf S. 656 und 668 angepasst: die Ausgaben für Kaffee, Tee, Kakao, Gewürze und Salz wurden nicht unter den Genussmitteln subsummiert. Ebenda, Daten: S. 700–701, zur Berechnungsweise: S. 617–696.

175 Bedürfnisse Nahrung, Wohnung und Kleidung einen größeren Anteil für Sonstiges zur Verfügung haben als es H OFFMANN für den gesamtwirtschaftlichen Durchschnitt berechnete. Dies deutet auf einen im Vergleich mit der Gesamtgesellschaft leicht erhöhten durchschnittlichen Wohlstand unter den Haushalten unseres Datensatzes hin, was sich wiederum mit der oben festgestellten Tatsache deckt, dass das Durchschnittseinkommen im Kölner Datensatz ebenfalls leicht überdurchschnittlich ist. Doch wie lassen sich diese guten Übereinstimmungen mit dem oben festgestellten bias vereinen, dass die Zahl der sehr einkommensschwachen Haushalte stark unterrepräsentiert sei? Zunächst einmal zeigt auch dieses Ergebnis, dass die festgestellte Unterrepräsentation – wie wir unter Rückgriff auf H ENTSCHELs positivere Schätzung der Einkommensverteilung ja bereits vermuteten – doch nicht so stark ist, wie sie in der Repräsentativitätsuntersuchung (zum Vergleich diente die Verteilung der preußischen Zensiten) erscheint. Die zweifellos vorhandene geringere Unterrepräsentation kleiner Einkommen schlägt hier deshalb wohl nicht durch, weil gleichzeitig die extrem reichen Haushalte ebenfalls – wenn auch schwächer – unterrepräsentiert sind. Im Durchschnitt halten sich die Gesamtsumme der vielen sehr kleinen Einkommen und die der wenigen sehr hohen Einkommen offensichtlich einigermaßen die Waage.6 In diesem Zusammenhang soll das Augenmerk auf einen weiteren fundamentalen Kritikpunkt gerichtet werden, den Walther G. H OFFMANN an der Repräsentativität der Quellengattung „Haushaltsrechnung“ schlechthin geübt hat.7 Bei einem Vergleich der Daten, die aus einjährig geführten Rechnungsbüchern gewonnen wurden, mit den von ihm und seinen Mitarbeitern im Rahmen der Rekonstruktion der volkswirtschaftlichen Gesamtrechnung ermittelten Konsumquoten stellte H OFFMANN gewisse systematische Unterschiede fest. Diese führt er unter anderem auf eine Selbstselektion der an solcherlei Erhebungen teilnehmenden Haushaltungen zurück: „Das Führen von Haushaltsbüchern erfordert Eigenschaften, die bei der Masse der Bevölkerung nicht ohne weiteres vorausgesetzt werden dürfen. Das heißt ökonomisch ausgedrückt, dass die Nutzenfunktion der buchführenden Haushalte nicht mit der der breiten Masse übereinstimmt und dass deshalb die Ausgabenstruktur der buchführenden Haushalte nicht repräsentativ für alle Haushalte ist. Der buchführende Haushalt ist weit überdurchschnittlich sparsam, strebsam und solide. Das zeigt vor allem der geringe Verbrauch an Genußmitteln.“8 Dem ist auch angesichts von Aussagen in den hier verwendeten Quellen ohne Zweifel zuzustimmen (vgl. Tab. 5.1). Im Durchschnitt liegen die Ausgaben für Genussmittel in den hier erfassten Haushalten um fast zehn Prozentpunkte unter dem bei H OFFMANN angegebenen Anteilswert (4,5% vs. 14,1%). Eine Tatsache, die wenig verwundert, da bereits die Zeitgenossen Haushalte, die Rechnungsbücher ausfüllten, für zumeist überdurchschnittlich plan- und maßvoll hielten. So bemerkte etwa die badische Fabrikinspektion über den 6 7 8

Näheres siehe Abschnitt 4.3.5., S. 162ff. Siehe Hoffmann (1965), S. 696–705. Vgl. hierzu auch Flemming und Witt (1981), S. XII–XIII. Hoffmann (1965), S. 697.

176 Haushalt eines Uhrenarbeiters, dessen Haushaltsrechnungen sie aufgrund des von ihm mehrjährig geführten Rechnungsbuches veröffentlichen konnten, dass „die Familie außerordentlich wirtschaftlich ist und zu rechnen versteht“. Den Haushaltsvorstand zeichne, so die Beamten weiter, erkennbar ein „besonderer Grad von Intelligenz“ aus.9 Die Belege hierfür sind zahlreich – sofern wir es mit Haushaltsrechnungen zu tun haben, die nach der „Rechnungsbuch-Methode“ entstanden sind. Und ist diese, wie oben erläutert, mit Sicherheit die zuverlässigste Methode das Wirtschaften eines Privathaushalts abzubilden, so erweist es sich nun in der Erwiderung auf H OFFMANNs Kritik als Vorteil, auch Haushaltsrechnungen aus anderen – prinzipiell methodisch unterlegenen – Quellen in den Datensatz aufgenommen zu haben. Denn der eine große Vorzug, den die altertümlich anmutende Methode der sozialen Miniatur eines L E P LAY oder S CHNAPPER -A RNDT mit sich bringt, ist, dass sie es erlaubt, „auch wenn solche Bücher nicht erhältlich sind, immer noch [. . . ] Erkenntnis der Lebensumstände und wirtschaftlichen Verhältnisse einzelner Bevölkerungsgruppen“ zu gewinnen, selbst aus den „allerärmsten Schichten.“10 In den vorliegenden Datensatz konnten durch die Integration methodisch unterschiedlicher Quellen also auch Haushalte eingehen, die durch die methodisch überlegene Rechnungsbuch-Methode nicht zu erfassen gewesen wären. Insofern kann H OFFMANNs Kritik zwar nicht vollends zurückgewiesen, zumindest aber abgemildert werden. Abschließend soll noch darauf hingewiesen werden, dass die festgestellten Diskrepanzen (gerade im Bereich der Genussmittelausgaben) durchaus nicht nur in der mangelnden Repräsentativität unseres Datensatzes begründet liegen müssen. Auch die recht angreifbaren Berechnungsmethoden H OFFMANNs sollten hier nicht vergessen werden. Einen Ansatzpunkt für eine solche Kritik böte etwa die sehr grobe Überführung des gesamten Verbrauchs an Nahrungs- und Genussmitteln in den Konsum der privaten Haushalte allein.11

5.2. Untersuchung von „Engelkurven“-Zusammenhängen Im Folgenden wollen wir uns mit den Zusammenhängen zwischen dem materiellen Wohlstand eines Haushalts (repräsentiert durch seine Einkommens- bzw. Gesamtausgabenhöhe) und seiner Konsumnachfrage nach bestimmten Gütern oder Dienstleistungen beschäftigen. In einer mathematisch-funktionalen Darstellungsform werden sie gemeinhin als Engelkurven-Zusammenhänge bezeichnet. Ganz grundsätzlich können sich Engelkurven also auf zweierlei Zusammenhänge beziehen: Erstens die Vorstellung, dass sich die Konsumstruktur derselben sozialen Struktur bei im Zeitverlauf steigenden Einkommen wandelt, zweitens, dass sich die Konsumstrukuren unterschiedlicher sozialer Schichten zum selben 9 10 11

Siehe Jahresbericht Baden (1904), S. 92. Schnapper-Arndt (1908), S. 395. Vgl. hierzu vor allem Hoffmann (1965), S. 668 Zur Kritik an H OFFMANNs Vorgehensweise allgemein siehe stellvertretend die beiden neueren Arbeiten Fremdling und Stäglin (2003) und Burhop und Wolff (2005).

177 Zeitpunkt aufgrund der unterschiedlichen Einkommensverhältnisse unterscheiden.12 Angesichts der grundsätzlichen Ausblendung der Komponente Zeit in unserer Untersuchung wollen wir uns zunächst auf den Vergleich der Konsumstrukturen von Haushalten mit unterschiedlich hohen Einkommen konzentrieren. Zugeschnitten auf unsere Variablen lassen sich Engelkurven-Zusammenhänge herstellen als Beziehung zwischen den als unabhängig angesehenen Variablen EINNAHME oder AUSGABEN, die das allgemeine materielle Wohlstandsniveau eines Haushaltes abbilden, und den hiervon abhängigen verschiedenen Ausgabenkategorien, also: Xi = f (Y ) mit

Xi Y

:= :=

(5.1)

Ausgaben der Kategorie i und Gesamteinkommen des Haushalts.

Bleiben die geeigneten Ausgabekategorien Xi auszuwählen. Hierbei limitiert die disparate Quellenlage unsere Auswahl insofern, dass die groben Oberkategorien Nahrung, Wohnung, Kleidung usw. für ungleich mehr Fälle mit Daten gefüllt werden konnten als die meisten feinen Unterteilungen: nur 426 Fälle weisen für sämtliche Ausgabevariablen Werte auf. Bezieht man jedoch nur die acht Grobkategorien in die Auswertung ein, trifft dies auf 2.116 Fälle, immerhin 53% des Datensatzes, zu. Vergröbert man das Schema noch weiter und vergleicht lediglich die Ausgaben für die Grundbedürfnisse (repräsentiert durch die Variablen NAHRUNG , WOHNEN und KLEIDUNG) mit den übrigen Ausgaben, also denen für höher stehende Bedürfnisse, existieren für 3.914 Fälle (also 98% aller Fälle) vollständige Angaben. Aus pragmatischen Gründen ist also diese grobe Verbrauchsgliederung gegenüber den feineren Differenzierungen vorzuziehen. Gehen wir im Folgenden von vier Ausgabenkategorien aus: X1 := Ausgaben für Nahrung (Variable NAHRUNG), X2 := Ausgaben für Wohnung (Variable WOHNEN), X3 := Ausgaben für Bekleidung (Variable KLEIDUNG) und X4 := Ausgaben für alle übrigen Bedürfnisse (Summe der Variablen KOERPER , GEIST, STEUER , FREIZEIT und SONSTAUS ). Ein weiteres Argument für die Verwendung einer solch groben Einteilung der Ausgaben nach Verbrauchszwecken ist, dass die meisten ökonomischen Gesetzmäßigkeiten, die seit 12

Siehe zu Begriff und Definition der Engelkurven beispielsweise Streissler (1974), S. 134, Erich Streissler und Monika Streissler, Einleitung, in: Dies. (Hrsg.), Konsum und Nachfrage, Köln/Berlin 1966, S. 13–147, hier: S. 83–84 oder Walter Kortmann, Mikroökonomik. Anwendungsbezogene Grundlagen, 4. Auflage. Heidelberg 2006, S. 59–67. Viele ökonomische Studien verwenden aus pragmatischen Gründen die Größe „Gesamtausgaben“ als Substitut für die Größe „Einkommen“. Siehe hierzu Brown und Deaton (1972), S. 1172.

178 Tabelle 5.2: Ausgaben in Grobkategorien nach Höhe des Haushaltsbudgets

Gesamtausgaben [Mark]

unter 900

Anzahl Fälle (N)

Anteile an den Gesamtausgaben [%] Nahrung

Wohnung

Kleidung

Übrige Ausgaben

641

62,76

16,34

14,47

6,44

2.736

54,58

18,12

13,07

14,22

3.000 - unter 6.000

346

38,28

18,85

12,30

30,57

6.000 - unter 10.000

101

30,38

22,07

9,25

38,30

10.000 - unter 20.000

87

23,70

21,37

9,20

45,74

über 20.000

13

13,61

21,88

6,93

57,59

3.924

53,04

18,08

13,03

15,86

900 - unter 3.000

Gesamt

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

der Formulierung des Engel’schen Gesetzes13 im Jahr 1857 zuhauf aufgestellt, bestätigt und verworfen wurden, auf diesem Aggregationsniveau argumentieren.14 Als erstes Ergebnis einer solchen Auswertung finden sich in Tab. 5.2 die prozentualen Anteile der vier Ausgabenkategorien an den Gesamtausgaben, wobei unsere Fälle in sechs Wohlstandsklassen eingeteilt wurden, für die der jeweilige durchschnittliche Wert angegeben wird.15 Als zusätzliches Analysewerkzeug ermitteln wir die partiellen Einkommenselastizitäten der vier groben Ausgabekategorien. In der Haushaltsökonomik bezeichnet die Einkommenselastizität der Nachfrage nach einem Gut i (εXi ) die marginale Veränderung der nachgefragten Menge Xi bzw. des für dieses Gut ausgegebenen Geldbe13 14

15

Siehe zum Engel’schen Gesetz S. 75, bzw. im Original Engel (1895), S. 26; für die ursprüngliche Formulierung s. ebenda, Anlage I, S. 50. Einen guten Überblick über haltbare und weniger haltbare Annahmen über Zusammenhänge zwischen Einkommen und Konsum liefert Carle C. Zimmerman, Laws of Consumption and Living, in: The American Journal of Sociology, Bd. 41 (1935/36), Nr. 1, S. 13–30, hier: siehe vor allem die stichpunktartige Zusammenstellung auf S. 27–29. Das Kriterium Gesamtausgaben als Wohlhabenheitskriterium wurde für Tab. 5.2 den Gesamteinnahmen deshalb vorgezogen, weil Einnahmewerte für weniger Haushalte verfügbar waren als Ausgabenwerte und sich so die Zahl der auswertbaren Haushalte um fast 400 (N = 3.517) unnötig verkleinert hätte, für die folgende Elastizitätsberechnung wurden aber der Gebräuchlichkeit halber Einkommenswerte verwendet. Eine alternative Berechnung unter Verwendung der Gesamtausgaben ergab sehr ähnliche Werte, die sämtlich zwar etwas höher lagen als die entsprechenden Einkommenselastizitäten, allerdings nur minimal.

179 trages als Folge einer marginalen Veränderung des Haushaltseinkommens Y . Sie lässt sich mathematisch also definieren als:16 εXi =

∂ Xi Xi ∂Y Y

(5.2)

Im Folgenden wollen wir die Einkommenselastizität der Nachfrage über eine Regressionsanalyse empirisch ermitteln, wobei grundsätzlich eine ganze Reihe verschiedener Schätzmodelle zur Verfügung steht.17 Wenn auch in der mikroökonomischen Forschung mittlerweile andere Regressionsfunktionen zur Schätzung der Elastizitäten als Parameter von Engelkurven bevorzugt werden, wollen wir eine doppelt logarithmische Regressionsgleichung verwenden und nach dem Vorbild H OUTHAKKERs neben der Höhe des Gesamteinkommens die Haushaltsgröße als zusätzliche unabhängige Variable in die Analyse einbeziehen. Dies erscheint sinnvoll, weil die Haushaltsgröße unbestritten einen gewissen Einfluß auf die Verteilung des Einkommens bzw. der Ausgaben auf die verschiedenen Konsumzwecke besitzt und, wie H OUTHAKKER es formulierte, beide Effekte – der der Einkommenshöhe und der der Haushaltsgröße – unentwirrbar miteinander verwoben sind.18 Ausschlaggebend für unsere Anlehung an H OUTHAKKERs vergleichsweise simple Methode ist, dass sie uns den Vorteil bietet, die eigenen Ergebnisse mit den von ihm empirisch ermittelten Elastizitäten vergleichen zu können.19 Deshalb wird die folgende von H OUTHAKKER vorgeschlagene doppelt-logarithmische Regressionsfunktion zur Schätzung der Nachfrageelastizitäten als Parameter der Engelkurven benutzt: ln Xi = αi + βi lnY + γi ln Z + ηi wobei und

16 17

18 19

Z αi , βi und γi ηi

= = =

(5.3)

die Kopfzahl des Haushaltes (Variable ANZAHL), die zu schätzenden Elastizitäten einen Störterm

Streissler (1974), S. 20–21. Allgemein zur empirischen Bestimmung der Einkommenselastizität der Nachfrage siehe Schmucker (1980), S. 339–354. Zu den verschiedenen Schätzverfahren vgl. Rainer Hufnagel, Neue Mikroökonomik und Nachfrageanalyse. Das Stone-Geary-Gossen-Lancaster-Modell, Frankfurt am Main u. a. 2001, S. 188–195. Hier und im Folgenden siehe Houthakker (1957), S. 539–544. In diesem Zusammenhang sei noch erwähnt, dass sich die von H OFFMANN und seinen Mitarbeitern ermittelten Einkommenselastizitäten der Nachfrage nur sehr begrenzt mit unseren Daten vergleichen lassen, da sie (a) nur von einer zeitlichen Differenzierung ausgehen, nicht aber von einer Differenzierung aufgrund unterschiedlicher Lebens- und Einkommensverhältnisse und (b) die zugrunde liegenden gesamtwirtschaftlichen Verbrauchsausgaben auf die Preise von 1913 deflationiert wurden. In den Tendenzen, also ob die Nachfrage nach einem Gut als elastisch oder unelastisch beurteilt wird, entsprechen H OFF MANNs Elastizitätsberechnungen aber unseren nun folgenden Ausführungen. Allerdings finden sich bei H OFFMANN nur vergleichbare Werte für die Bereiche Nahrung und Kleidung (vgl. Hoffmann (1965), S. 114–137).

180 Tabelle 5.3: Nachfrageelastizitäten εXi bezüglich Einkommen (βi ) und Haushaltsgröße (γi )

Elastizität der Nachfrage ε Xi Standardfehler

σXi

Nahrung

Wohnung

Kleidung

X1

X2

X3

Übrige Ausgaben X4

β1

γ1

β2

γ2

β3

γ3

β4

γ4

0,621

0,227

1,065

-0,269

0,842

0,153

1,999

-0,690

0,005

0,008

0,013

0,019

0,012

0,018

0,027

0,041

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

darstellen. Die auf diese Weise vorgenommenen Schätzungen für die partialen Elastizitäten der Nachfrage nach dem Gut i, εXi , sind in Tab. 5.3 wiedergegeben. Dabei bezeichnet der Parameter βi den Schätzwert der Einkommenselastizität sowie γi den für die Elastizität hinsichtlich der Haushaltsgröße, auf die wir im Folgenden jedoch nicht gesondert eingehen wollen. In der Zusammenschau mit Tab. 5.2 ergibt sich ein recht eindeutiges Bild von der Ausgabenstruktur im Kölner Datensatz. Auf den ersten Blick erkennt man, dass auch unser Datensatz das Engel’sche Gesetz bestätigt:20 Mit zunehmendem Wohlstand nimmt der prozentuale Anteil der Ausgaben für Nahrungsmittel an den Gesamtausgaben ab, ganz beträchtlich sogar: geben die ärmsten Haushalte im Durchschnitt fast 63% für Nahrungsmittel aus, so sind es in der höchsten Wohlstandskategorie weniger als 14%. In ökonomischen Kategorien ausgedrückt, bedeutet dieser Umstand, dass die Einkommenselastizität der Nachfrage nach Nahrung εX1 < 1 ist. Genauer gesagt ergab die mathematische Analyse einen Wert von εX1 = 0, 621(σX¯1 = 0, 005), was recht gut mit den Resultaten H OUTHAK KERs harmoniert, der die Nachfrageelastizitäten für ein sample von Haushaltsrechnungen zahlreicher Länder zwischen 1901 und 1955 berechnete.21 Wer von der unumschränkten Gültigkeit des Engel’schen Gesetzes überzeugt ist und B OLDTs Aussage teilt, „daß eine Sammlung von Haushaltsrechnungen erst dann in ihrer Erhebung und Aufbereitung richtig ist, wenn das Engelsche ‚Gesetz‘ sich darin aufs neue bewahrheitet,“22 mag seine Bestätigung durch unseren Datensatz als ein gewisses „Gütesiegel“ für unsere Datensammlung ansehen. Wenn man es hingegen mit Z IMMERMANs Einschränkung hält, dass das Engel’sche Gesetz nicht allgemeingültig sei, sondern nur in einem gewissen zeitlichen und räumlichen Rahmen gelte, bleibt unser Ergebnis, dass sich die in unserem Datensatz versammelten Haushaltungen dem Engel’schen Gesetz 20 21 22

Einen guten Überblick über Kritik und Würdigung des Engel’schen Gesetzes in der zeitgenössischen deutschen Forschung siehe Boldt (1936), S.63–66. Houthakker (1957), S. 541–542. Boldt (1936), S. 67.

181 entsprechend verhalten, dennoch gültig. So gesehen untermauert unsere kurze Analyse, dass das Engel’sche Gesetz für Deutschland im späten 19. Jahrhundert Gültigkeit besitzt: wir haben es also in unserer Untersuchung mit Lebensbedingungen vom „Typ Engel“ zu tun.23 Hingegen bestätigt sich das ähnlich konzipierte Schwabe’sche Gesetz im Kölner Datensatz nicht. Analog zu E NGEL hatte Herrmann S CHWABE 1868 einen gesetzmäßigen Zusammenhang zwischen steigendem Wohlstand und sinkendem Anteil an Wohnungsausgaben formuliert: „Je ärmer Jemand ist, einen desto größeren Theil seines Einkommens muß er für Wohnung verausgaben.“24 Empirisch stand dieses „Gesetz“ von Beginn an auf wackeligeren Beinen als das Engel’sche und wurde vielfach kritisiert.25 Auch bei den Haushalten unseres Datensatzes entwickeln sich die Ausgabenanteile für Wohnung nicht mit steigendem Wohlstand stetig fallend, wie man es mit S CHWABE ja erwarten würde: bis zur Gesamtkostensumme von 6.000 bis 10.000 Mark nimmt der Anteil der Wohnungsausgaben zu, ab dieser Wohlhabenheitsklasse verharrt er auf hohem Niveau. Dementsprechend weisen die Wohnungsausgaben auch keine unelastische Einkommenselastizität kleiner 1 auf, sondern eine nahezu einheitselastische: εX2 = 1, 065(σX¯2 = 0, 013).26 Auch dieses Ergebnis passt besser zu H OUTHAKKERs Resultaten als es auf den ersten Blick den Anschein hat. Zwar bestätigt er mit seinen Ergebnissen das Schwabe’sche Gesetz, jedoch liegen die Elastizitäten, die er für die beiden deutschen Untersuchungen berechnet – es handelt sich um die amtlichen Erhebungen von 1907 bzw. 1927/2827 – beide nur knapp unter 1: für 1907 errechnet er ε1907 = 0, 913(σ1907 = 0, 026), für 1927/28 ε1927 = 0, 906(σ1927 = 0, 045).28 So bietet also auch H OUTHAKKER keine valide Stütze für die Gültigkeit des Schwabe’schen Zusammenhangs. Offenbar kann man es in der Tat nur in der Form eingeschränkt gelten lassen, wie es Etienne L ASPEYRES bereits 1875 äußerte: dass ein Sinken des Anteils für Wohnungsausgaben bei steigendem Wohl23

24 25 26

27 28

Zur Diskussion um eine überzeitliche und interkulturelle Gültigkeit des Engel’schen Gesetzes siehe Carle C. Zimmerman, Ernst Engel’s Law of Expenditures for Food, in: The Quarterly Journal of Economics, Bd. 47 (1932), Nr. 1, S. 78–101, hier: vor allem S. 86–101. Vgl. hierzu auch Schmucker (1980), S. 271. H[ermann] Schwabe, Das Verhältniß von Miethe und Einkommen in Berlin, in: Berlin und seine Entwickelung. Gemeinde-Kalender und städtisches Jahrbuch, Bd. 2 (1868), S. 264–267, hier: S. 267. Zur Kritik am Schwabe’schen Gesetz siehe hier und im Folgenden Albrecht (1912), S. 113–123. Dies lässt sich wohl z. T. durch den recht großzügigen Zuschnitt der Variablen WOHNEN erklären, die ja neben Miete, Heizung und Beleuchtung auch Ausgaben für Hausrat umfasst. Klammert man diese aus und berechnet analog eine Einkommenselastizität nur für die Variablen MIETE und OFENLICH, so ergibt sich eine Einkommenselastizität von εX2 ∗ = 0, 942(σX2 ∗ = 0, 017), also einen Wert, der zwar auf eine unelastische Nachfrage hindeutet, jedoch denkbar knapp unter dem Grenzwert von 1 liegt. Kaiserliches Statistisches Amt (1909) (unsere QUELLE 57) und Statistisches Reichsamt (1932). Houthakker (1957), S. 541 H OUTHAKKERs schichtspezifische Elastizitäten für Wohnungsausgaben für 1927/28 stehen übrigens in einem interessanten Widerspruch zu den Ergebnissen von B OLDT, der mit Ausgabeanteilen argumentiert. Während dieser das Schwabe’sche Gesetz bei Angestellten- und Beamtenhaushalten bestätigt findet, bei Arbeitern jedoch nicht, finden wir bei jenem den Hinweis, „daß das Schwabesche ‚Gesetz‘ für zwei der untersuchten Berufsgruppen – Arbeiter- [sic! Anm. d. Verf.] und Angestelltenhaushaltungen – zutrifft“, für Beamtenhaushalte gelte es hingegen nur eingeschränkt (Boldt (1936), S. 86–87).

182 stand nur innerhalb derselben sozialen Schicht zu erkennen sei.29 Allgemein muss dem Schwabe’schen Gesetz vor dem Hintergrund unserer Untersuchung wohl seine Gültigkeit abgesprochen werden – zumindest für die Gesellschaft des deutschen Kaiserreiches.30 Die Anteile für Bekleidungsausgaben stellen sich in unserem Datensatz entsprechend der in Tab. 5.2 gewählten groben Gliederung in Ausgabegruppen als konstant fallend dar, dementsprechend besitzen sie eine unter 1 liegende Elastizität von εX3 = 0, 842. Dieses Ergebnis spricht für die hier gewählte Einstufung von Bekleidung als ein menschliches Grundbedürfnis – es widerspricht aber den Ergebnissen H OUTHAKKERs, dessen Ausgabeelastizitäten mit einer einzigen Ausnahme sämtlich über 1 liegen.31 Unser Ergebnis entspricht hingegen recht genau den Elastizitätsberechnungen Walther G. H OFFMANNs und seiner Mitarbeiter, dies sei hier erwähnt, obwohl diese zugegebenermaßen methodisch nur begrenzt mit unseren Daten vergleichbar sind. Diese ermitteln auf Grundlage makroökonomischer Verbrauchsdaten für den Zeitraum 1850 bis 1913 eine durchschnittliche Einkommenselastizität der Nachfrage nach Bekleidung von ε = 0, 819 und bestätigen somit unsere Berechnungen.32 Die Entwicklung der Ausgaben für alle übrigen Zwecke nehmen in Prozent der Gesamtausgaben mit steigendem Wohlstand kontinuierlich zu. Dies entspricht vollkommen unserer Vorstellung, dass es sich hierbei um Ausgaben für in der Bedürfnispyramide höher stehende Bedürfnisse handelt, die zunehmend gestillt werden, wenn die Grundbedürfnisse bereits bis zu einem gewissen Maße erfüllt sind. Dementsprechend weisen diese nachrangigen Bedürfnisse auch die mit Abstand höchste Einkommenselastizität auf, sie liegt bei ε = 1, 999. Damit liegt diese Elastizität absolut zwar höher als alle von H OUTHAKKER für „Miscellaneous“ (also: die Sonstigen Ausgaben) berechneten Werte, welche jedoch alle im selben Bereich der Elastizitätsskala von ε > 1, der eine elastische Nachfrage kennzeichnet, liegen. In der Tendenz entsprechen sich die Ergebnisse in diesem Bereich also.33 Abschließend soll der Faktor Zeit – von dem wir ansonsten absehen – in eine Analyse einmal einbezogen werden, um die makroökonomischen Verbrauchszahlen Walther G. H OFFMANNs einmal in ihrer zeitlichen Entwicklung mit einem Befund unseres Datensatzes zu konfrontieren. Hierfür verwenden wir den ursprünglichsten aller EngelkurvenZusammenhänge: Ernst E NGELs Gesetz, dass ein rückgehender Anteil an Ausgaben für Nahrungsmittel als untrügliches Kriterium für steigenden Wohlstand anzusehen sei, und vergleichen die Streuung der eigenen Daten hinsichtlich ihres Ausgabeanteils für Nahrungsmittel an den Gesamtausgaben mit dem Verlauf der entsprechenden gesamtwirtschaftlichen Entwicklung.34 29 30 31

32 33 34

Siehe hierzu Albrecht (1912). Siehe hierzu auch die Ausführungen bei Streissler (1974), S. 135. Bei dieser Ausnahme handelt es sich interessanterweise um die deutschen Beamtenhaushalte der Erhebung von 1927/28 mit ε = 0, 918, wohingegen die Elastizitäten für Angestellte bei ε = 1, 035 und für Arbeiter bei ε = 1, 297 liegen (Houthakker (1957), S. 541). Hoffmann (1965), S. 133. Houthakker (1957), S. 541–542. Für die Vergleichsdaten siehe erneut Hoffmann (1965), S. 646–649 und S. 700–701.

183 Abbildung 5.1: Streuung nach Wohlhabenheit (E NGELs Kriterium)

Quelle: Hoffmann (1965), S. 646–649 und S. 700–701, eigene Berechnungen

Abb. 5.1 zeigt, dass unsere Daten um den auf Grundlage von H OFFMANNs Daten berechneten gesamtgesellschaftlichen Trend streuen. Es finden sich im kompletten Untersuchungszeitraum sowohl ober- als auch unterhalb der Gesamtentwicklung Haushalte. Abgesehen von der bereits durch die Einkommensstreuung entdeckte Unterrepräsentanz sehr einkommensschwacher Haushalte ist keine ausgeprägte Einseitigkeit, was die Streuung angeht, festzustellen, auch nicht unter Einbeziehung der zeitlichen Dimension. Damit liefert die Abbildung einen weiteren Hinweis darauf, dass unsere Daten auf jeden Fall in ihrem Gesamttrend den gesamtwirtschaftlichen Schätzungen H OFFMANNs entsprechen und sich die beiden Untersuchungen gleichsam gegenseitig ein Stück weit validieren. Andererseits liefert sie aber auch die quantitative empirische Bestätigung der oben dargestellten Kritik P IERENKEMPERs an den H OFFMANN’schen Durchschnittsberechnungen, diese würden der sozial hoch differenzierten Realität der Konsumstrukturen nicht gerecht.35 Wir sehen in der Abbildung genau P IERENKEMPERs Annahme bestätigt, dass ein guter Teil der Haushaltungen einen weitaus höheren Anteil seiner Ausgaben für Nah35

Siehe hierzu Abschnitt 3.2.1., vor allem S. 84. Vgl. Pierenkemper (1991a), S. 160–161 und Ders. (1988), S. 50–51. Eine weitere Bestätigung dieser Annahme liefern einige Tabellen bei Armin T RIEBEL, der Konsumstrukturen unterschiedlicher Einkommensschichten in einer Vielzahl unterschiedlicher Zusam-

184 rungsmittel ausgeben musste als es H OFFMANNs Durchschnittswert für das betreffende Jahr suggerierte und ein anderer Teil, der wohlhabendere, erheblich unter diesem Wert lag. Wir sehen also bestätigt, dass „Haushaltsrechnungen verschiedener sozialer Gruppen gegenüber den gesamtwirtschaftlichen pro-Kopf-Verbrauchszahlen einen wesentlich höheren Informationsgehalt“36 besitzen, nämlich darüber, wie sich die Konsumstruktur eines bestimmten Haushalts im Vergleich mit anderen verhält, ob er ein bestimmtes Gut überoder unterdurchschnittlich konsumiert, kurz: welchem Muster sein Konsum folgte.

36

menstellungen darstellte (siehe z. B. für die Ernährung Triebel (1991b), Bd. 2, S. 270, Tab. T.2.2 (5)). Pierenkemper (1988), S. 51.

6. Clusteranalytische Untersuchung der Konsumstrukturen

6.1. Methodik und Durchführung der Clusteranalyse In Abschnitt 2.2. ist die Verfahrensweise der Clusteranalyse grob skizziert worden. Auf dieser Grundlage wird nun der methodische Rahmen für die Analyse des vorliegenden Datensatzes abgesteckt. Nachdem das Ziel unserer Untersuchung, eine Gruppierung unterschiedlicher Haushaltungen aus dem deutschen Kaiserreich nach ihrer Konsumstruktur, bereits ausreichend präzise formuliert ist, bleibt zur Frage, welche Objekte einzugruppieren sind, nur eine kleine Bemerkung zu machen. Es eignen sich nämlich nicht alle unserer 3.994 Fälle für die Clusteranalyse. Erstens handelt es sich bei elf Fällen um reine Einnahmebudgets,1 bzw. die Ausgaben des Haushalts werden in ihrer Höhe zwar beziffert, nicht jedoch in einzelne Konsumbereiche gegliedert.2 Zweitens ergaben Vorstudien, dass die fünf Haushaltsrechnungen der gräflichen Familie Droste zu Vischering so extreme Ausreißerwerte darstellen,3 dass sie im Sinne einer sinnvollen Clusterlösung ausgeschlossen werden sollten.4 Dementsprechend können 3.978 Haushalte grundsätzlich in die Clusteranalyse eingehen. 1

2 3

4

Es handelt sich hierbei um die Fälle 30, 32, 34, 36, 38, 40, 42 und 44 (QUELLE 5, Gertrud Dyhrenfurth, Ein schlesisches Dorf und Rittergut: Geschichte und soziale Verfassung (Staats- und Socialwissenschaftliche Forschungen, Bd. 25, H. 2), Leipzig 1906) und um den Fall 3.146 (QUELLE 88, Gottlieb Schnapper-Arndt, Fünf Dorfgemeinden auf dem Hohen Taunus. Eine socialstatistische Untersuchung über Kleinbauernthum, Hausindustrie und Volksleben (Staats- und Socialwissenschaftliche Forschungen, Bd. 4, H.2), Leipzig 1883). Dieses trifft auf die Fälle 560 und 568 (QUELLE 28, Rudolf Fuchs, Die soziale Lage der Pforzheimer Bijouteriearbeiter, Karlsruhe 1901) zu. Die Haushalte liegen mit Gesamtausgaben zwischen 106.000 und 148.000 Mark auf einem solch himmelweit vom Durchschnitt entfernten Konsumniveau, dass sie sich nicht in irgendeinen Cluster einfügen; die absoluten Unterschiede in den Budgets (nicht die prozentualen) sind gleichzeitig so groß, dass sie keinen gemeinsamen Cluster bilden. Im Datensatz sind diese fünf Fälle mit den Nummern 4.634 bis 4.638 bezeichnet (QUELLE 142, Susanne Richtering, Der Haushalt des Erbdrosten Clemens Heidenreich Graf Droste zu Vischering nach den Haushalts- und Ökonomie-Etats der Jahre 1860 – 1920. Schriftliche Hausarbeit im Fach Geschichte für die 1. Staatsprüfung (Sekundarstufe II) an der Westfälischen Wilhelms-Universität Münster 1987). Zum grundsätzlichen Umgang mit Ausreißern siehe bspw. Backhaus u. a. (2006), S. 549, oder Bacher (1994), S. 327.

186 Nach einem von BACKHAUS und Mitarbeitern entwickelten Schema sind nun folgende Schritte zu gehen, bevor die Analyse beginnen kann:5 (1) Auswahl der in der Analyse aktiven Variablen, (2) Auswahl eines Cluster-Algorithmus’ und eines Ähnlichkeits- bzw. Distanzmaßes, (3) Bestimmung der Gruppenzahl. Eine weitere zu klärende Frage ist der Umgang mit missing values, also mit fehlenden Werten einzelner Fälle bei bestimmten Variablen. Diese lässt sich sinnvoller Weise im Rahmen der Punkte (1) und (2) behandeln.

6.1.1. Auswahl der in der Analyse aktiven Variablen Schon aus grundsätzlichen methodischen Erwägungen erscheint es nicht sinnvoll, alle für einen Fall erhobenen Variablen – die sich wie in unserem Fall in unterschiedliche Dimensionen aufgliedern – als aktive Variablen für die Clusteranalyse zu nutzen.6 Ganz abgesehen davon schränkt unsere Fragestellung die Anzahl der Variablen, die in Frage kommen, von vornherein ein. Unser Ziel ist eine Gruppierung der in unserem Datensatz versammelten Haushaltungen nach ihrer Konsumstruktur, das bedeutet, nur die Variablen, die etwas über das Konsumverhalten der Haushalte aussagen, können überhaupt genutzt werden. Alle übrigen dienen im Nachhinein bei der Interpretation der gefundenen Clusterlösung dazu, die einzelnen Gruppen zu identifizieren. Freilich erscheinen auch Clusteranalysen mittels anderer Variablen (bspw. Modernität/Urbanität des Wohnortes, Einkommensaufbringung, Haushaltsgröße und -struktur etc.) sinn- und reizvoll. Jedoch würden die so gefundenen Cluster nicht mit dem Erkenntnisinteresse dieser Arbeit übereinstimmen. So stehen uns schließlich die in Abschnitt 4.2.6. näher beschriebenen 21 Variablen prinzipiell zur Verfügung – zuzüglich aller möglichen denkbaren, durch Addition mehrerer dieser Variablen leicht zu errechnender Aggregate. Tab. 6.1 listet diese theoretisch möglichen Variablen auf. Doch nicht alle eignen sich gleich gut als aktive Variablen, bzw. einige Variablen schließen sich gegenseitig aus. Die Entscheidung darüber, welche sinnvollerweise Verwendung finden sollten, hängt an drei Faktoren: erstens an der Zahl der Fälle, für die gültige Werte bei einer Variablen vorliegen, hier gibt es (Tab. 6.1 zeigt es) erhebliche Unterschiede, zweitens an der Redundanz, die einige Variablen dadurch, dass sie sich auf unterschiedlichen Aggregationsniveaus bewegen, aufweisen, und drittens – aber keineswegs am wenigsten wichtig – an der inhaltlichen Aussagekraft, die von Variable zu Variable unterschiedlich ist. Als erstes Kriterium diente die Frage, für wie viele Fälle eine Variable gültige Werte besitzt. Damit sind nicht Haushalte gemeint, die in einer Kategorie nichts verausgabten, sondern diejenigen, bei denen eine Aussage darüber ob und wenn ja wie viel sie verausgabten, nicht möglich war („missing value“, im Datensatz mit −10.000 gekennzeichnet). Lediglich 426 Haushalte, ein gutes Zehntel, würden Werte für sämtliche Variablen besitzen – zu dieser ernüchternd klingenden Bilanz ist allerdings zu sagen, dass hierbei die eher selten mögliche Differenzierung 5

6

Backhaus u. a. (2006), S. 553. In unserem speziellen Fall bietet es sich an, die Punkte Maßzahl und Algorithmus in einem Atemzug zu behandeln, da die hier bevorzugte Algorithmus-Lösung das Distanzmaß bereits vorgibt. Bacher (1994), S. 409–410.

187 Tabelle 6.1: Ausgabenvariablen mit Anzahl ihrer gültigen Fälle Variablen

Gültige Fälle

Anteil

3.971

99,42%

SONSTNAH

2.715 2.274 2.280 2.260 2.255

67,98% 56,94% 57,09% 56,58% 56,46%

GENUSS

2.723

68,18%

WOHNEN

3.936

98,55%

Wohnung abzgl. Heizung und Beleuchtung Miete Hausrat Sonstige Ausgaben für Wohnen

WOHNREST

3.761 3.135 1.703 1.455

94,17% 78,49% 42,64% 36,43%

Heizung und Beleuchtung Heizung Licht

OFENLICH LICHT

3.762 1.590 1.613

94,19% 39,81% 40,39%

KLEIDUNG

3.932

98,45%

UNDIFAUS

3.956 2.616 2.935 3.540 2.318 3.468 3.971

99,05% 65,50% 73,49% 88,63% 58,04% 86,83% 99,42%

AUSGABEN

3.971

99,42%

Nahrungs- und Genussmittel insgesamt Nahrungsmittel insgesamt Tierische Lebensmittel Pflanzliche Lebensmittel Getränke Nicht differenzierte Nahrung Genussmittel Wohnen insgesamt

Kleidung Ausgaben für Nicht-Grundbedürfnisse Körperpflege und Gesundheit Kultur, geistige Betätigung Steuern Freizeit und Vergnügen Sonstige Ausgaben Undifferenzierte Ausgaben Gesamtausgaben

NAHRUNG

TIER PFLANZE GETRAENK

MIETE HAUSRAT ANWHG

OFEN

KOERPER GEIST STEUER FREIZEIT SONSTAUS

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

188 der Wohnungsausgaben einen Gutteil der Fallzahlreduktion verursacht. Ein Verzicht auf die Variablen HAUSRAT, ANWHG , OFEN und LICHT sorgt bereits für einen Anstieg der vollständigen Fälle auf 1.095. Die größtmögliche Fallzahl hätte eine Konzentration lediglich auf die vier Grobkategorien Nahrung, Wohnung, Kleidung und Sonstiges erbracht (3.901 Fälle), dieser Gewinn an Umfang hätte allerdings nicht den Verlust an Information aufgewogen, so dass in den unterschiedlichen Ausgabenkategorien gangbare Mittelwege gefunden werden mussten. Einige der feineren Ausgaben – neben den oben bereits genannten im Bereich Wohnen auch die Differenzierungen der Nahrungsmittel – weisen nur knapp die Hälfte der im Datensatz versammelten Haushalte auf, und wurden deshalb ausgeschlossen. Wie oben gesagt, sollte eine Redundanz innerhalb der aktiven Variablen vermieden werden. Denn die Verwendung redundanter Variablen verzerrt das Ergebnis, da der durch die Variablen ausgedrückte Einflussfaktor doppelt ins Gewicht fällt. Man stelle sich nur vor, die Variablen OFEN und LICHT würden gleichzeitig mit der Summenvariablen OFENLICH in die Clusteranalyse eingehen. An diesem Beispiel wird der Zusammenhang wohl deutlich. Diese Tatsache bedeutet also, dass die in die Analyse eingehenden Variablen untereinander keine Schnittmengen aufweisen dürfen. Automatisch ergibt sich hieraus, dass die Gesamtsumme der Ausgaben, einmal abgesehen davon, dass sie zur Differenzierung des Verbrauchs keinen Beitrag zu leisten im Stande wäre, von vorneherein ausgeschlossen werden kann. Das Redundanzkriterium macht auch eine Entscheidung zwischen den übrigen Aggregatvariablen und ihren Bestandteilen erforderlich. Für die Variable WOHNEN und die darin enthaltenen Größen wurde dieses Problem durch einen Kompromiss gelöst. Denn die Differenzierung zwischen den Ausgabeposten Heizung und Beleuchtung – einem Posten, der kaum der willentlichen Konsumentscheidung, sondern vielmehr den Notwendigkeiten unterliegt – und den übrigen Ausgaben für Wohnung, die ja entsprechend der gewählten Größe der Wohnung und deren Ausstattung möglicherweise erhebliche Rückschlüsse auf die persönliche Lebensführung zulassen, sollte erhalten bleiben. Aus diesem Grunde wurde extra für die Clusteranalyse eine neue Variable WOHNREST geschaffen, die alle Ausgaben für das Wohnen abgesehen von Heizung und Beleuchtung umfasst. Diese konnte für fast 95% aller Haushalte berechnet werden und senkte somit die Fallzahl nur unwesentlich. Anders verfahren wurde bei den Nahrungsmitteln. Hier hätte ein Festhalten selbst an der schlichten Differenzierung in Nahrung und Genussmittel über 30% der vollständigen Fälle gekostet, weshalb nolens volens darauf verzichtet wurde und die Summenvariable NAHRUNG ausgewählt wurde.7 Wieder anders stellte sich der Fall bei den Ausgaben für alle Nicht-Grundbedürfnisse dar. Da gerade dies diejenigen Ausgaben sind, an denen sich unterschiedliche Konsummuster mit hoher Wahrscheinlichkeit scheiden, wurden hier – trotz des Verlustes an vollständigen Fällen – mit zwei Ausnahmen sämtliche Variablen beibehalten. Bei einer dieser Ausnahmen handelt es sich um die Variable STEUER, die sich aus folgenden inhaltlichen Gründen nicht 7

Abgesehen davon ergab ein Pre-Test, dass die Differenzierung der Nahrungsausgaben nur einen sehr geringen Beitrag für die Clusteranalyse zu leisten im Stande war, die ETA2 -Werte der Variablen TIER , PFLANZE , GETRAENK und GENUSS lagen sämtlich unter 0, 2.

189 als aktive Variable anbietet. Sie enthält zwar neben den Ausgaben für Staats-, Gemeindeund Kirchensteuern auch die Ausgaben für Versicherungen, also einen Posten, der zu einem Gutteil der Entscheidungsgewalt des Konsumenten unterlag. Dennoch spiegelt der beträchtliche Teil der in dieser Variablen enthaltenen Steuern eben nicht das wider, was in der Analyse die Gruppierung bewirken soll: die Konsumentscheidung des Haushalts. Stattdessen bemessen sich die Steuern am Einkommen des Haushalts, eine bewusste Entscheidung für oder gegen diese Ausgabe konnten die Haushalte nicht fällen. Deshalb erschien es ratsam, sie von der Analyse auszuschließen.8 Ebenso wurde mit denjenigen Variablen verfahren, die nur gebildet worden waren, um Ausgabenbeträge aufzunehmen, für die es eigentlich Variablen gäbe, die aber in den Quellen nicht hinreichend differenziert ausgewiesen waren, als dass sie hätten zugeordnet werden können; namentlich sind dies die Variablen SONSTNAH , UNDIFAUS und ANWHG. So verbleiben schließlich die folgenden acht Variablen, die – versehen mit den Bezeichnungen f1 bis f8 – als aktive Variablen in die Clusteranalyse eingehen sollen: • • • • • • • •

f1 = NAHRUNG, f2 = OFENLICH, f3 = WOHNREST=WOHNEN−OFENLICH, f4 = KLEIDUNG, f5 = KOERPER, f6 = GEIST, f7 = FREIZEIT, f8 = SONSTAUS.

Bei einem listenweisen Fallausschluss – wie er bei der Verwendung eines hierarchischen Clusterverfahrens obligatorisch ist – stünden bei diesem Variablenset 2.056 vollständige Fälle zur Verfügung, knapp 52% aller aufgenommenen Haushalte. Es handelt sich sämtlich um metrische Variablen (kardinales Skalenniveau) mit derselben Maßeinheit (Mark). Auf eine Transformation der Daten (etwa zu z-Werten) kann deshalb verzichtet werden. Diese Eigenschaft unserer Variablen gestattet uns außerdem die freie Auswahl zwischen allen Distanzmaßen.9 Ebenso soll auf jegliche weitere Manipulation der Daten vor der Analyse verzichtet werden. Grundsätzlich könnte man fordern, die Ausgabenwerte vor der Clusteranalyse um die Teuerung zu bereinigen und bspw. auf die Preise von 1913 zu normieren. Darauf soll 8

9

Diese Sichtweise entspricht der Praxis des Statistischen Bundesamtes, das im Rahmen der Einkommens- und Verbrauchsstichproben zwischen „privaten Konsumausgaben“ und „Ausgaben für Nicht-Konsumzwecke“ unterscheidet und hierzu Ausgaben für direkte Steuern und Versicherungen zählt. Diese Unterscheidung wird hier grundsätzlich zwar nicht gemacht; sie begründet sich jedoch mit denselben Argumenten wie der Ausschluss der Variablen STEUER von der Clusteranalyse (siehe hierzu Statistisches Bundesamt (2008), S. 547). Bortz (2005), S. 566–571 bzw. Backhaus u. a. (2006), S. 549–551. Auf eine Transformation verzichtet wurde auch bei Spree (1997), S. 60.

190 hier allerdings verzichtet werden, und zwar aus zwei Gründen: Für den Zeitraum 1871 bis 1913 herrschte – darin stimmen die beiden wohl zuverlässigsten Preisindices überein – insgesamt ein hohes Maß an Preisstabilität. Sowohl der von H OFFMANN und seinen Mitarbeitern bei der Deflationierung des Nettosozialproduktes verwendete Preisindex des privaten Verbrauchs10 als auch der von G ÖMMEL zur Errechnung des Reallohns verwendete Lebenshaltungsindex weisen mit 0,54% bzw. mit 0,53% p. a. sehr niedrige durchschnittliche Inflationsraten aus.11 Diese beiden Indices unterscheiden sich lediglich graduell, die Tendenz ist im gesamten Zeitraum dieselbe. Beide zeigen übereinstimmend, dass 1876–1879, 1882–1887 und 1891–1894 deflationäre Entwicklungen zu beobachten waren, weshalb die durchschnittliche Preisveränderung zwischen 1871 und 1894 im negativen Bereich lag: -0,16% (H OFFMANN) bzw. -0,11% (G ÖMMEL). Noch 1894 liegen beide Indices mit 77 bzw. 78 Punkten geringfügig unter dem jeweiligen Ausgangswert von 1871 (79,8 bzw. 80). Die durchschnittliche Preissteigerung zwischen 1894 und 1913 ist folglich größer als im Durchschnitt der gesamten Periode, sie wird gemittelt mit etwa 1,39% bzw. 1,32% p. a. beziffert – was immer noch eine sehr moderate Inflationsrate ist.12 Nun darf man nicht außer Acht lassen, dass keine Deflationierung unserer Ausgabedaten die örtlich wie zeitlich genau zutreffende Korrektur von Preisniveauunterschieden vornehmen würde, sondern immer nur eine ungefähre Angleichung erreichen könnte, da sie zwangsläufig mit irgendwie gearteten durchschnittlichen Deflatoren operieren müsste. Damit handelt es sich automatisch um eine Verfälschung und damit um eine unkalkulierbare Verzerrung der wirklichen Ausgabewerte. Aufgrund dieser Tatsache und angesichts der geringen Preisniveauunterschiede erscheint der Schaden, den eine Deflationierung bedeuten würde, größer als der damit zu erzielende Ertrag. Darüber hinaus lässt sich eine Verzerrung unserer Clusteranalyse durch unterschiedliche Preisniveaus relativ einfach aufdecken: sie läge mit Sicherheit vor, wenn sich in einem Cluster vornehmlich Haushalte 10 11 12

Hoffmann (1965), S. 599 und 601. Gömmel (1979), S. 27–29. Diese beiden Indices sind aus methodischen Erwägungen den übrigen in der Literatur verwendeten Indices vorzuziehen: der älteste, von Jürgen K UCZYNSKI bereits in den Fünfziger Jahren vorgelegte Index hat sich aufgrund seiner disparaten Berechnungsgrundlage als unzuverlässig erwiesen (siehe hierzu Hohorst, Kocka und Ritter (1978), S. 107–108 bzw. Armin Triebel, Moral und Ökonomie. Zur modernen Semantik des Lebensstandards, in: Hannes Siegrist, Hartmut Kaelble und Jürgen Kocka (Hrsg.), Europäische Konsumgeschichte. Zur Gesellschafts- und Kulturgeschichte des Konsums (18. bis 20. Jahrhundert), Frankfurt a. M. 1997a, S. 365–392, hier: S. 86). Der von D ESAI 1968 publizierte Lebenshaltungsindex weist einen Fehler bei der Einbindung des Mietpreises in den Preisindex auf, der von O RSAGH 1969 korrigiert wurde. Dessen Index wiederum liegt demjenigen, oben zitierten, von G ÖMMEL zugrunde, der ihn für die Jahre 1871 bis 1881 erneut verbessert hat – durch Ausschaltung des Konjunktureinflusses, der durch die Einbindung von Groß- anstatt Einzelhandelspreisen für Kohle entstanden war (Ashok V. Desai, Real Wages in Germany 1871-1913, Oxford 1968, Thomas J. Orsagh, Löhne in Deutschland 1871–1913. Neuere Literatur und weitere Ergebnisse, in: Zeitschrift für die gesamte Staatswissenschaft, Bd. 125 (1969), S. 476–483). H OFFMANNs Index ging aus der Rekonstruktion der Verwendung des Volkseinkommens hervor, auch der dem Index zugrunde liegende Warenkorb entspricht also den makroökonomischen Verbrauchsziffern, wodurch sich dieser Index methodisch von den anderen Indices unterscheidet. Aus diesem Grund eignet er sich gut als Vergleichswert (zu den Berechnungsmethoden vgl. Hoffmann (1965), S. 617–663).

191 aus einer Zeitperiode sammeln und diejenigen mit einem ähnlichen Konsummuster aus einer anderen Zeitperiode in einem anderen Cluster. Eine weitere theoretische Alternative zur Verwendung der unveränderten absoluten Ausgabewerte wäre eine Clusterung mittels der Prozentanteile einer gewissen Ausgabenkategorie an den Gesamtausgaben. Diese Möglichkeit scheidet jedoch aus inhaltlichen Erwägungen aus, da das absolute Niveau des Konsums durchaus wichtig erscheint für die Identifikation eines Konsumprofils. Was wäre gewonnen, wenn festgestellt würde, dass ein großbürgerlicher Haushalt dem eines Tagelöhners darin ähnle, dass beide 1,5% ihrer Gesamtbudgets für Gesundheit und Hygiene ausgaben, wo doch der eine tatsächlich 255 Mark dafür aufwendete, während es beim anderen gerade einmal 11,25 Mark waren? Diesen beiden ein ähnliches Konsummuster unterstellen zu wollen, wäre mit Sicherheit Unfug. Aus ähnlichen inhaltlichen Gründen soll hier – im Gegensatz zu den Arbeiten von S PREE13 – auch darauf verzichtet werden, die Clusteranalyse anhand von Ausgabewerten pro Kopf durchzuführen und somit gleichsam die Haushaltsgröße auf 1 zu normieren und ceteris paribus als Einflussgröße auszuschließen. Ganz abgesehen von den Schwierigkeiten, die eine sinnvolle Berechnung von Pro-Kopf-Werten mit sich bringt (etwa bei der Anteilsbemessung der einzelnen Haushaltsmitglieder),14 muss man sich vor Augen führen, dass den Ausschlag für die Clusterung ja die wirklich vollzogene Konsumentscheidung eines Haushaltes geben soll. Die Konsumentscheidung eines kinderreichen Haushalts folgt in der Realität aber nun einmal einem anderen Kalkül als die eines kinderlosen Paares, ein Familienvater führt de facto ein anderes Leben als ein Alleinstehender. Durch die Umrechnung auf Pro-Kopf-Werte wüchse die Möglichkeit, künstlich Ähnlichkeiten zu erzeugen oder Unähnlichkeiten zu verwischen.15 Bei allen hier durchgespielten Transformationen wäre die Gefahr, statistische Artefakte ohne historische Aussagekraft zu produzieren, wohl höher als wenn auf sie verzichtet würde. Deshalb entscheiden wir uns dagegen und führen die Clusteranalyse anhand der tatsächlichen absoluten Ausgaben der Haushalte für gewisse Waren und Dienstleistungen durch.

13 14

15

Spree (1987) und Ders. (1997). Siehe hierzu die auf aktuelle Haushaltsdaten bezogene sehr ausführliche theoretische Arbeit von Ingo Stryck, Kosten von Kindern. Die Ermittlung von wohlstandsäquivalenten Einkommensrelationen für Haushalte unterschiedlicher Größe und Zusammensetzung (Studien zur Haushaltsökonomie, Bd. 15), Frankfurt a. M. u. a. 1997 (zugl. Diss., Kiel 1995), vor allem: S. 33–94. Ein Vergleich der historischen Versuche zur Berechnung von Äquivalenzzahlen bietet Triebel (1991a). So auch einer der zentralen Kritikpunkte von Burkart L UTZ an einer weiteren Untersuchung Reinhard S PREEs, die ebenfalls mit auf Pro-Kopf-Beträge umgerechneten Konsumwerten argumentiert. Vgl. Burkart Lutz, Irrungen und Wirrungen historischer Sozialforschung. Erwiderung auf R. Spree, in: Zeitschrift für Soziologie, Bd. 14 (1985), Nr. 5, S. 411–415, hier: S. 415 mit der Kritik an Spree (1985).

192

6.1.2. Algorithmus und Distanz- bzw. Ähnlichkeitsmaß Die theoretischen Ausführungen zu den verschiedenen clusteranalytischen Verfahren (siehe Kap. 2.2.) sollten deutlich gemacht haben, dass sich wegen der schieren Größe des zu untersuchenden Datensatzes mit seinen 3.994 (bzw. 3.978) Fällen das k-means-Verfahren für unsere Untersuchung anbietet. Eine hierarchische Clusteranalyse ist zwar mittlerweile für eine solche Datenmenge berechenbar, aber die Bestimmung der Clusterzahl ließe sich nicht sinnvoll bewerkstelligen. Außerdem würde das Vorhandensein zahlreicher fehlender Werte die Fallzahl auf etwa die Hälfte dezimieren. Mit der Entscheidung für das k-means-Verfahren legt man sich automatisch auch auf das zu verwendende Distanzmaß fest: verwendet wird bei diesem Verfahren grundsätzlich das Maß der quadrierten euklidischen Distanz.16 Es bleibt zu klären, wie die Startpartition, also die Werte für jede der acht aktiven Variablen, die beim ersten Iterationszyklus als Clustermittelwerte benutzt werden, zu bestimmen seien. Um zu vermeiden, dass zufällige oder willkürliche Startwerte das Ergebnis der Analyse verfälschen, bietet sich die von B ORTZ vorgeschlagene Kombination des k-means- mit dem Ward-Verfahren an.17 Grundsätzlich könnten die Startpartitionen auch nach einem anderen hierarchischen Verfahren ermittelt werden. Allerdings geben etwa BACKHAUS u. a. dem Ward-Verfahren den Vorzug, da es „im Vergleich zu anderen Algorithmen in den meisten Fällen sehr gute Partitionen findet und die Elemente ‚richtig‘ den Gruppen zuordnet.“18 Dem folgt diese Arbeit und so wird der Clusteranalyse des gesamten Datensatzes nach dem k-means-Verfahren eine Analyse nach dem Ward-Verfahren vorgeschaltet. Damit werden Lösungen für die verschiedenen Clusteranzahlen k = 2, . . . , 15 ermittelt. Die Gruppenmittelwerte der einzelnen Variablen werden für alle Cluster gespeichert und bei der darauffolgenden Clusteranalyse nach dem k-means-Verfahren als Startwerte verwendet. Somit ist die Startpartition aus dem Datensatz selbst heraus vorgegeben und es existiert für jede Clusterzahl nur eine einzige k-means-Lösung. Doch warum verzichtet man nach der ersten Analyse nicht auf die zweite? Dieses kompliziert erscheinende doppelte Verfahren ist aufgrund der missing values im Datensatz erforderlich. Denn bei der hierarchischen Clusteranalyse können nur die 2.056 Haushaltungen berücksichtigt werden, die für alle der acht aktiven Variablen gültige Werte besitzen (listenweiser Fallausschluss). In die Analyse sollen jedoch alle der 3.978 möglichen Fälle einbezogen werden, diese Möglichkeit bietet nur die k-means-Analyse. Wie die wegen ihrer missing values im Ward-Verfahren ausgeschlossenen Fälle sich in der endgültigen Clusterlösung verteilen, kann im Nachhinein überprüft werden. So lässt sich feststellen, inwieweit diese fehlenden Werte die gefundene Lösung beeinflusst haben.19 16 17 18 19

Zur Auswahl des passenden Verfahrens siehe Bacher (1994), S. 148–150. Bortz (2005), S. 572. Backhaus u. a. (2006), S. 528. Die Möglichkeit, missing values durch konstruierte Mittelwerte zu ersetzen, verbietet sich in unserem Fall: Die geclusterten Fälle hätten dann – gerade bei zahlreichen fehlenden Werten – nicht mehr viel mit den realen Haushaltungen gemein. Eine solche Analyse statistischer Artefakte erscheint nicht zielführend. Zum Umgang mit missing values in der Clusteranalyse siehe ausführlich Bacher (1989), S. 102–108, zur Mittelwertsubstitution S. 104–106.

193 Zusammenfassend stellt sich die Methodik für das kommende Vorgehen wie folgt dar: Es werden mit dem k-means-Verfahren Lösungen mit unterschiedlich vielen Clustern (minimal 2, maximal 15) errechnet. Die als Startkonfiguration für jede der Analysen notwendigen Variablen-Mittelwerte für jeden Cluster werden durch eine vorgeschaltete Ward-Analyse ermittelt. Die verschiedenen k-means-Lösungen werden daraufhin miteinander verglichen, um zu bestimmen, welche der Lösungen sich statistisch als die aussagekräftigste erweist. Mit dem von Johann BACHER für das hier verwendete Softwareprogramm SPSS erdachten Verfahren zur Ermittlung der „wahren“ Clusterzahl steht ein hinreichend solides Fundament für diese Analyse zur Verfügung.20

6.1.3. Bestimmung der Clusteranzahl Um die sinnvolle Clusterzahl zu bestimmen, wurden nach dem oben genannten Verfahren die drei Teststatistiken ETA2k , PREk2 und F − MAXk für die Clusterlösungen k = 1, . . . , 15 mit dem k-means-Verfahren berechnet,21 Tab. 6.2 zeigt die numerischen Ergebnisse dieser Analyse.

Tabelle 6.2: Teststatistiken zur Bestimmung der Clusteranzahl Clusteranzahl k 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15

ETA2k 0 0,35 0,56 0,62 0,66 0,68 0,69 0,70 0,72 0,85 0,86 0,86 0,87 0,88 0,88

PREk2 n. def. 0,35 0,33 0,13 0,10 0,07 0,04 0,03 0,05 0,47 0,04 0,05 0,04 0,08 0,03

F − MAXk n. def. 2.123,86 2.555,73 2.168,40 1.908,00 1.691,31 1.495,26 1.342,55 1.259,03 2.494,74 2.342,32 2.266,30 2.168,61 2.198,31 2.122,70

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

20

21

Siehe hierzu Abschnitt 2.2.2., S. 55. BACHERs in SPSS-Syntax umgesetztes Konzept findet sich bei Bacher (2001), S. 93–97. Es wurde für unsere Analyse insofern angepasst, dass es um die vorgeschaltete Ward-Analyse und das Einlesen der Startpartitionen ergänzt wurde. Für k = 1 sind PREk2 und F − MAXk allerdings nicht definiert.

194 Die Werte für ETA2k und PREk2 sind in Abb. 6.1 zusätzlich noch einmal graphisch dargestellt, um die optische Auswertung zu erleichtern. Abbildung 6.1: Screediagramm zur Bestimmung der Clusteranzahl ETAk2

1 0,9 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0 1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

15

Clusteranzahl k PREk 0,5 0,4 0,3 0,2 0,1 0 1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

12

13

14

15

Clusteranzahl k

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

Die Daten weisen auf zwei mögliche Clusterlösungen hin (die in der Abbildung optisch hervorgehoben wurden): Bei den ETA2k -Werten lassen sich zwei Sprünge feststellen. Einer von der 2- zur 3-Cluster-Lösung (von 35 auf 56% erklärter Streuung) und einer von der 9- zur 10-Cluster-Lösung (von 72 auf 85% erklärter Streuung). Nach diesen Sprüngen entwickelt sich die Maßzahl jeweils erheblich moderater. Auch der Wert für die prozentuale Verbesserung der Clusterlösung gegenüber der vorigen bestätigt diesen Befund: PREk2 steigt von k = 2 auf k = 3 um 35%, von k = 9 auf k = 10 um volle 47%. Was das mit der F − MAXk -Kennzahl gemessene Verhältnis von erklärter zu nicht erklärter Streuung

195 angeht, liegt das Maximum bei der 3-Cluster-Lösung. Allerdings liegt F − MAX10 nur so geringfügig darunter, dass dieser Unterschied nicht ins Gewicht fällt. Formal erscheinen also beide Lösungen als gleich gut. Allerdings ist die Gruppenbildung der 3-Cluster-Lösung im extremen Maße unausgewogen (Cluster 1 umfasst mit 3.765 nicht weniger als 94,3% aller Haushalte, Cluster 2 noch 204 Haushalte und Cluster 3 lediglich 9), was schlicht inhaltlich nicht interpretierbar ist. Deshalb fällt die Wahl auf die 10-Cluster-Lösung, da sie für die inhaltliche Interpretation gangbarer erscheint. Dieses Argument ist keineswegs ehrenrührig, verweist doch auch die einschlägige statistische Fachliteratur unisono darauf, dass die inhaltliche Interpretierbarkeit letztlich den Ausschlag über die Annahme einer clusteranalytischen Lösung geben muss.22 Damit sind die methodischen Rahmenbedingungen der Clusteranalyse definiert und diese kann durchgeführt werden.

6.1.4. Ergebnis der Clusteranalyse und seine Evaluation Die nach dem oben beschriebenen Verfahren durchgeführte Clusteranalyse teilt die 3.978 gruppierbaren Haushalte in zehn Cluster ein, das Ergebnis legt also nahe, dass es unter den in unserem Datensatz erfassten Haushalten zehn differenzierbare Konsummuster gebe. Damit erklärt die Clusteranalyse einen Großteil der im Datensatz vorliegenden Gesamtstreuung (ETA210 = 0, 85). Allerdings bedürfen die Ergebnisse der Clusteranalyse einer methodischen Evaluation, bevor wir zu einer inhaltlichen Interpretation der herausgearbeiteten unterschiedlichen Konsummuster übergehen können. Vor allem die bereits angesprochene missing-valuesProblematik lässt eine solche Untersuchung erforderlich erscheinen, da es durch die große Zahl fehlender Werte in einigen aktiven Variablen zu Fehlklassifikationen gekommen sein könnte.23 Deshalb sollen die vorläufigen Ergebnisse für die einzelnen Cluster zunächst methodisch evaluiert und die Clusterlösung, wenn nötig, angepasst werden. 6.1.4.1. Mittelwerte und Streuung Für den Einstieg bietet sich ein Blick auf die Mittelwerte der einzelnen Cluster für die im Datensatz erfassten Variablen an. In Tab. A.12 im Anhang findet sich eine Übersicht über die mit den Nummern 1 bis 10 versehenen, durch die Clusteranalyse generierten Teilpopulationen.24 Neben den Mittelwerten für die verschiedenen Konsumausgaben enthält die Tabelle auch diejenigen für einige weitere Variablen, die einen Eindruck 22 23 24

Vgl. hierzu etwa Backhaus u. a. (2006), S. 552 oder Bacher (1994), S. 17. Ebenda, S. 19–22, zur Überprüfung von Clusterlösungen bzw. zum Problem der missing values Ders. (1989), S. 102–108, vor allem S. 108. Siehe S. 327. Anzumerken ist hierbei, dass die Analyse im Cluster 6 eigentlich nur einen einzigen Haushalt – den eines sehr wohlhabenden hohen Beamten mit einem Gesamtausgabevolumen von nicht weniger als 75.000 Mark (Fall 1.710, QUELLE 115, Hampke (1888), S. XXXVIII, HH. A) – verortete. Diesem Cluster wurden die, wie oben beschrieben, von der Analyse ausgenommenen fünf Haushaltsrechnungen des westfälischen Erbdrosten (QUELLE 142) nach der Clusterbildung zugeordnet.

196 vermitteln, welche Haushalte sich in welchem Cluster befinden.25 Die Cluster sind sehr unterschiedlich groß, während die ersten beiden Cluster mit 1.350 bzw. 1.822 Fällen bereits fast 80% aller Haushalte (3.983 gingen in die Clusteranalyse ein) enthalten, folgen danach vier mittelgroße (Cluster 3 umfasst 502, Cluster 4 121, Cluster 5 87 und Cluster 7 immerhin 55 Haushaltungen) und vier sehr kleine Teilpopulationen: die Cluster 8 (18 Fälle), 9 (15 Fälle), 10 (7 Fälle) und 6 (6 Fälle). Dabei ist auffällig, dass die beiden großen Cluster 1 und 2 die einkommensschwächsten Haushalte (mit weniger als 2.000 Mark Jahreseinkommen im Durchschnitt) umfassen, die Cluster 3, 4 und 5 Haushalte mittleren Einkommens (Einkommen bis unter 10.000 Mark) und die Cluster 6 bis 10 reiche Haushalte (über 10.000 Mark Einkommen im Durchschnitt). Angesichts der im Datensatz vorhandenen Arten von Haushaltssorten ist dieser Befund jedoch nicht unbedingt verwunderlich. Wie oben dargestellt, sind gewisse Merkmale der einzelnen Haushalte, die möglicherweise auch einen Einfluss auf die vorherrschenden Konsumstrukturen haben könnten (z. B. Einkommen, Haushaltsgröße oder gesellschaftlicher bzw. beruflicher Stand), in der Gesellschaft sehr ungleich verteilt.26 Ein Blick auf die Mittelwerte dieser Cluster fördert an einigen Stellen ein seltsames Bild zutage: addiert man innerhalb eines Clusters die Mittelwerte der einzelnen Ausgabeposten (also etwa Gesundheit, Kultur und Bildung, Freizeit und Vergnügen, Steuern und Versicherungen sowie Sonstige Ausgaben) auf, so weichen diese Summen teilweise stark von den ebenfalls angegebenen Mittelwerten der entsprechenden Summenvariablen (in unserem Beispiel Ausgaben für Nicht-Grundbedürfnisse) ab. Die extremste solcher Abweichungen ist im Cluster 5 festzustellen. Hier liegt allein der Wert für die Sonstigen Ausgaben mit fast 2.700 Mark deutlich über der Gesamtsumme aller Ausgaben für Nicht-Grundbedürfnisse (800 Mark) und gleichzeitig fast auf dem Niveau der durchschnittlichen Gesamtausgaben von etwas über 2.800 Mark. Grund für diese und ähnliche Verzerrungen sind die gerade bei den Detail-Variablen häufigen missing values. Beim genannten Beispiel fehlten Angaben über die Höhe der sonstigen Ausgaben systematisch bei 64 der 87 Haushalte dieses Clusters. Der Mittelwert wurde also nur über 23 Haushalte gebildet, diese wiesen sehr hohe sonstige Ausgaben auf. Für die Summenvariablen RESTAUS und AUSGABEN wiesen jedoch auch die kleinen Haushalte gültige Werte auf (hier liegen Daten von 86 bzw. allen 87 Haushalten vor), die Mittelwerte passen deshalb nicht zu denen der Variable SONSTAUS. Ein Blick auf die Standardabweichungen der Variablen RESTAUS und AUSGABEN erhärtet den Eindruck, dass der Mittelwert nicht den gesamten Cluster sinnvoll repräsentiert und hier zwei Haushaltstypen mit sehr unterschiedlichen Konsummustern aufgrund fehlender 25

26

Dies geschah mit einem eigenen rein klassifizierenden Durchlauf der SPSS-Prozedur QUICK CLUSTER nur für diese fünf Haushalte. Zur Untersuchung der Cluster auf methodische Konsistenz enthält die Tabelle vier statistische Maße: das jeweilige arithmetische Mittel, den Median als ausreißerresistenten Vergleichswert, die Standardabweichung sowie die Zahl der Fälle, aus denen die jeweiligen Mittelwerte gebildet werden konnten (zu den statistischen Kennzahlen vgl. Bortz (2005), S. 34–44). Siehe hierzu Kap. 4.3., S. 148ff. Abgesehen davon ergaben auch die Clusteranalysen, die Reinhard S PREE an erheblich homogeneren Datensätzen durchführte, sehr unterschiedlich große Cluster (vgl. hierzu Spree (1987) und Ders. (1997)).

197 Werte in einem Cluster zusammengefasst wurden. Einen merkwürdigen Eindruck hinterlässt auch Cluster 10, wenn man sich die extremen Standardabweichungen der Variablen NAHRUNG , WOHNEN und vor allem KLEIDUNG oder FREIZEIT ansieht. Auch hier scheint zusammengefügt worden zu sein, was nicht zusammengehört. Es erscheint also geboten, die Signifikanz der Clusterbildung zu überprüfen, also festzustellen, ob sich die Cluster wirklich in den meisten Bereichen des Konsums klar voneinander abgrenzen lassen. Bei den übrigen Clustern lassen sich auch hier und da gewisse Abweichungen zwischen arithmetischem Mittel und Median, gepaart mit großen Standardabweichungen finden. Besonders häufig sind diese bei jenen Variablen, die große Zahlen von missing values aufweisen, was die Aussagekraft der statistischen Maße beeinträchtigt. Im Übrigen finden sich diese Ungereimtheiten bei den Clustern 3, 4 und 6 bis 8 nur bei einzelnen Variablen – während die anderen weitgehend den Eindruck von clusterinterner Homogenität hinterlassen. Dies gilt im Grundsatz auch für die beiden sehr großen Cluster 1 und 2. Die Untersuchung liefert aber einen Hinweis darauf, dass diese beiden Cluster möglicherweise eine Binnendifferenzierung beinhalten, d. h. dass sie zwei oder mehrere Sub-Konsummuster vereinen, deren Unterschiede jedoch feiner sind als die großen Differenzen, durch die die nun gebildeten Teilpopulationen entstanden. 6.1.4.2. Signifikanz der Clusterbildung Das Vorhandensein der oben beschriebenen Abweichungen macht jedoch misstrauisch hinsichtlich der Frage, ob nicht einzelne Haushalte mit zahlreichen missing values nur deshalb einem bestimmten Cluster zugeordnet wurden, weil sie den übrigen dort verorteten Haushalten gleichsam zufällig in einer gewissen Ausgabenkategorie ähnelten, in den anderen – wo sie sich mutmaßlich massiv unterschieden hätten – aufgrund fehlender Werte nicht geprüft werden konnten. Um diesem Verdacht auf den Grund zu gehen, sollen die gefundenen Cluster daraufhin überprüft werden, inwieweit sie sich von den anderen in den einzelnen Bereichen des Konsums statistisch signifikant unterscheiden. Hierfür wird der sogenannte S CHEFFÉ-Test verwendet.27 Eine Voraussetzung dafür, dass dieser Test eingesetzt werden darf, ist der Nachweis, dass die Analyse der Gesamtstreuung innerhalb im Vergleich zu derjenigen zwischen den Clustern ergibt, dass die Gruppeneinteilung insgesamt zu signifikanten Mittelwert-Differenzen der Variablen über alle Cluster hinweg führt. Da die Clusteranalyse mit dem Ziel durchgeführt worden ist, die Ähnlichkeit der Fälle innerhalb der Cluster zu maximieren und zwischen den Clustern zu minimieren, ist es selbstverständlich, dass eine solche Varianzanalyse (F-Test) der Unterschiede zwischen den Clustern für alle aktiven Variablen einen hoch signifikanten Unterschied ergibt. Es besteht also die als Voraussetzung für den S CHEFFÉ-Test geforderte „Overall“-Signifikanz.28 27 28

Bortz (2005), S. 274–276. Siehe für den F-Test Ebenda, S. 256–257. Den geringsten F-Wert – also den geringsten Unterschied zwischen erklärter und nicht erklärter Streuung der Werte -– erzielten dabei die Ausgaben für Freizeit und Vergnügungen mit Ff 7 = 100, 028, den höchsten die Ausgaben für Nahrungsmittel mit Ff 1 = 3.363, 332.

198 Der S CHEFFÉ-Test vergleicht nun für unsere Cluster paarweise Variable für Variable miteinander (Mittelwert für NAHRUNG des Clusters 1 verglichen mit demselben Mittelwert für Cluster 2, verglichen mit Cluster 3, . . . , Cluster 10 verglichen mit Cluster 9) und überprüft, ob die festgestellten Mittelwertdifferenzen statistisch signifikant sind oder ob sie etwa auch zufällig sein könnten.29 Im Ergebnis können wir größtenteils signifikante Mittelwertdifferenzen auch für die einzelnen Variablen auf einem strengen 0,01-Signifikanzniveau konstatieren: Über alle Cluster und Variablen wurden 315 Paarungen auf die Signifikanz ihrer Mittelwertdifferenzen geprüft – von denen 254 ein positives Ergebnis erbrachten, also statistisch signifikante Unterschiede aufwiesen. Auf den ersten Blick erscheint dieses Verhältnis durchaus plausibel, bedenkt man, dass sich unterschiedliche Konsummuster nicht in allen Punkten unterscheiden müssen, sondern gewisse Parallelen zwischen einzelnen Clustern durchaus wahrscheinlich sind. Eine nähere Untersuchung der 61 Paarungen, bei denen keine signifikanten Unterschiede festzustellen waren, d. h. wo die Mittelwertunterschiede auch rein zufällig sein könnten, erbrachte die in Tab. 6.3 dargestellten Ergebnisse. Diese Tabelle bildet eine Matrix aller möglichen Paarungen zwischen den zehn Clustern ab. Im oberen Dreieck erkennt man, bei wie vielen Variablen die Differenzen zwischen den Mittelwerten im Vergleich zweier Cluster nicht als signifikant eingestuft werden konnten; das untere listet auf, um welche Variablen es sich hierbei handelte. Diese Werte sollen im Folgenden auf zwei Weisen interpretiert werden. Erstens können wir, wenn es eine zunehmende Zahl von Aspekten gibt, in denen zwei Cluster keine signifikanten Unterschiede aufweisen, infrage stellen, inwiefern die Zuordnungen gewisser Haushalte zu diesen Clustern sinnvoll sind. Möglicherweise sollte die Eingruppierung der betreffenden Haushalte noch einmal überdacht und ggfs. korrigiert werden. Zweitens gibt uns fehlende Signifikanz von Mittelwertdifferenzen einen Hinweis auf eine gewisse Nähe zweier Cluster zueinander hinsichtlich der betrachteten Variablen. Dies erleichtert uns den Vergleich der Konsummuster der in den einzelnen Clustern vertretenden Haushalte hinsichtlich der Frage, in welchen Belangen sich zwei Cluster eher ähneln und in welchen sie sich unterscheiden. Bei Clustern, die bei sehr wenigen Variablen signifikante Mittelwertunterschiede aufweisen, muss entschieden werden, ob eine Trennung aufgrund der wenigen festgestellten Unterschiede überhaupt aufrecht erhalten werden soll oder ob sie nicht eher zwei Spielarten sehr ähnlicher Konsummuster darstellen. Als ersten Einstieg in die Betrachtung dieser Daten wollen wir uns auf die drei Variablen, die die lebensnotwendigen Ausgaben umfassen, NAHRUNG , WOHNEN und KLEIDUNG, konzentrieren. Abb. 6.2 stellt graphisch dar, zwischen welchen Clustern keine signifikanten

29

Dass der F-Test auch nach der quasi manuellen Zuordnung der fünf Haushalte der QUELLE 142 zu Cluster 6 so eindeutig ausfällt, kann als ein Hinweis auf die Richtigkeit dieser Zuordnung gelten (siehe S. 195, Anm. 24). Der Test wurde für die in der Clusteranalyse aktiven Variablen f1 bis f8 gerechnet, mit Ausnahme der Variablen f2 und f3 (Ausgaben für Heizung und Beleuchtung sowie die übrigen Wohnungsausgaben), da für diese Variablen der Test nicht hätte gerechnet werden können. Grund hierfür ist, dass nur einer der in Cluster 10 zusammengefassten Fälle gültige Werte für diese Variable aufweist. Als Ersatz wurde der S CHEFFÉ-Test für die zusammenfassende Variable WOHNEN gerechnet.

199 Tabelle 6.3: Ergebnis des S CHEFFÉ-Tests 2

3

3

1

4

2

1

5

3

3

6

4

4

1

Cluster

1

1 2

geist freizeit sonstaus freizeit

5

wohnen koerper geist freizeit

4

5

6

7

8

9

10

freizeit

wohnen kleidung koerper geist freizeit

nahrung wohnen kleidung koerper geist freizeit

1

2

3

1

4

freizeit

1

1

6 sonstaus

1

7 sonstaus

9

10

koerper geist

nahrung koerper geist

nahrung kleidung koerper geist

freizeit

kleidung koerper geist

nahrung kleidung koerper geist

3

4

2

freizeit

8 koerper freizeit

5

geist

nahrung wohnen kleidung koerper freizeit wohnen kleidung freizeit

nahrung wohnen freizeit sonstaus wohnen freizeit

3 wohnen kleidung freizeit

Alle Einträge bedeuten, dass kein signifikanter Unterschied auf einem 0,01-Niveau feststellbar war.

200 Abbildung 6.2: Mittelwertdifferenzen der Ausgaben für Grundbedürfnisse

Quelle: eigene Darstellung nach einer Auswertung des Kölner Datensatzes

Mittelwertdifferenzen bei diesen Variablen auszumachen waren. Vier Resultate stechen dabei ins Auge: • Die Cluster 3 und 5 weisen in allen drei Belangen keine signifikanten Mittelwertdifferenzen auf; betrachtet man ergänzend die in Tab. 6.3 aufgelisteten Ergebnisse für die übrigen Variablen, erkennt man, dass sich diese Cluster tatsächlich nur in einer einzigen Kategorie, Sonstige Ausgaben, voneinander signifikant unterscheiden. Gleichzeitig weist Cluster 5 auch gegenüber Cluster 2 in vielen Belangen keine signifikanten Unterschiede auf. Neben den Grundbedürfnissen Kleidung und Wohnen betrifft dies auch die Ausgaben für Hygiene und Gesundheit, Bildung und Freizeit. Da sich die Cluster 2 und 3 – abgesehen vom Bereich Freizeit – überall signifikant unterscheiden, erscheint es wahrscheinlich, dass einige Haushalte des Clusters 5 von ihrer Konsumstruktur her denen in Cluster 2 ähneln, andere denen in Cluster 3. Von beiden unterscheiden sie sich signifikant durch die Höhe ihrer sonstigen Ausgaben. Bestärkt wird diese Sichtweise auch durch die oben dargestellte Analyse der Mittelwerte und Standardabweichungen, die ja auch darauf hinweist, dass Cluster 5 in sich in vielen Belangen nicht homogen ist sowie vor allem durch die stark ausgeprägte missing-value-Problematik in Cluster 5. Eine fälschliche Zuordnung der Fälle, die im Sinne einer sinnvollen Lösung zu korrigieren wäre, ist in diesem Fall recht wahrscheinlich. • Auf den ersten Blick scheint die Lage bei den Clustern 7 und 9 ähnlich zu sein. Auch diese lassen sich nur in zwei Kategorien (Ausgaben für Bildung und Kultur und Sonstige Ausgaben) signifikant unterscheiden. Und auch hier finden sich große Ähnlichkeiten zu einem dritten Cluster: Cluster 8 und 9 besitzen auch mehrere

201 Kategorien, wo die Unterschiede sich nicht als statistisch signifikant erwiesen haben. Als eine weitere Parallele erscheint, dass auch die Cluster 7 und 8 – abgesehen von der Variablen FREIZEIT – stets eindeutig voneinander abgrenzbar sind. Es gibt jedoch zwei große Unterschiede zum obigen Fall. Der erste und wichtigste ist, dass die drei Cluster kaum von missing values verzerrt sind, so dass eine Fehlzuordnung eher unwahrscheinlich erscheint. Der zweite ist, dass alle drei Cluster, wenn man Mittelwerte mit Medianen vergleicht und die Standardabweichungen ins Kalkül zieht, insgesamt recht valide und in sich homogen erscheinen. Plausibler als eine fälschliche Zuordnung einzelner Fälle erscheint hier, dass das von den Haushalten in Cluster 9 gepflegte Konsummuster zwischen denen der Cluster 7 und 8 anzusiedeln ist. Und zu beiden Clustern gibt es, wenn auch nur in einigen wenigen Punkten, klare Abgrenzungen. • Bei einer Betrachtung von Abb. 6.2 erkennt man außerdem, dass Cluster 10 sich von fast keinem Cluster in allen Bereichen signifikant abgrenzen lässt; die ausführlichere Tab. 6.3 bestätigt diesen Eindruck. Für die Variablen NAHRUNG , KLEIDUNG , KOER PER und GEIST besteht kein signifikanter Unterschied zwischen diesem Cluster und den Clustern 3 und 5; bei den drei Variablen NAHRUNG , KOERPER und GEIST gilt dasselbe auch für Cluster 2 sowie bei KLEIDUNG , KOERPER und GEIST auch für Cluster 4. In den Bereichen WOHNEN , KLEIDUNG und FREIZEIT können seine Mittelwertunterschiede zu den Clustern 7 und 9 zufällig sein, bei WOHNEN und FREIZEIT zusätzlich auch noch die zu Cluster 8. Nur in Bezug auf seine unglaublich hohen sonstigen Ausgaben unterscheidet sich Cluster 10 von allen anderen Clustern. Die darin enthaltenen Haushaltungen stehen also in ihrem Konsumverhalten zwischen den erheblich einkommensschwächeren Haushalten in den Clustern 2 bis 4 auf der einen sowie den vom Einkommensniveau her ähnlichen in den Clustern 7, 8 und 9 auf der anderen Seite. Hinzu kommt, dass die Standardabweichungen der meisten Ausgabeposten genauso groß oder größer sind als die Mittelwerte. Extrembeispiel ist hier der Bereich FREIZEIT, mit einer Standardabweichung, die mehr als zweieinhalbfach so groß ist wie das arithmetische Mittel, ganz abgesehen davon, dass Mittel und Median sich in einem Verhältnis von 1:30 gegenüberstehen. Ein kurzer Blick auf die berufsständische Zusammensetzung des Clusters zeigt, dass es sich um die Haushaltsrechnungen eines einzigen großbäuerlichen Haushalts30 und die eines Bankiers31 handelt. Als einzige unter den aktiven Variablen der Clusteranalyse besitzt die Variable SONSTAUS Mittelwert, Median und Standardabweichung, die in einem akzeptablen Verhältnis zueinander stehen. Sie enthält für diese beiden Haushalte allerdings grundverschiedene Dinge und erscheint als einziges clusterbildendes Moment hier ungeeignet. Von einem homogenen, sinnvoll zu interpretierenden Cluster kann hier also nicht die Rede sein. Tab. 6.3 zeigt zudem, 30 31

Lorenzen-Schmidt (1982) (QUELLE 128). Hampke (1888), S. XXXVIII, Sp. B (QUELLE 115).

202 dass der Posten Sonstige Ausgaben die einzige Variable ist, durch die sich Cluster 10 signifikant von allen anderen Clustern unterscheiden lässt. • Schließlich erweist sich der nach der manuellen Zuordnung der Haushaltungen aus Quelle 142 von einem großbürgerlichen und fünf adeligen Haushalten gebildete Cluster 6 als signifikant unterschiedlich von allen anderen Clustern in (fast) allen Bereichen. Lediglich bei den Bildungsausgaben könnten die Mittelwert-Unterschiede zu den Haushalten in Cluster 9 auch zufälliger Natur sein.32

Tabelle 6.4: Verteilung der Fälle der aufgelösten Cluster 5 und 10

Ursprüngliche Cluster

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Gesamt

1 1.350 . . . . . . . . . 1.350

2 . 1.822 . . 44 . . . . . 1.866

3 . . 502 . 43 . . . . 3 548

Endgültige Cluster 4 6 . . . . . . 121 . . . . 6 . . . . . . 3 . 124 6

7 . . . . . . 55 . . . 55

8 . . . . . . . 18 . 1 19

9 . . . . . . . . 15 . 15

Gesamt 1.350 1.822 502 121 87 6 55 18 15 7 3.983

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

Diese Ausführungen sollten deutlich gemacht haben, dass die Cluster 5 und 10 weder als valide gelten können noch sinnvoll zu interpretieren sind und insofern Fehlgruppierungen darstellen. Diese beiden Cluster sollen deshalb aufgelöst und die bislang in diesen Clustern zusammengefassten 94 Fälle auf andere Cluster verteilt werden. Da es gute Gründe gibt anzunehmen, dass die ohnehin schwierige Sammelvariable SONSTAUS wohl für beide Falschzuteilungen hauptverantwortlich ist, wird diese Variable bei der dafür vorgenommenen erneuten Klassifikation nicht mehr als aktive Variable genutzt, die Prozedur wird also nur mehr mit den übrigen sieben der bisher aktiven Variablen vorgenommen.33 32 33

Dies ist als hinreichender Beleg für die methodische Sinnhaftigkeit der manuellen Zuordnung der fünf adeligen Haushaltsrechnungen in diesen Cluster zu interpretieren (Siehe hierzu S. 195, Anm. 24). Diese Klassifikation wird, wie bereits bei der Zuordnung der Haushalte aus QUELLE 142, durch einen rein klassifizierenden Durchlauf der SPSS-Prozedur QUICK CLUSTER nur für die betreffenden Haushalte der bisherigen Cluster 5 und 10 erledigt.

203 Tab. 6.4 zeigt, wie sich die 94 Fälle auf die anderen Cluster verteilen. Wie vermutet, teilen sich die Fälle, die ursprünglich in Cluster 5 beheimatet waren, zu gleichen Teilen zwischen den Clustern 2 und 3 auf. Die Fälle aus Cluster 10 verteilen sich auf drei Cluster. Die bäuerlichen Haushalte werden zu gleichen Teilen den Clustern 3 und 4 zugeteilt, der Bankiershaushalt dem Cluster 8. Ein Blick auf die statistischen Kennzahlen arithmetisches Mittel, Median und Standardabweichung bestätigt, dass die durch die Neuzuordnungen geschaffenen acht Cluster einen valideren und inhaltlich sinnvoller zu interpretierenden Eindruck machen als die der Ursprungslösung.

6.2. Vom Cluster zum Konsummuster Nach der statistischen Evaluation und Anpassung unseres Ergebnisses haben wir es jetzt mit acht Clustern zu tun, die prinzipiell acht unterschiedliche Konsummuster repräsentieren sollen. Ehe wir zur Beschreibung einzelner Konsumprofile übergehen können, wollen wir die endgültige Clusterlösung inhaltlich untersuchen und dabei zweierlei überprüfen: Erstens, ob sich Anhaltspunkte dafür finden, dass in einzelnen großen Clustern eine bisher übersehene Binnendifferenzierung vorliegt und zweitens, ob sich einzelne Cluster in den von ihnen repräsentierten Konsumstrukturen so stark ähneln, dass sie weniger als einzelne Konsummuster denn als Abarten eines einzigen Konsummusters zu verstehen sind. Nach einer inhaltlichen Begutachtung unserer Clusterlösung werden wir also versuchen, die Konsummuster zu klassifizieren.

6.2.1. Inhaltliche Begutachtung der Clusterlösung Auf den ersten Blick fällt das oben bereits erwähnte starke Ungleichgewicht bezüglich dem Umfang der acht Cluster und ihrer Verteilung innerhalb des Einkommensspektrums auf: Die beiden größten Cluster decken nicht nur fast 80% aller Haushalte ab, sondern gleichzeitig über 90% aller Haushalte mit einem Ausgabenvolumen von unter 3.000 Mark. Wie lässt sie die Zusammenballung von neun Zehnteln aller Haushaltungen in zwei Clustern und einer Ausdifferenzierung des verbliebenen, des wohlhabendsten Zehntels auf sechs Cluster erklären? Zwei mögliche Begründungen lassen sich hierfür finden, eine methodische und eine inhaltliche, welche – dies sei schon einmal vorweg genommen – argumentativ stärker zu sein scheint. Erstens lässt sich diese eigenartige Clusterstruktur mit dem hier verwendeten Verfahren begründen, und zwar mit der Entscheidung, die absoluten Ausgabenbeträge zur Clusterbildung zu verwenden: Wohlhabende Haushalte weisen für die meisten der Ausgabenkategorien, die als aktive Variablen unsere Clusterung beeinflussten, grundsätzlich höhere absolute Beträge auf. Prozentual minimale Abweichungen zwischen den Ausgabenstrukturen dieser Haushalte führen also zu erheblich größeren absoluten Unterschieden als bei kleinen Budgets: Eine Differenz von lediglich 0,5% bspw. für Kultur und Bildung zwischen zwei Haushaltungsbudgets von 1.200 Mark Volumen bedeuten lediglich eine

204 absolute Differenz von 6 Mark, bei zwei Haushalten mit 17.000 Mark Gesamtausgaben jedoch von 85 Mark. Dementsprechend höher fallen die euklidischen Distanzen aus, die den Ausschlag für die Clusterbildung geben. Um nicht aufgrund dieser methodischen Entscheidung wesentliche Trennlinien innerhalb der Konsumstrukturen der ärmeren Bevölkerung zu übersehen, sollen die beiden großen Cluster daraufhin überprüft werden, ob sie eine Binnendifferenzierung aufweisen, die wegen des oben geschilderten Zusammenhangs nicht bei der Gesamtanalyse zutage trat. So plausibel diese letztlich technische Begründung auch klingt, sollte man aber darüber nicht aus den Augen verlieren, dass die realen Unterschiede im Konsum unserer Haushalte ja darin bestanden, dass unterschiedlich hohe Beträge für einzelne Zwecke verausgabt wurden und nicht etwa gewisse Prozentbeträge. Die absoluten Unterschiede kennzeichnen letztlich das unterschiedlichen Konsumverhalten und damit auch die unterschiedlichen Lebensbedingungen der Menschen. Hinter einem Unterschied von 85 Mark zwischen den Konsumausgaben zweier Haushalte für einen gewissen Zweck steht ja ganz real ein erheblich größeres Bündel an Gütern oder Dienstleistungen, die der eine Haushalt konsumiert hat, der andere aber nicht, ein viel größeres Bündel als bei einer Differenz im Pfennigbereich. Dies sei hier noch einmal herausgestellt, um zu zeigen, dass eine Clusterung anhand der absoluten Beträge nach wie vor am plausibelsten erscheint. Sehen wir deshalb von den oben geschilderten technisch-methodischen Zusammenhängen einmal ab und widmen uns der inhaltlichen Implikation der festgestellten Clusterstruktur. Wir können dann nämlich feststellen, dass das Ungleichgewicht von Clusterumfang und -zuschnitt durchaus dem gängigen Bild von der Ausdifferenzierung der Konsummuster seit dem 18. bzw. dem 19. Jahrhundert entspricht.34 Die Konsumgeschichtsschreibung geht davon aus, dass bestimmte gesellschaftliche Schichten früher begannen, „die positiven Wirkungen sich entfaltender konsumgesellschaftlicher Strukturen“ zu genießen.35 Eine Ausdifferenzierung von Konsumstilen setzt nämlich voraus, dass die betreffenden Haushalte über Geldmittel verfügen, die den absoluten Grundbedarf übersteigen und somit eine wirkliche Konsumwahl überhaupt erst ermöglichen. K LEINSCHMIDT spricht in diesem Zusammenhang von der „Loslösung des Konsums von den Existenz sichernden Funktionen hin zu sozialpsychologischen Aspekten wie Prestige und Individualität.“36 Unterhalb dieser Grenze bestimmt die Notwendigkeit den Konsum und führt damit quasi zwangsläufig zu einem „Bild einfallslosen Gleichmaßes.“37 Oberhalb geht es nicht mehr nur um die Befriedigung lebensnotwendiger Bedürfnisse, sondern um eine bewusste Ausgestaltung der Lebensführung, etwa mit der Absicht, sein Prestige zu demonstrieren. Dieses Motiv für den „demonstrativen Konsum“ der Gutsituierten hielt jedenfalls Thorstein V EBLEN 34

35 36 37

Zu diesem Thema, der „Geburt der Konsumgesellschaft“, existiert ein weites Feld an Literatur. Die Forschung findet sich recht gut dokumentiert bei Prinz (2003). Siehe hierzu auch Kleinschmidt (2008), S. 58–71. Für eine an die ökonomische Konsumtionslehre angelehnte Theorie von der Bildung verschiedener Konsummuster und Lebensstile siehe neuerdings de Vries (2008), vor allem S. 32–37. Prinz (2003), S. 33. Kleinschmidt (2008), S. 11–12. Wie T RIEBEL im Hinblick auf den Ernährungsstandard von Arbeiterhaushalten im Kaiserreich konstatierte (Triebel (1991b), S. 396). Siehe auch Pierenkemper (1991a), S. 176.

205 für ausschlaggebend und beschrieb es in seiner Theory of the Leisure Class bereits im Jahr 1899.38 Als erstes rein quantitatives Ergebnis unserer Clusteranalyse können wir hier also festhalten, dass sich unterschiedliche Konsummuster offensichtlich erst in den oberen Einkommensbereichen spürbar ausdifferenzieren. Für das Deutsche Kaiserreich können wir es insoweit präzisieren, dass erst Haushalte mit einem Einkommen von 3.000 Mark oder darüber genügend Spielraum besaßen, um ihr Konsummuster – zumindest innerhalb gewisser Grenzen – bewusst zu gestalten, also einen Konsumstil zu pflegen, der diesen Namen zu Recht trägt. Wir finden in unserem Datensatz damit die Tatsache bestätigt, dass sich mit erhöhtem Einkommensniveau verstärkt Konsumstile im Zeitverlauf ausdifferenzieren und diese die ebenfalls feststellbare Ausdifferenzierung der Lebensverhältnisse in der Gesellschaft insgesamt, „von Ständen über Klassen und Schichten hin zu komplexen Soziallagen“, flankieren.39 In dieser Hinsicht entspricht unser erster Befund also den Ergebnissen der bisherigen Erforschung des differenziellen Konsums zu jener Zeit.40

6.2.2. Überprüfung auf Binnendifferenzierungen Die Cluster 1 und 2 sollen nun mittels der oben beschriebenen Tests auf mögliche Binnendifferenzierungen überprüft werden. Hierfür werden innerhalb dieser beiden großen Cluster erneute Clusteranalysen durchgeführt, die methodisch analog zur Hauptanalyse aufgebaut sind. Eine solche Analyse fördert für den Cluster 1 eine 3-Cluster-Lösung als sinnvollstes Gruppierungsmodell zutage.41 Es gliedert die 1.350 in Cluster 1 enthaltenen Daten in zwei sehr große (Cluster 1.1: 593 Haushalte, Cluster 1.2: 674 Haushalte) und einen kleineren Cluster (1.3: 83 Haushalte). Vergleicht man die Konsumstrukturen der ersten beiden Cluster miteinander, fällt auf, dass sie sich in erster Linie durch die absolute Ausgabenhöhe unterscheiden, wobei in Cluster 1.1 durchgehend die einkommensschwächsten, in Cluster 1.2 die einkommensstärkeren Haushalte auftauchen. In der prozentualen Struktur der Ausgaben sind die beiden Cluster jedoch nahezu identisch und weichen kaum von den Werten des übergreifenden Clusters 1 ab. Einzig die 83 Haushalte des Clusters 1.3 scheinen ein anderes Konsummuster zu verfolgen. Bei näherem Hinsehen erkennt man aber, dass es sich hierbei um landwirtschaftliche Haushalte handelt, deren Konsummuster sich hauptsächlich durch die erheblich größeren Werte bei den sonstigen Ausgaben von den beiden anderen Clustern unterscheidet. Unter diesem Posten wurden allerdings die Erwerbskosten des (klein-)bäuerlichen Betriebes aufgenommen, was im Sinne einer Konsumdifferenzierung wohl nicht als alleiniges Unterscheidungsmerkmal taugt. Rechnet man diese Beträge aus den sonstigen Ausgaben probeweise heraus, lässt sich feststellen, dass 38 39 40 41

Veblen (1997), besonders: S. 103–104. Hradil (2001), S. 33. Siehe hierzu Triebel (1991b), S. 404–414. Zusammenfassend auch Tenfelde (1997), S. 263–265, Spree (1997), S. 37–38 und Ders. (1987), S. 68. Die Kontrollwerte dieser Lösung betragen dabei ETA2 = 0, 52, PRE = 0, 25 und F − MAX = 733, 46.

206 auch diese Haushalte nicht wesentlich vom Schema des gemeinsamen Konsummusters 1 abweichen. Eine weitere Auffächerung der Konsummuster des Clusters 1 erscheint also nicht geboten. Anders liegt der Fall allerdings für Cluster 2, dem mit 1.866 Haushalten größten Cluster. Hier legt die Teststatistik eine 6-Cluster-Lösung als Differenzierungsschema nahe.42 Mit Ausnahme des sechsten Clusters waren die gebildeten Gruppen alle zwischen 184 und 679 Haushalten groß. Allerdings ergab eine Evaluation, dass sich darunter – ähnlich wie bei der Hauptanalyse – erneut zwei Cluster befanden, die sich nur durch die sonstigen Ausgaben in ihrem Konsummuster von den anderen Clustern unterschieden, was ebenfalls auf landwirtschaftliche Erwerbskosten zurückgeführt werden konnte. Darüberhinaus wiesen diesmal die vier anderen Cluster sehr wohl unterschiedliche Konsummuster auf und ließen eine Untergliederung des Clusters 2 inhaltlich sinnvoll erscheinen. Daraufhin wurden die Haushalte der beiden aufzulösenden Cluster – erneut analog zum oben geschilderten Vorgehen – auf die übrigen verteilt, so dass sich schließlich eine Untergliederung in vier hinreichend große Untercluster (2.1: 913 Haushalte, 2.2: 321 Haushalte, 2.3: 443 Haushalte und 2.4: 189 Haushalte) ergab. Tab. A.13 im Anhang zeigt, dass die Mittelwerte der durch die Untergliederung des Cluster 2 zustande gekommenen Gruppen alle wahrnehmbar vom gemeinsamen Durchschnitt abweichen.43 Deshalb sollten sie als eigenständige Konsummuster behandelt werden. Wir können also für die weitere Untersuchung davon ausgehen, dass wir es mit elf unterschiedlichen Konsummustern zu tun haben, den Clustern 1, 3, 4, 6, 7, 8 und 9, die die Clusteranalyse zutage förderte sowie den „Unterclustern“ 2.1 bis 2.4, die durch die Unterteilung des ursprünglichen Clusters 2 entstanden sind.

6.2.3. Klassifikation der Konsummuster Nun sollen diese elf Cluster daraufhin überprüft werden, wo sich Ähnlichkeiten und wo Unterschiede im Konsumverhalten der Haushalte finden lassen, sprich, wo unsere Clusteranalyse unterschiedliche Konsummuster, Konsumprofile, vielleicht sogar – wenn sich ein bewusster Gestaltungswille erkennen lässt – Konsumstile, herausgeschält hat.44 Es soll also überprüft werden, inwieweit die Cluster unseres Analyseergebnisses unterschiedliche Typen von Konsummustern darstellen. Wurden unsere Cluster mit gutem Grund unter Bezugnahme auf die absoluten Ausgaben der Haushalte für einzelne Konsumzwecke gebildet,45 wollen wir für den Vergleich der Cluster miteinander nicht die absolute Höhe der Ausgabebeträge betrachten, sondern 42 43 44

45

Die Kontrollwerte dieser Lösung waren ETA2 = 0, 65, PRE = 0, 08 und F − MAX = 690, 34. Siehe S. 328 im Anhang. Es sei an dieser Stelle noch einmal betont, dass in dieser Arbeit von „Konsumstilen“ bewusst nur dann die Rede ist, wenn zumindest einzelne Momente einer absichtsvollen Stilisierung erkennbar sind; im Unterschied hierzu bezeichnen etwa Tenfelde (1997) oder Spree (1997), wohl etwas leichtfertig, alle wahrnehmbaren Konsumstrukturen oder -profile als Konsumstile. Siehe Abschnitt 6.1.1., S. 186ff.

207 die prozentualen Anteile der jeweiligen Konsumzwecke an den Gesamtausgaben. Dies erscheint deshalb geboten, weil wir an dieser Stelle weniger das Konsumniveau innerhalb der Konsummuster vergleichen wollen, sondern vielmehr die reinen Konsumstrukturen. Um Ähnlichkeiten bzw. Unähnlichkeiten zwischen den in den Clustern aufzufindenden

Tabelle 6.5: Unähnlichkeitsmatrix der Konsummuster Cluster 1 Cluster 1 Cluster 2.1

Cluster 2.1

Cluster 2.2

Quadriertes Euklidisches Distanzmaß Cluster Cluster Cluster Cluster Cluster 2.3 2.4 3 4 7

Cluster 8

Cluster 9

Cluster 6

0,00

31,51

47,91

67,49

508,01

316,37

31,51

0,00

36,97

153,65

681,98

429,68 1.200,39 1.895,52 2.069,03 2.740,64 3.365,29

957,84 1.587,55 1.811,30 2.413,92 3.013,22

Cluster 2.2

47,91

36,97

0,00

218,66

853,79

524,74 1.336,53 2.011,15 2.278,24 2.916,96 3.626,11

Cluster 2.3

67,49

153,65

218,66

0,00

224,45

211,29

639,48 1.140,27 1.373,71 1.928,42 2.406,67

Cluster 2.4

508,01

681,98

853,79

224,45

0,00

194,51

230,53

645,58

683,76 1.178,11 1.398,43

Cluster 3

316,37

429,68

524,74

211,29

194,51

0,00

228,88

810,73

693,37 1.164,64 1.576,57

957,84 1.200,39 1.336,53

639,48

230,53

228,88

0,00

317,68

235,18

497,60

Cluster 7

1.587,55 1.895,52 2.011,15 1.140,27

645,58

810,73

317,68

0,00

468,55

403,97 1.105,03

Cluster 8

1.811,30 2.069,03 2.278,24 1.373,71

683,76

693,37

235,18

468,55

0,00

465,62

590,24

Cluster 9

2.413,92 2.740,64 2.916,96 1.928,42 1.178,11 1.164,64

497,60

403,97

465,62

0,00

577,89

Cluster 6

3.013,22 3.365,29 3.626,11 2.406,67 1.398,43 1.576,57

774,92 1.105,03

590,24

577,89

0,00

Cluster 4

774,92

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

Konsumstrukturen identifizieren und vor allem quantifizieren zu können (also Aussagen zu ermöglichen wie „Konsummuster x ähnelt Konsummuster y stärker als Konsummuster z“) bietet es sich an, unsere elf Cluster in einer Näherungsmatrix miteinander zu vergleichen. Hierfür wurde der quadrierte Euklidische Abstand, also dasselbe Distanzmaß, das bereits bei der Clusteranalyse verwendet wurde, zwischen allen möglichen Paarungen berechnet und zwar aufgrund der prozentualen Anteile der Konsumzwecke an den jeweiligen Gesamtausgaben.46 Tab. 6.5 zeigt eine solche Unähnlichkeitsmatrix, sie ist so zu interpretieren: Je größer die Ausprägung eines Wertes in der Matrix, desto weniger ähnlich sind die Objekte der zugehörigen Zeile und Spalte. Unter diesen Maßgaben erkennt man, dass die Konsummuster der in Cluster 1 und 2.1 eingruppierten Haushalte mit einem Wert von 46

Somit gingen die Variablen NAHRUNG , OFENLICH , WOHNREST, KLEIDUNG , KOERPER , GEIST, STEUER , FREIZEIT und SONSTAUS als aktive Variablen in diese Analyse ein. Um zusätzlich auch die Aufteilung innerhalb der Ausgaben für Nahrungs- und Genussmittel in tierische und pflanzliche Lebensmittel, Getränke und Genussmittel in die Auswertung einbeziehen zu können, und dennoch Informationsredundanz mit der Variablen NAHRUNG zu vermeiden, wurden für die Unterteilungen der Nahrungsmittel nicht die prozentualen Anteile an den Gesamtausgaben verwendet – diese ergäben ja in der Summe den Anteil der Nahrungsmittel insgesamt; stattdessen wurden die Anteile der einzelnen Lebens- und Genussmittelgruppen an den Nahrungsmittelausgaben verwendet. Hierbei wurden die für Cluster 9 fehlenden Werte aus den Mittelwerten der jeweiligen Anteile der Cluster 7 und 8 ergänzt.

208 31,51 denkbar ähnlich erscheinen.47 Damit weist keiner der beiden Cluster mit einem der übrigen Cluster eine ähnlich hohe Übereinstimmung auf. Diese Eigenschaft, also eine Ähnlichkeit, die sozusagen auf Gegenseitigkeit beruht, besitzen ansonsten nur noch die Cluster 2.4 und 3. Für beide ist die Distanz von 194,51 die jeweils geringste überhaupt. Dies ist insofern bedeutsam, als dass alle übrigen Ähnlichkeiten nur einseitiger Natur sind. Dies soll an einem Beispiel erläutert werden: Der Cluster 2.2 besitzt mit 36,97 die kleinste Distanz zum Cluster 1; aus dessen Sicht ist jedoch – wie oben bereits erwähnt – Cluster 2.1 noch ähnlicher, d. h. die quadrierte Euklidische Distanz zu diesem Cluster ist noch geringer. Auf diese Weise lassen sich die Ähnlichkeiten zwischen allen Clustern beurteilen. Dies anhand der Tabelle zu tun, ist jedoch recht mühselig. Eine graphische Abbildung, wie sich die Ähnlichkeiten und Unähnlichkeiten zueinander verhalten, liefert das Dendrogramm einer hierarchischen Clusteranalyse unserer elf Konsummuster, die eine schrittweise Klassifikation der Konsummuster darstellt (siehe Abb. 6.3).48 Wir erkennen bei der Begutachtung des Dendrogramms, dass sich die ersten Fusionsschritte vom Ausgangszustand (alle elf Cluster stellen eigene Konsummuster-Klassen dar) bis zu einer Reduktion auf sechs identifizierbare Konsumprofile unter recht geringem Anwachsen des Distanzmaßes vollziehen.49 47 48

49

Vor allem, wenn man bedenkt, dass sich die beiden unähnlichsten Cluster 2.2 und 6 mit einer quadrierten Euklidischen Distanz von nicht weniger als 3.626,11 unterscheiden. Weil es in diesem Fall nicht sinnvoll erscheint, die Eigenheiten der Konsummuster in jedem einzelnen Cluster durch Durchschnittsbildungen zu verwässern, bietet sich die Average-Linkage-Methode an, bei der die beiden Cluster miteinander vereinigt werden, bei denen die durchschnittliche Distanz der Abstände zwischen allen paarweise gruppierten Objekten am kleinsten ist. Es werden also stets die tatsächlichen Konsummuster miteinander verglichen und nicht die Durchschnittswerte, wenn etwa zwei Konsummuster schon zu einem Cluster verschmolzen wurden. Als Distanzmaß verwendeten wir wieder den quadrierten Euklidischen Abstand. Zur Validierung des Ergenisses wurden zwei weitere Analysen durchgeführt. Eine Clusteranalyse, die auch die Average-Linkage-Methode, als Ähnlichkeitsmaß jedoch den P EARSON’schen Korrelationskoeffizienten verwendete, lieferte ein nahezu deckungsgleiches Dendrogramm (siehe Bortz (2005), S. 572–573). Auch eine Analyse nach der Ward-Methode entspricht dem hier vorgeführten Ergebnis auf der 4-Cluster-Ebene weitgehend, als einziger Unterschied wird Konsummuster 4 statt mit den Mustern 2.4 und 3 mit den Mustern 7, 8 und 9 verschmolzen. Um dem Leser eine eigene Beurteilung des Fusionsprozesses zu erlauben, sei hier die Entwicklung der Distanz (quadrierter Euklidischer Abstand) zwischen den zuletzt fusionierten Clustern von Fusionsschritt zu Fusionsschritt tabellarisch wiedergegeben: Fusionsschritt 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10

Clusteranzahl 10 9 8 7 6 5 4 3 2 1

Distanzmaß 31,51 42,44 146,60 194,51 229,71 443,97 466,84 657,05 749,07 1.650,12

209 Abbildung 6.3: Dendrogramm einer Konsummuster-Klassifikation

Cluster 2.1 Cluster 1 Cluster 2.2 Cluster 2.3 Cluster 2.4 Cluster 3 Cluster 4 Cluster 7 Cluster 9 Cluster 8 Cluster 6

Unähnlichkeit (reskalierte Zunahme des Distanzmaßes) 0 5 10 15 20 25 +---------+---------+---------+---------+---------+ òø òôòø ò÷ ùòòòòòòòòòòòòòòòø òòò÷ ùòòòòòòòòòòòòòòòòòòòòòòòòòòòòòø òòòòòûòø ó ó òòòòò÷ ùòòòòòòòòòòò÷ ó òòòòòòò÷ ó òòòòòòòòòòòûòø ó òòòòòòòòòòò÷ ùòòòòòòòòòø ó òòòòòòòòòòòòò÷ ùòòòòòòòòòòòòòòòòòòòòòòòòò÷ òòòòòòòòòòòòòòòòòòòòòòò÷ + +-+-+-+- + +-----+---+-------------------------+ 11 9 8 7 6 5 4 3 2 1 Zahl der Konsummuster-Klassen Quelle: eigene Darstellung nach einer Auswertung des Kölner Datensatzes

Bis zu diesem Zeitpunkt lassen sich zwei neugebildete Gruppen von Konsummustern ausmachen: (1) Eine zunächst aus den drei Clustern 1, 2.1 und 2.2 gebildete Gruppe, die die einkommensschwächsten Haushalte umfasst. Offensichtlich besitzen die von diesen drei Clustern repräsentierten Konsummuster die größten Ähnlichkeiten. Zu diesen gruppiert sich in einem weiteren Fusionsschritt Cluster 2.3. (2) Ein zweites Konglomerat, bestehend aus den Clustern 2.4 und 3, die sich ebenfalls relativ frühzeitig vereinigen sowie dem Cluster 4, der später hinzustößt, dessen Konsummuster also mit den anderen beiden weniger große Ähnlichkeit aufweist als deren Konsumprofile miteinander. Eine sprunghafte Zunahme des Distanzmaßes lässt sich also beim Übergang von der 6- zur 5-ClusterLösung (Fusion der Cluster 7 und 9) sowie beim Übergang von der 4- zur 3-Cluster-Lösung (Verschmelzung des Konglomerates aus den Clustern 1 bis 2.3 mit dem Trio der Cluster 2.4, 3 und 4) beobachten. Dies deutet darauf hin, dass die 4- oder die 6-Cluster-Lösung bevorzugt zu interpretieren sind (siehe Bacher (1994), S. 247–250).

210 Die vier Cluster 6 bis 9, die sämtlich Durchschnittseinkommen von über zehntausend Mark besitzen, wurden bis zu diesem Zeitpunkt noch nicht in irgendeiner Fusion berücksichtigt. Dies bestätigt den oben in der Beschreibung geäußerten Eindruck, dass die Konsummuster bessergestellter Haushalte sich in der von uns untersuchten Zeitspanne bereits stärker ausdifferenzieren konnten. Sie sind also unähnlicher als die Konsummuster der schlechter gestellten Haushalte. Da wir bei der vorliegenden Untersuchung als aktive Variablen Prozentwerte verwendeten, kann auch der oben geäußerte Einwand, die großen absoluten Unterschiede könnten unsere Clusterbildung in dieser Hinsicht verzerrt haben, hier keine Rolle mehr spielen. Die festgestellten Unähnlichkeiten bestehen zwischen den Konsumstrukturen von Haushalten, deren Gesamtausgaben auf einem vergleichbaren Niveau liegen.50 Verfolgen wir den Fusionsprozess weiter, stellen wir allerdings fest, dass die nächsten beiden Cluster-Vereinigungen unter den gerade angesprochenen Clustern der einkommensstärkeren Haushaltungen vollzogen werden. Somit entsteht mit dem Übergang von der 6- über die 5- zur 4-Clusterlösung folgende weitere Klasse bestehend aus drei Konsummustern: (3) Die beiden Cluster 7 und 9 fusionieren als erste der vier bislang separat gebliebenen. Zu dieser Gruppe stößt – ohne eine allzu große weitere Zunahme der Distanz – Cluster 8. Somit stellen wir fest, dass diese drei Cluster sich zwar stärker unterscheiden als dies bei den unter (1) und (2) beschriebenen der Fall war, sich untereinander jedoch hinreichend stark ähneln, um eine eigene Gruppe zu bilden. Somit bestätigt dieser Fusionsprozess die Annahme, die wir nach Auswertung der S CHEFFÉ-Analyse getroffen haben; nämlich, dass diese drei Cluster möglicherweise ähnliche Typen von Konsummustern repräsentieren.51 (4) Übrig bleibt – auch dieses war nach dem Verlauf der S CHEFFÉ-Analyse abzusehen – Cluster 6. Dieser repräsentiert den Haushalt eines hohen Staatsbeamten und des westfälischen Erbdrosten und damit offensichtlich ein Konsummuster sui generis, das erst im vorletzten Fusionsschritt unter Inkaufnahme einer großen Unähnlichkeit überhaupt mit einem anderen Cluster zusammengeführt wird. Die Klassifikation unserer Konsumcluster legt also nahe, dass wir es im groben mit vier unterschiedlichen Klassen (oder Typen) von Konsummustern zu tun haben. Diese verklammern jeweils drei bzw. vier einzelne, sich ähnelnde, aber statistisch sauber voneinander unterscheidbare Konsumprofile – diejenigen unserer elf Cluster. Um auf die sperrigen Beschreibungen („Konglomerat der in den Clustern 2.4 und 3 erfassten Konsummuster“) verzichten zu können, möchten wir diese vier Klassen von Konsummustern – gleichsam im Vorgriff auf die in der Beschreibung darzustellenden Fakten – mit griffigen Bezeichnungen versehen, die gewisse Eigenarten der dort zusammengefassten Konsummuster möglichst 50 51

Siehe Abschnitt 6.2.1., S. 203ff. Siehe hierzu Abschnitt 6.1.4.2., S. 197ff., besonders Tab. 6.3, S. 199.

211 treffend erfassen. In diesem Sinne wollen wir die oben unter (1) zusammengefassten Konsummuster den „Grundbedarffixierten Konsumtypus“ nennen. (2) bezeichnen wir als „Gehobenen Konsumtypus“, (3) als „Komfortablen Konsumtypus“ und (4) als „Luxuriösen Konsumtypus“. Damit sind die statistisch-methodischen Grundlagen für eine analytische Erfassung der differenziellen Konsumstrukturen in der Gesellschaft des Deutschen Reiches gelegt.

7. Konsummuster im Kaiserreich

Gemäß der oben methodisch gebildeten Klassifikation sollen die unterschiedlichen Konsumstrukturen, die sich unter den im Datensatz vereinten Haushalten stellvertretend für die Bevölkerung des Deutschen Reiches finden, dargestellt werden. Diese Beschreibung soll schwerpunktmäßig aufgrund der Informationen erfolgen, die der Datensatz selbst zur Verfügung stellt.1 An einigen Stellen bietet es sich jedoch an, im Sinne einer dichteren Beschreibung einige qualitative Informationen aus einer unserer 116 Quellen zu berücksichtigen, die nicht in den Datensatz integriert werden konnten. Wenn es auch in der Literatur bislang keine Typisierungen von Konsummustern über alle gesellschaftlichen Schichtungen hinweg gibt, die nicht aufgrund anderer Schichtungsmerkmale (Berufsstand, Klasse, Einkommenshöhe) gebildet worden sind, bieten doch einige Arbeiten Ansatzmöglichkeiten, unsere Beschreibung einzelner Konsummuster zusätzlich zu vertiefen.2 Um den Rahmen der Beschreibung in erträglichen Grenzen zu halten, wird von einer Beschreibung aller denkbaren Dimensionen, wie sie die Datenbankauswertung ermöglicht (siehe die Tab. A.12 – A.38 im Anhang),3 abgesehen und stattdessen bei jedem Konsummuster nur auf die Aspekte eingegangen, die ein näheres Verständnis des jeweiligen Konsumverhaltens fördern.

7.1. Grundbedarffixierter Konsumtypus In unserem ersten Konsumtypus treten uns die Konsummuster von einkommenschwachen Haushalten entgegen. Die Höhe der durchschnittlichen Ausgabebudgets differiert zwischen 1

2

3

Die näheren Ausführungen zu den einzelnen Konsummustern folgen, wenn nicht anders vermerkt, den Auswertungen des „Kölner Datensatzes“, deren Ergebnisse im Anhang in den Tabellen A.12 – A.38, S. 327–347 wiedergegeben sind. Einen auch heute noch aktuellen Überblick über den Forschungsstand zum schichtenspezifischen Konsum nebst zahlreichen weiteren Literaturhinweisen liefert Tenfelde (1997). Einen Vergleich mit einigen der hier herausgearbeiteten Konsummustern bieten die ebenfalls auf Clusteranalysen – allerdings eines erheblich kleineren Spektrums an Haushalten – beruhenden Untersuchungen Reinhard S PREEs (Spree (1987), Ders. (1990) bzw. deren Wiederabdruck Ders. (1997)). Für den Konsum von Arbeiterhaushalten seien hier stellvertretend Ritter und Tenfelde (1992), S. 497–528 und Schneider (1967), für denjenigen bürgerlicher Haushalte Pierenkemper (1991a) genannt. Einen ausführlichen Vergleich verschiedener Aspekte von proletarischen und (klein-/mittel-) bürgerlichen Konsummustern liefert Triebel (1991b), vor allem: Bd. 1, S. 231–416; einen ähnlichen Ansatz verfolgte bereits, wenn auch auf erheblich kleinerer Quellenbasis fußend, Freudenthal (1934). Siehe S. 327–347.

214 929,83 Mark (Cluster 1), was nur knapp oberhalb der Grenze liegt, bis zu der Haushalte in Preußen Steuerfreiheit genossen, und 2.105,56 Mark (Cluster 2.3), immerhin mehr als das Doppelte. Dementsprechend unterscheiden sich die vier diesem Konsumtypus zufallenden Cluster in der absoluten Höhe ihrer Ausgaben teilweise ganz erheblich. Betrachtet man allerdings die prozentualen Konsumstrukturen, bemerkt man einige auffällige Parallelen. Vor allem die Cluster 1 und 2.1 besitzen, wie schon der niedrige Wert in der Näherungsmatrix erwarten ließ, in ihrer prozentualen Ausgabenstruktur frappierende Ähnlichkeiten (siehe Abb. 7.1), weswegen diese beiden Cluster im Folgenden zusammengefasst behandelt werden: Hervorstechend ist dabei vor allem, dass mit einem Anteil von etwa 56% im Durchschnitt jeweils mehr als die Hälfte des Ausgabenbudgets für Nahrung aufgewendet werden musste, weswegen ihr Konsummuster hier „Ernährungszentrierter Konsum“ genannt werden soll. Die anderen beiden Cluster grenzen sich in dieser Hinsicht nach oben (Cluster 2.3, mit einem Nahrungsanteil von 49%) bzw. nach unten (Cluster 2.2, mit einem Nahrungsanteil von fast 61%, dem höchsten überhaupt) von den beiden erstgenannten ab. Ohne bereits näher darauf eingehen zu wollen, sei hier bereits der besseren Verständlichkeit halber vorweg genommen, dass Cluster 2.2 sich im Folgenden als „Notdürftiger Konsum kinderreicher oder leichtlebiger Haushalte“ entpuppen wird. Cluster 2.3 hingegen kann in positiver Absetzung zu den drei anderen als „Auskömmlicher Konsum“ bezeichnet werden. Wobei „auskömmlich“ hier nicht falsch verstanden werden darf. Es ist trotz allem nämlich deutlich zu erkennen, dass Dürftigkeit alle in diesem Konsumtypus subsummierten Konsummuster kennzeichnete, auch das im Cluster 2.3 – wenn auch in schwächerem Maße. Wenn die Grundbedürfnisse Nahrung, Wohnung und Kleidung gedeckt waren, blieben den Haushalten nicht mehr als 13 bis 16,5% ihres Budgets. Dies ist vor allem im Vergleich mit den anderen Konsummustern auffällig, von denen in allen – auch in Cluster 2.4, dem den hier beschriebenen vier Clustern von der Einkommenshöhe her am nächsten stehenden – wenigstens 24% für Nicht-Grundbedürfnisse erübrigt werden konnten. Als erste wesentliche Gemeinsamkeit des Konsums der hier beschriebenen Haushalte können wir also festhalten, dass sie kaum Spielräume für eine Differenzierung und Individualisierung des Konsums hatten. Deswegen haben wir ihren Konsumtypus den „Grundbedarffixierten Konsum“ getauft.

7.1.1. Ernährungszentrierter Konsum (Cluster 1 und 2.1) Für eine nähere Beschreibung wenden wir uns zunächst den Clustern 1 und 2.1 zu (siehe Abb. 7.1). Wie erwähnt, nehmen die Ausgaben für Nahrungsmittel mehr als die Hälfte des zur Verfügung stehenden Einkommens in Anspruch. Die Aufteilung dieses Nahrungsbudgets entspricht wohl in etwa dem Ernährungsschema, das T RIEBEL als proletarischen Konsum bezeichnete.4 Die Nahrung wurde dominiert von relativ billigen pflanzlichen Nährmitteln: Brot, Getreidebreie oder -suppen und vor allem Kartoffeln. Dies erkärt den übergroßen Anteil an pflanzlicher gegenüber tierischer Kost, der bei den ärmeren Haushal4

Triebel (1991b), zusammenfassend Bd. 1, S. 395–404.

215 Abbildung 7.1: Konsumstrukturen der Haushalte in Cluster 1 und 2.1 Cluster 1

Ausgabengruppen

1

Nahrungs- und Genussmittel

davon: Tierische Nahrungsmittel Pflanzliche Nahrungsmittel Getränke Genussmittel

Anteil an Durchschnittliche Anzahl der Ausgaben bzw. Anteile der jeweiligen an den gültigen OberGesamtausgaben Fälle kategorie (n ) [Mark] Anteil [%] [%] 2

1.342 546 552 537 708

3

526,34 182,98 229,65 72,42 41,28

4

56,61 19,68 24,70 7,79 4,44

Wohnung

1.322

158,82

17,08

Kleidung

1.321

128,52

13,82

Körperpflege und Gesundheit Kultur, geistige Betätigung Freizeit und Vergnügen Steuern und Versicherungen Sonstige Ausgaben

552 841 517 1.039 1.130

17,52 7,19 20,18 25,47 45,79

1,88 0,77 2,17 2,74 4,92

Gesamt

1.350

929,83

100,00

davon: Heizung und Beleuchtung Übrige Ausgaben für Wohnen

1.248 1.248

55,51 103,30

5,97 11,11

5

100,00 34,76 43,63 13,76 7,84

2,74%

4,92%

2,17% 0,77% 1,88% 13,82%

100,00 34,95 65,05

56,61% 17,08%

Cluster 2.1

Ausgabengruppen

1

Anteil an Durchschnittliche Anzahl der Ausgaben bzw. Anteile der jeweiligen an den gültigen OberGesamtausgaben Fälle kategorie (n ) [Mark] Anteil [%] [%] 2

3

4

5

Nahrungs- und Genussmittel

913

857,11

55,32

100,00

Wohnung

911

270,08

17,43

100,00

davon: Tierische Nahrungsmittel Pflanzliche Nahrungsmittel Getränke Genussmittel davon: Heizung und Beleuchtung Übrige Ausgaben für Wohnen

515 515 515 670

889 889

316,98 342,41 125,29 72,44

68,91 201,18

20,46 22,10 8,09 4,68

4,45 12,98

Kleidung

910

190,52

12,30

Körperpflege und Gesundheit Kultur, geistige Betätigung Freizeit und Vergnügen Steuern und Versicherungen Sonstige Ausgaben

648 669 512 856 747

31,27 15,62 35,20 59,99 89,62

2,02 1,01 2,27 3,87 5,78

Gesamt

913

1.549,41

100,00

36,98 39,95 14,62 8,45

5,78% 3,87% 2,27% 1,01% 2,02% 12,30% 55,32%

25,51 74,49

17,43%

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

216 ten des Clusters 1 am ausgeprägtesten ist: Wenn man die Genussmittel nicht berücksichtigt, nimmt der Anteil für pflanzliche Nahrung in diesem Cluster 47% aller Ernährungsausgaben ein, der für tierische lediglich 38%. Je mehr Kinder ein Haushalt hatte, desto weniger tierische Nahrung konnte er sich leisten.5 Bei den Getränken dominierten Kaffee – häufig gestreckt durch günstigere Surrogate wie Zichorie – und Milch. Die Ernährung wie sie dem Konsummuster in Cluster 1 entspricht, soll ein wenig ausführlicher dargestellt werden, auch um ein Maß zur Beurteilung der Situation in anderen Clustern zu haben. Der Datensatz allein lässt eine feinere Differenzierung der Nahrung allerdings nicht zu. Daher soll uns der durch die Clusteranalyse in Cluster 1 eingruppierte Haushalt eines Schreinerei-Arbeiters in einer Frankfurter Eisenbahnwerkstatt als Beispiel dienen, über dessen Budget wir für das Jahr 1888 verfügen.6 Die prozentualen Anteile der einzelnen Ernährungsbestandteile an den Gesamtausgaben entsprechen für diesen Haushalt weitgehend den Durchschnittswerten, wodurch er als Beispiel besonders geeignet erscheint.7 Dieser Speiseplan zeigt das Bild der traurigen Eintönigkeit, von der T RIEBEL spricht, obwohl er mit einem verfügbaren Jahresbudget von fast 1.045 Mark leicht über dem Durchschnitt seines Clusters liegt und wir davon ausgehen können, dass in vielen Haushalten die Nahrungspalette noch karger war. Die Familie bestand am Ende des Berichtsjahres aus dem Ehepaar (beide 39 Jahre alt), einer 13- und einer 14-jährigen Tochter, einem 8-jährigen Sohn und einem sechs Monate alten Säugling. Die Ernährung der Familie gestaltete sich wie folgt:8 Zum Frühstück gab es Kaffee, der entweder mit Milch oder mit Zucker verfeinert wurde. Dieser Kaffee wurde aus einem Teil Kaffeebohnen und aus zwei Teilen gebranntem Korn hergestellt. Dazu gab es Brötchen, die des günstigeren Preises halber altbacken gekauft wurden. Der Ehemann kaufte sich auf dem Weg zur Arbeit üblicherweise Fleischwurst für zehn Pfennig. Für einen Betrag und nicht eine Menge zu kaufen war preiswerter, weil das dem Metzger die Möglichkeit gab, Reststücke zu verkaufen. Gemeinsam mit Brot und Kaffee, den er von zu Hause mitbrachte und in einem Wirtshaus aufwärmte, ergab dies sein Mittagessen. Manchmal trank er statt des Kaffees ein Bier im Wirtshaus oder nahm dort zur mitgebrachten Wurst eine Suppe zu sich. Abends nach der Rückkehr des Mannes von 5

6

7

8

Das zeigt sich daran, dass die Ausgaben für pflanzliche Nahrung signifikant positiv mit der Kinderzahl korreliert (der Korrelationskoeffizient K ENDALLs τ zeigt einen Wert von immerhin 0,418), der für tierische Nahrungsmittel liegt mit -0,162 vom Betrag her zwar relativ niedrig, zeigt jedoch nichtsdestotrotz eine signifikant negative Korrelation. Auf diesen Zusammenhang weisen auch Ritter und Tenfelde (1992), S. 508–509 hin. Es handelt sich hierbei um den Fall 2.899, aufgenommen aus unserer QUELLE 79: Frankfurter Arbeiterbudgets (1890), S. 1–50. Der Konsum wurde auch von Freudenthal (1934), S. 119–124 als Beispiel für die Ernährung der proletarischen Unterschichten herangezogen, ebenso auch bei Teuteberg (1976), S. 240, der allerdings fälschlich das Jahr der Publikation als das der Wirtschaftsrechnung ausgibt. So liegt der gesamte Ausgabeposten Ernährung mit 56,95% denkbar nah am Durchschnittswert von 56,61% der Gesamtausgaben. Dieser zerfällt in die Bereiche tierische (29,91% vs. 34,76% der Ausgaben für Nahrungs- und Genussmittel) und pflanzliche Nahrung (47,48% vs. 43,63%), Getränke (14,85% vs. 13,76%) und schließlich Genussmittel (7,77% vs. 7,84%). Die leichte Verschiebung zugunsten der Getränke dürfte auf den erhöhten Milchverbrauch nach der Geburt des Kindes zurückzuführen sein. Für die folgenden Ausführungen vgl. Frankfurter Arbeiterbudgets (1890), S. 5–7 und S. 38–45.

217 der Arbeit aß die Familie die Hauptmahlzeit des Tages, bestehend aus Suppe, Gemüse oder Hülsenfrüchten oder Kartoffeln und etwas Fleisch. Im ganzen verzehrten die Eltern und die drei ältesten Kinder in einer Woche im Durchschnitt ein bis zwei Kilogramm Fleisch, pro Kopf und Tag also zwischen 30 und 60 Gramm. Der Rest des Abendessens bildete üblicherweise das Mittagessen von Frau und Kindern am nächsten Tag, nur manchmal aßen die Kinder in der Schule, wo sie für fünf Pfennig einen großen Teller Suppe und ein Butterbrot erhielten. Aus diesem Speisezettel ergibt sich für das gesamte Jahr folgende Aufstellung der einzelnen Nahrungsausgaben dieses Haushaltes in Prozent des Nahrungsbudgets:

Brot und Brötchen Nährmittel (Mehl, Kartoffeln etc.) Hülsenfrüchte und Suppengemüse Zucker Frisches Obst und Gemüse

30,0% 7,7% 3,4% 1,9% 1,4%

Fleisch Wurst und Speck Butter und Fette

11,8% 9,6% 7,2%

Kaffee und Kornkaffee Milch

9,0% 5,8%

Alkoholische Getränke Zigarren und Tabak

4,4% 3,4%

Restliche Nahrungsmittel (u. a. Eier, Käse, Gewürze, Essen der Kinder in der Schule)

4,4%

Gesamtausgaben für Nahrungs- und Genussmittel

100,0% (594,96 Mark)

Wie die allgemeinen Durchschnittswerte für die Ernährung unter den Haushalten, die dem hier beschriebenen Konsummuster folgten, erwarten lassen, wurde auch in diesem Haushalt ein Großteil des Ernährungsbudgets für kohlenhydratreiche Nährmittel (fast 37,7%) ausgegeben. Der Ausgabeanteil für Fleisch und Wurst ist zwar der nächsthöhere

218 (21,4%), fällt aber deutlich zurück. Auffällig ist noch der recht hohe Anteil von Kaffee, Kaffee-Ersatz sowie dem vorrangig zum Süßen desselben verwendeten Zucker, für die gemeinsam mit der Milch immerhin 16,7% des Budgets aufgewendet wurden. Frisches Obst und Gemüse spielten dagegen mit 1,4% des Nahrungsbudgets kaum eine Rolle. Alkoholische Getränke (in dem hier beschriebenen Haushalt wurde vor allem Bier getrunken) und Tabakwaren machten 7,7% des gesamten Budgets für Nahrungs- und Genussmittel aus – immerhin 4,4% des Gesamtausgabenvolumens. Dieses Ernährungsmuster deckt sich also in etwa mit dem, was wir für die Haushalte des Clusters 1 insgesamt unterstellen können. Damit entspricht das Ernährungsverhalten dieser Haushalte ungefähr den Resultaten der bisherigen Forschungen für UnterschichtenErnährung im ausgehenden 19. Jahrhundert allgemein.9 Es zeigt in den groben Linien ähnliche Muster, wie das von Armin T RIEBEL in seinem umfangreichen Werk beschriebene proletarische Ernährungsmuster – mit dem Unterschied allerdings, das wir es in Cluster 1 nicht ausnahmslos mit proletarischen Haushalten zu tun haben, zu diesem wichtigen Einwand jedoch später mehr.10 Die Haushalte des Clusters 2.1 besitzen absolut betrachtet ein Ausgabebudget, das mehr als anderthalbfach so groß ist wie das der bislang beschriebenen Haushalte des Clusters 1. Dennoch nimmt die Ernährung hier einen ähnlich großen Stellenwert ein wie dort – die Aufteilung des Ernährungsbudgets unterscheidet sich vor allem durch einen leicht erhöhten Ausgabebetrag für Fleisch. Um aber dem Eindruck vorzubeugen, diese prozentualen Unterschiede in der Verteilung des Ernährungsbudgets im Vergleich zum Cluster 1 deuteten bereits auf eine gehobene Lebensführung hin, sei hier stellvertretend auch ein überliefertes Ernährungsbudget aus dem Cluster 2.1 etwas ausführlicher dargestellt. Es handelt sich um die Beschreibung der Ernährungsverhältnisse des Straßenbauarbeiters N***, die Gottlieb S CHNAPPER -A RNDT bei seiner Arbeit über die Dörfer des Hohen Taunus in der ihm eigenen Akribie festhielt und die ebenso eintönig erscheinen wie die oben wiedergegebenen.11 Die hier beschriebene Familie umfasste im Jahr 1877, als das Budget aufgezeichnet wurde, das Elternpaar (44 und 38 Jahre) sowie zwei Töchter (9 und 2½ Jahre) und drei Söhne (16, 15 und 5 Jahre): „Die Kost der Familie ist im Wesentlichen die gewöhnliche der ärmeren Leute in den Feldbergdörfern. Fleisch und Butter werden äusserst selten genossen und die Kartoffeln bilden das Hauptnahrungsmittel. Sie werden nur in den einfachsten Formen zugerichtet; Klösse und Pfannkuchen werden selten aus ihnen bereitet, angeblich deshalb, weil es für die Frau zu viel Zeit in Anspruch nähme. Gemeinhin giebt es Mittags Kartoffelsuppe und des Abends gequellte Kartoffeln mit Kaffee oder Dickmilch. Als einen der üblichsten Tagesküchenzettel kann N*** somit den folgenden aufstellen: 9 10 11

Siehe hierzu etwa Ritter und Tenfelde (1992), S. 508–510 oder vor allem Teuteberg (1976), S. 281–287. Triebel (1991b), Bd. 1, S. 395–396. Der Haushalt wurde als Fall 3.143 aus der QUELLE 88 (Schnapper-Arndt (1883), S. 245–272) aufgenommen.

219 Morgens: 1 Loth (15,6 Gramm) Kaffee mit knapp 18 Gramm Zichorie, gekocht in 3 Liter Wasser und dazu ½ Liter Milch und gut 1 Kilo Brod. Zum zweiten Frühstück: ½ Kilo Brod. Mittags: Kartoffelsuppe, zu welcher 4½ Kilo Kartoffeln, ca. 60 Gramm Rindsfett, Salz und Gewürzel und 4 Liter Wasser verwendet werden; durchschnittlich 375 Gramm Brod werden dazu gegessen. Hie und da wird der Suppe ein Zusatz von Gerste oder Erbsen, öfters auch von Sauerkraut beigemischt, in welch letzerem Fall das Quantum Kartoffeln etwas geringer genommen wird. Vesper: Zichorienkaffee und Brod, wie Morgens. Abends: 4½ Kilo Kartoffeln, gequellt. Dazu Kaffee, wie oben, oder ein Topf Dickmilch. Durchschnittlich 375 Gramm Brod. Als Sonntagsspeise wird zuweilen der Kartoffelsuppe Reis beigesetzt, oder erscheint an ihrer Statt Sauerkraut mit Kartoffelbrei; Gemüse wie Bohnen, Gelberüben u. a. kommen selten vor. Erwähnt darf wohl werden, dass N*** noch niemals ein Stück Geflügel genossen hat, von einem Stückchen Gänsebraten abgesehen, womit er zufällig auswärts einmal regalirt worden ist.“12 Freilich, der hier beschriebene Haushalt war mit 1.311 Mark Gesamtausgaben im unteren Bereich des Clusters 2.1 angesiedelt, außerdem war die Familie mit sieben Köpfen überdurchschnittlich groß. Das Beispiel mag an dieser Stelle dennoch als Hinweis darauf dienen, dass die absolut höheren Durchschnittsbeträge des Clusters 2.1 die dort verorteten Haushalte nicht weit von der ärmlichen Ernährung des „ärmeren“ Clusters 1 abhoben. Worauf dies mutmaßlich zurückzuführen ist, wird ein wenig später noch geklärt werden. Doch wenden wir den Blick vorerst den übrigen Budgetposten zu. Neben den Nahrungsausgaben schlagen bei den hier betrachteten Haushalten die anderen Ausgaben für Grundbedürfnisse wie folgt zu Buche: Wohnungsausgaben belasteten das Budget mit weiteren 17%, Ausgaben für Kleidung mit 14 bzw. 12%. Hier lagen die Ausgaben der Haushalte in Cluster 2.1 also etwas niedriger als die in Cluster 1. Für die Miete hatten die Haushalte des Clusters 1 im Durchschnitt 84 Mark im Jahr zu entrichten. Diese Durchschnittswerte verschleiern allerdings die extremen Unterschiede in den Mietpreisen ja nach Größe des Wohnortes. Während Haushalte in kleinen Dörfern im Durchschnitt unter 60 Mark aufzuwenden hatten, bedurfte es für Wohnraum in der Großstadt mehr als das Dreifache: 184 Mark Miete belasteten dort die Haushaltsbudgets ungleich stärker. Dennoch korrigieren unsere Zahlen die Schätzungen von N IETHAMMER, der von einem Anteil der Wohnungsausgaben in den Budgets ungelernter Arbeiter von 25 bis 33% ausging, eindeutig nach unten und bestätigen damit die Einwendungen bei R ITTER und T ENFELDE, denen solch hohe Wohnungsausgaben ebenfalls nicht plausibel 12

Schnapper-Arndt (1883), S. 249–250.

220 erschienen.13 Bei den Wohnungsausgaben des Clusters 1 fällt auf, wie groß der Anteil von Heiz- und Leuchtmaterialien im Vergleich zu den sonstigen Ausgaben für das Wohnen ist, er liegt bei mehr als einem Drittel der gesamten Wohnungsausgaben, real schlug Brennstoff mit 50 bis 60 Mark zu Buche, auf dem Land etwas weniger als in der Stadt. Bis auf diese Besonderheit lassen sich die Aussagen zum Wohnumfeld für den Cluster 2.1 eins zu eins übernehmen, allerdings auf einem erhöhten Level: die Durchschnittsmiete lag mit 158 Mark nicht ganz doppelt so hoch wie oben geschildert, die Spannbreite zwischen Stadt (im Durchschnitt 215 Mark Miete) und Land (durchschnittlich 92 Mark) war hier noch etwas größer. Verglichen mit den Anteilswerten anderer Konsummuster liegen die Kosten für die Wohnung bei unserem ernährungszentrierten Konsummuster eher niedrig. Dennoch waren die absoluten Wohnungskosten gerade für großstädtische Familien hoch und die Wohnverhältnisse waren dementsprechend beengt. Der oben bereits näher betrachtete Haushalt des Schreinerei-Arbeiters hatte für eine Wohnung im zweiten Geschoss eines vor der Stadt Frankfurt „auf freiem Felde“ gelegenen Hauses eine Miete von monatlich 14 Mark zu bezahlen (jährlich also 168 Mark). Die Wohnung bestand aus einem Zimmer, das zum Wohnen und Schlafen der fünfköpfigen Familie diente, und einer Küche. Die im Treppenhaus gelegene Toilette teilte sich die Familie mit vier weiteren Parteien.14 Auch was Mobiliar und Kleidung angeht, zeigt der Haushalt ein Bild des Mangels: Der Haushalt besaß neben einem Bett für zwei Personen ein Kinderbett (die übrigen Familienmitglieder schliefen auf Strohsäcken), einen Tisch nebst Bank und drei beschädigten Stühlen, eine weitere Bank, eine Kommode, einen alten Küchenschrank und ein kleines Regal sowie einen Bügeltisch. Die spärliche Möblierung rührte zum Teil daher, dass der Haushalt vorher in teureren Wohnungen lebte (mit Monatsmieten von 15 bis 19 Mark), in Mietrückstand geriet und einen Teil seiner Habe verpfänden musste.15 Zweifellos trifft für den beschrieben Haushalt stellvertretend für das gesamte Konsumprofil wohl T ENFELDEs Zuspitzung von der Wohnungseinrichtung zu, die „auf einen Leiterwagen passte.“16 Dasselbe ließe sich auch von dem oben als zweitem erwähnten Haushalt des Chausséearbeiters berichten, auch hier war das Mobiliar „höchst dürftig“, und: „Es ist noch schlimmer um die Kleidungsstücke bestellt.“17 Angesichts dieser ärmlichen Rahmenbedingungen nimmt es nicht Wunder, dass Ausgaben für Bildung so gut wie keine Rolle für die Haushalte dieses Konsummusters spielten. Gerade einmal 1% konnten die Haushalte des Clusters 2.1 für die Schulbildung von Kindern, für geistige Erbauung oder Bücher aufwenden, für den Cluster 1 liegt dieser Anteil noch niedriger; damit beliefen sich die Ausgaben hierfür auf kaum mehr als eine Mark pro Monat. Für Vergnügungen konnten diese Haushalte scheinbar mehr erübrigen. Mit 13 14 15 16 17

Lutz Niethammer, Wie wohnten Arbeiter im Kaiserreich? in: Archiv für Sozialgeschichte, Bd. 16 (1976), S. 61–134, hier: S. 79–80. Vgl. hierzu Ritter und Tenfelde (1992), S. 523, vor allem Anm. 157. Frankfurter Arbeiterbudgets (1890), S. 34–38, siehe auch Freudenthal (1934), S. 120–121. Ebenda, S. 120–121, S. 123. Tenfelde (1997), S. 265. Schnapper-Arndt (1883), S. 246.

221 einem Anteil von 2,17% bzw. 2,27% liegen die Ausgaben hierfür prozentual deutlich höher als die für kulturelle Zwecke. Damit rangiert dieses Konsummuster im Vergleich mit den anderen Konsumschemata jedoch immer noch am unteren Ende der Skala. Einen Hinweis darauf, wie man sich die Freizeitgestaltung der hier versammelten Haushaltungen vorzustellen hat, erhält man wiederum von den oben vorgestellten Arbeiterhaushalten. Für den Frankfurter Eisenbahnarbeiter vermerkt die Quelle: „Die Vergnügungen bestanden in einem gelegentlichen Spaziergange der Familie am Sonntag oder im Zusammensein [des Familienvaters. Anm. des Verf.] mit Kameraden bei einem Glase Bier.“18 Sehr ähnliches weiß auch S CHNAPPER -A RNDT von seinem Chausséearbeiter zu berichten. Dieser mache am Sonntagnachmittag „einen Spaziergang mit einem alten Kameraden; darauf besucht er das Wirthshaus, wo er bis gegen Abend bleibt, öfters ‚Solo‘ spielend, die Parthie um einen Pfennig. Während dessen ist die Frau zu Hause; kaum öfters als zwei Mal im Jahre nimmt sie an seinen feiertägigen Erholungen Theil: Sie begleitet ihn beim Hattsteinfest am Himmelfahrtstage und an einem der beiden Kirchweihtage. [. . . ] Die ziemlich einzige Feiertagserholung der Söhne besteht im Spazierengehen. Nur der ältere von ihnen trinkt Sonntags ein Glas Bier im Wirthshaus.“19 Angesichts dieser Schilderungen kann man der Aussage Armin T RIEBELS, wonach im Kaiserreich der Konsum von Haushalten am unteren Ende der Einkommensskala ein gleichförmiges Bild bot, ohne Weiteres zustimmen. Die Haushalte in den beiden betrachteten Clustern verfolgten ohne Zweifel ein Konsummuster, das ihnen die Notwendigkeit diktierte. Angesichts dieser Übereinstimmungen mit den Vorstellungen eines proletarischen Konsums, die T RIEBEL in seiner umfangreichen Arbeit herausgearbeitet hat,20 könnte man dazu neigen, seinem Urteil zu folgen und das hier beschriebene Konsummuster als arbeitertypisch zu kennzeichnen. Sehen wir uns hinsichtlich dieser Frage einmal die berufsständische Zusammensetzung dieser beiden Cluster an.21 Tatsächlich entstammen 70% (Cluster 1) bzw. 80% (Cluster 2.1) und damit der weit überwiegende Teil aller Haushalte, die diesem Konsummuster entsprechen, der Arbeiterschaft des industriellen Sektors, also dem klassischen Industrieproletariat. Den größten Teil machen in beiden Clustern die angelernten Industriearbeiter aus. In Cluster 1 spielt darüber hinaus noch die Landarbeiterschaft eine gewichtige Rolle. Möchte man diese ländlichen Unterschichten auch zu den proletarischen Haushalten rechnen, nehmen beide zusammen einen Anteil von fast 92% des Clusters 1 und immerhin fast 84% des Clusters 2.1 ein. Damit sind beide Cluster (und somit unser Ernährungszentriertes Konsummuster insgesamt) zweifellos proletarisch dominiert. Zwei Punkte lassen einen jedoch zögern, in diesem Zusammenhang von dem proletarischen Konsum schlechthin zu sprechen und T RIEBELs These von der „Einheit des proletarischen Konsums“ zu unterstützen.22 18 19 20 21 22

Freudenthal (1934), S. 123. Schnapper-Arndt (1883), S. 252. Zusammengefasst in Triebel (1991b), Bd. 1, S. 395–404. Siehe Tab. A.36 und A.37, S. 345–346 im Anhang. Ebenda, Bd. 1, S. 395.

222 Erstens folgten dem Ernährungszentrierten Konsummuster nicht nur Arbeiterhaushalte. Immerhin 290 Haushalte aus beiden Clustern entstammen anderen berufsständischen Schichten: Fast 5% der Haushalte des Clusters 1 und mehr als 13% des Clusters 2.1 lassen sich dem so bezeichneten „neuen Mittelstand“ zuordnen, waren also vor allem Angestellten- und Beamtenhaushalte, zusätzliche 3% in beiden Clustern waren Handwerksmeister und Vollbauern, entstammten also dem „alten Mittelstand“.23 Diese Anteile sind zwar recht mager, weisen aber dennoch darauf hin, dass möglicherweise andere Faktoren das Konsumverhalten stärker prägten als die Kategorie Beruf. Zweitens zeigt ein Blick auf Tab. A.37, dass keineswegs sämtliche proletarischen Haushalte dem „Ernährungszentrierten Konsummuster“ folgten. Von den Landarbeitern und Tagelöhnern einmal abgesehen (die hierzu gehörigen Haushalte finden sich zu fast 96% in den Clustern 1 und 2.1), folgte bei allen übrigen Arbeiterkategorien wenigstens ein Viertel der Haushalte anderen Konsummustern: Bei den ungelernten Arbeitern waren dies 31%, bei den angelernten 25% und bei den gelernten fast 41%. Dennoch steht freilich außer Frage, dass die Gruppe der industriellen Lohnarbeiter dieses Konsummuster beherrschte – wenn auch die Landarbeiter in den unteren Einkommenssegmenten eine wesentliche Rolle spielten. Diese soziale Strukturierung der Cluster schlägt sich auch in der Art der Einkommensaufbringung nieder (siehe Tab. A.16–A.18).24 Der Umstand, dass beim weit überwiegenden Teil der Haushalte der Verdienst des Haushaltsvorstands, also in der Regel des Ehemannes, den Löwenanteil einbrachte, erstaunt nicht; vielmehr ist es beachtlich, wie groß der Anteil der Nebeneinnahmen ist, die das Familieneinkommen erhöhten. Hierbei ist vor allem der Mitverdienst der übrigen Familienmitglieder wesentlich. In nahezu der Hälfte aller Haushalte verdienten Frau und Kinder mit; wo dies der Fall war, machte dieser Posten auch einen durchaus erheblichen Betrag aus: etwa 200 Mark pro Jahr, was grob überschlagen etwa 20% des Einkommens in Cluster 1 und immerhin 13% des Einkommens in Cluster 2.1 war.25 Desweiteren war landwirtschaftlicher Zuerwerb – sei es durch Eigenversorgung oder durch Verkauf der Erzeugnisse – durchaus verbreitet. Etwa ein starkes Fünftel aller Haushalte machte hiervon Gebrauch, wobei der große durchschnittliche Prozentsatz, den landwirtschaftliche Verkaufseinnahmen am Gesamteinkommen besitzen (so sie denn vorkommen) auf die hauptberuflichen Landwirte zurückgeht, die ja immerhin zwischen 3 und 4% dieses Konsummusters ausmachen.26 Eine Begutachtung des Sparverhaltens lässt angesichts der alles andere als rosigen Einkommenssituation nichts Gutes erwarten. Und tatsächlich reicht bei etwa einem Drittel aller Haushalte – in Cluster 1 etwas seltener, in Cluster 2.1 etwas häufiger – das kar23 24 25 26

Vgl. zu den Begriffen Wehler (1995), S. 752–761. Siehe S. 331–332 im Anhang. Dieses entspricht in etwa den Ergebnissen für Arbeiterhaushalte vor 1914 bei Spree, Estermann und Triebel (1986), S. 168–174. Dies dürften auch die Haushalte sein, bei denen kein Erwerbseinkommen des Mannes festzustellen ist – sie bestreiten ihr Einkommen ja weitgehend selbständig durch den Verkauf ihrer Erzeugnisse und nicht durch lohnabhängige Beschäftigung.

223 ge Einkommen nicht aus: Sie müssen sich verschulden. Zwar handelt es sich hierbei durchschnittlich um die niedrige Summe von 57 bzw. 72 Mark,27 was aber bezogen auf die niedrigen durchschnittlichen Einkommen immerhin 5% des Jahresbudgets ausmacht. Auf der anderen Seite finden sich selbst in diesen Clustern durchaus Haushalte, die zur Ersparnisbildung fähig sind. Immerhin etwas mehr als die Hälfte aller Haushalte behielt am Jahresende etwas über, im Durchschnitt eine Summe zwischen 70 (Cluster 1) und 80 Mark (Cluster 2.1), wiederum auf die Einkünfte bezogen war das der nicht geringzuschätzende Anteil von 5 bis fast 7%.28 Als Zwischenergebnis hinsichtlich der Ersparnis bleibt festzuhalten, dass sich in diesem, dem von den einkommensschwächsten Haushalten gebildeten, Konsummuster frühere Untersuchungen zum Sparverhalten von Arbeitern im Kaiserreich bestätigen: Erstens war die Ersparnisbildung zwischen einzelnen Haushalten ungeheuer verschieden, ein Drittel der Haushalte verschuldete sich, während etwas mehr als die Hälfte der Haushalte Ersparnisse bilden konnte. Zweitens konnten die Sparbeträge eine – an den Lebensverhältnissen dieser Haushalte gemessen – durchaus bemerkenswerte Höhe erreichen.29 Was die Haushaltszusammensetzung angeht, erweisen sich Haushalte dieses Konsummusters weitgehend als unauffällig. Familienfremde Personen kommen in den Haushalten praktisch nicht vor, die Kinderzahl entspricht weitgehend der durchschnittlichen Verteilung im Datensatz, auffällig ist lediglich, dass Cluster 1 überdurchschnittlich viele Paare ohne Kinder enthält. Die Tendenz zu eher kleinen Haushalten in Cluster 1 wird desweiteren daran deutlich, dass sich mit einer Ausnahme sämtliche Einpersonen-Haushalte in diesem Cluster wiederfinden – allerdings sollte diesem Befund angesichts von gerade einmal 48 Einpersonen-Haushalten im sample, von denen 44 der Arbeiterschaft entstammen, keinesfalls zuviel Gewicht beigemessen werden. Hinsichtlich der regionalen Herkunft lassen sich ebenfalls keine erwähnenswerten Abweichungen von der generellen Verteilung innerhalb des Datensatzes feststellen. Was den Modernisierungsgrad der Wohnregionen der Haushalte sowie die Größe ihrer Wohnorte angeht, unterscheiden sich die beiden hier zusammengefassten Cluster allerdings erheb27

28 29

Zur Durchschnittsbildung wurde hier der ausreißerresistente Medianwert verwendet, das arithmetische Mittel liegt mit 92 bzw. 100 Mark höher, ist aber mit Sicherheit unzuverlässiger, wenn man bedenkt, dass ihn möglicherweise unvollständige Einnahmebudgets in die Höhe treiben. Auch hier wurde der Medianwert verwendet, der Mittelwert betrug 118 bzw. 129 Mark, was aber mit Sicherheit wiederum auf unvollständige Budgets – diesmal auf der Ausgabenseite – zurückzuführen ist. Siehe Günther Schulz, Industriearbeiter als potentielle Sparer vom 19. Jahrhundert bis zum Zweiten Weltkrieg, in: Zeitschrift für bayerische Sparkassengeschichte, Bd. 6 (1992), S. 149–173, hier: S. 162– 163. Dass die durchschnittliche Ersparnisquote der von S CHULZ untersuchten Arbeiter der Bergischen Stahlindustrie mit 6,8% des Lohnes exakt den Wert der Ersparnis in Cluster 1 erreicht, ist mit Sicherheit ein Zufall, kann aber dennoch wohl als Hinweis auf die Plausibilität der hier angestellten Erwägungen gewertet werden. Vgl. ferner zum Sparverhalten der Arbeiterschaft Ders. (1981) und Hubert Kiesewetter, Zur Entwicklung sächsischer Sparkassen, zum Sparverhalten und zur Lebenshaltung sächsischer Arbeiter im 19. Jahrhundert (1819-1914), in: Werner Conze (Hrsg.), Arbeiterexistenz im 19. Jahrhundert. Lebensstandard und Lebensgestaltung deutscher Arbeiter und Handwerker, Stuttgart 1981, S. 446 – 486, der auf der Basis von Fallstudienuntersuchungen an einzelnen sächsischen Haushaltsrechnungen zu ähnlichen Ergebnissen kommt.

224 lich voneinander: während beim Cluster 1 dörfliche Haushalte in ländlich-rückständigen Gebieten deutlich häufiger vorkommen als im Durchschnitt des Datensatzes, sind im Cluster 2.1 Haushalte aus Groß-, vor allem aber aus Mittelstädten in durchschnittlich strukturierten Gebieten überrepräsentiert. Dieser Unterschied lässt sich erklären, wenn man den Faktor Zeit mit ins Kalkül zieht. Während wir in Cluster 1 ein starkes Gewicht von Haushaltsrechnungen von vor 1880 ausmachen können, liegt der Schwerpunkt des Clusters 2.1 auf den Jahren zwischen 1890 und 1909. So erklären sich dann auch die Differenzen hinsichtlich Urbanisierung und Industrialisierung, zweier Größen, die mit den Jahren stetig zugenommen haben und insofern positiv mit der Zeit korrelieren.30 Wie ist das ernährungszentrierte Konsummuster nun abschließend zu bewerten? T RIE BEL sieht für den von ihm beschriebenen proletarischen Konsum, der zahlreiche Parallelen zum vorliegenden Konsummuster besitzt, einen Zustand von „Verausgabung“ als kennzeichnendes Kriterium an.31 Prinzipiell ist diesem Urteil wohl zuzustimmen. Allerdings finden sich in unserer Untersuchung durchaus Hinweise, die dagegen sprechen, dass es für sämtliche Haushalte dieser Kategorie gleichermaßen zutraf, wie etwa die bei weitem nicht gegen Null tendierende Sparfähigkeit und Sparwilligkeit einer nicht geringen Anzahl von Haushalten. Darüber hinaus verbindet sich Verausgabung bei T RIEBEL mit dem Beigeschmack des bewussten Hedonismus. Er spricht in diesem Zusammenhang von einem „ausgiebigen“ Versuch, „Genußbedürfnisse zu befriedigen“. Dies lässt sich für das vorliegende Konsummuster mit gutem Grund bestreiten. Selbst wenn ein Ausgabenanteil von 4,4% des Gesamtbudgets für Genussmittel und 2,2% für Freizeit und Vergnügungen angesichts eines Bildungsanteils von weniger als einem Prozent nicht eben wenig erscheint, darf man doch über die anteilsmäßige Konsumstruktur nicht die absoluten Beträge aus den Augen verlieren. Diese nehmen sich mit wöchentlich 1,18 Mark für Genuss und Vergnügungen zusammen so niedrig aus, dass sie wohl kaum einer hedonistischen Mentalität entsprechen. Vielmehr erkennen wir hier Haushalte am unteren Ende der Einkommensskala, die – wenn sie nicht vollkommen auf die Befriedigung sozialer Bedürfnisse verzichten wollen – selbst für ein Mindestmaß an Vergnügungen und Genuss jenen relativ großen Anteil ihres kleinen Budgets opfern müssen. Die vielfach angeprangerten, vermeintlich dem Alkohol und dem billigen Vergnügen anheimgefallenen Arbeiter vermag man in diesem Konsummuster jedenfalls nicht zu erblicken.32 Die Haushalte dieses Clusters zeichnen sich vor allen Dingen dadurch aus, dass sie im Durchschnitt 87% bzw. 85% ihres gesamten Haushaltsbudgets für die Stillung der elementaren Grundbedürfnisse Nahrung, Wohnung und Kleidung aufwenden müssen. Die ärmsten Haushalte des Clusters 1 mussten also mit lediglich 2,23 Mark pro Woche alle übrigen Konsumzwecke, Hygiene und Gesund30 31 32

Für eine nähere Untersuchung des Faktors Zeit auf die Clusterbildung siehe Abschnitt 7.5., S. 256. Vgl. hier und im Folgenden Triebel (1991b), Bd. 1, S. 395–396. Zum Alkoholkonsum der Arbeiterschaft vgl. zusammenfassend Ritter und Tenfelde (1992), S. 510–516; vgl. zum Bereich Freizeit und Vergnügen die Ausführungen bei Triebel (1991b), Bd. 1, S. 358–378, die aufgrund unterschiedlich zugeschnittener Variablen aber nur sehr begrenzt mit unseren Ergebnissen zu vergleichen sind.

225 Abbildung 7.2: Konsumstrukturen der Haushalte in Cluster 2.2

Ausgabengruppen

1

Nahrungs- und Genussmittel

davon: Tierische Nahrungsmittel Pflanzliche Nahrungsmittel Getränke Genussmittel

Anteil an Durchschnittliche Anzahl der Ausgaben bzw. Anteile der jeweiligen an den gültigen OberGesamtausgaben Fälle kategorie (n ) [Mark] Anteil [%] [%] 2

317 162 161 160 241

3

1.161,22 424,23 475,97 160,18 100,84

4

60,70 22,18 24,88 8,37 5,27

Wohnung

319

248,39

12,98

Kleidung

320

249,02

13,02

Körperpflege und Gesundheit Kultur, geistige Betätigung Freizeit und Vergnügen Steuern und Versicherungen Sonstige Ausgaben

209 216 155 307 243

37,43 21,18 38,92 60,47 96,37

1,96 1,11 2,03 3,16 5,04

Gesamt

321

1.912,99

100,00

davon: Heizung und Beleuchtung Übrige Ausgaben für Wohnen

310 310

73,91 174,48

3,86 9,12

5

100,00 36,53 40,99 13,79 8,68

3,16%

5,04%

2,03% 1,11% 1,96% 13,02%

100,00 29,76 70,24

60,70% 12,98%

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

heit, Kultur, Bildung und Vergnügen bestreiten. Insofern liegt die Kategorisierung dieses Konsummusters als eines „grundbedarffixierten“ nahe.

7.1.2. Notdürftiger Konsum kinderreicher oder leichtlebiger Haushalte (Cluster 2.2) Das nun im Folgenden beschriebene Konsummuster des Clusters 2.2 weist eine Vielzahl von Ähnlichkeiten mit dem oben beschriebenen „Ernährungszentrierten Konsum“ auf (siehe Abb. 7.2). Auf der anderen Seite lässt es sich jedoch deutlich von diesem abgrenzen. In einigen Punkten erscheint es wie eine Zuspitzung des oben Gesagten. Dieser Eindruck entsteht am augenfälligsten dadurch, dass der bereits bei den Clustern 1 und 2.1 dominierende Ernährungsanteil hier noch stärker ausgeprägt ist, er umfasst nicht weniger als 61% des Gesamtbudgets. Nach dem Engel’schen Kriterium vom hohen Nahrungsmittelanteil als einem Indikator dürftiger Lebensverhältnisse hätten wir es hier also mit den ärmsten Haushalten des Datensatzes zu tun. Dies erscheint umso plausibler, wenn man beachtet, dass die Wohnungsausgaben lediglich 13% der Gesamtausgaben betragen. Dieser Rückgang im Vergleich zu den oben geschilderten Verhältnissen lässt sich nicht schlüssig dadurch begründen, dass ein größerer Teil der Haushalte aus ländlichen Regionen käme und auf den Dörfern günstigere Mieten zu bezahlen seien. Denn in der Verteilung nach der Ortsgröße nimmt der Cluster 2.2 eine Mittelstellung zwischen den oben betrachteten Clustern 1 und 2.1 ein, dasselbe gilt für

226 die Modernität der Wohnregionen. Es bleibt also nur der bittere Schluss, dass die Wohnungsausgaben deswegen so niedrig sind, da schlicht nicht mehr Geld dafür zur Verfügung stand. Die Haushalte dieses Clusters scheinen genötigt gewesen zu sein, am Wohnraum zu sparen, um die hohen Nahrungsbedürfnisse decken und die gesamte Familie einkleiden zu können. Die übrige Konsumstruktur scheint diese Sichtweise ebenfalls zu unterstützen: mit lediglich 13,3% Freiraum für über die Lebensnotwendigkeiten hinausgehende Ausgaben liegt dieses Konsummuster fast auf einem Niveau mit dem oben beschriebenen kläglichen des Clusters 1. Ein niedriger Wert für kulturelle Bedürfnisse und der mit 2% der niedrigste Wert in der Kategorie Freizeitaktivitäten und Vergnügungen überhaupt vervollständigen das Bild einer Konsumstruktur, die von der Notwendigkeit diktiert scheint. Paradox erscheint in dieser Hinsicht jedoch, dass das durchschnittliche Einkommen – wie nach dem Engel’schen Gesetz zu erwarten wäre – mitnichten das niedrigste vorgefundene ist. Im Gegenteil: mit 1.912,99 Mark übersteigt es dasjenige des Clusters 1 um mehr als das Doppelte und das des Clusters 2.1 immerhin um das 1,2-fache. Außerdem gibt es einen Punkt dieser Konsumstruktur, der den Eindruck der absoluten Dürftigkeit konterkariert – es sind die Ausgaben für Genussmittel: Hierfür werden mehr als 100 Mark durchschnittlich verausgabt, das entspricht fast 5,3% des Gesamtbudgets und markiert damit den höchsten Anteil für Genussmittelausgaben in allen Clustern. Welche Haushalte wurden nun von ihren Lebensumständen oder ihrem Lebenswandel in dieses scheinbar ambivalente Konsummuster gezwungen? Wie die Bezeichnung dieses Konsummusters bereits vorweggenommen hat, scheinen zwei Gründe hierfür bestimmend gewesen zu sein, einerseits die Zahl der Kinder, andererseits eine gewisse Genuss-Sucht. Beschäftigen wir uns zunächst mit dem ersten Faktor und betrachten die Zusammensetzung der Haushalte, stellen wir fest, dass es sich um den kinderreichsten Cluster im Datensatz handelt. Mit durchschnittlich mehr als vier Kindern übersteigt dieser Wert diejenigen der bislang betrachteten Cluster um 1,2 bzw. sogar 1,7. Acht von zehn Haushalten hatten mindestens drei Kinder zu versorgen, vier von zehn sogar mehr als fünf. Dementsprechend bestätigt dieser Cluster die Ergebnisse S PREEs, der eine Korrelation zwischen relativer Armut und einer hohen Kinderzahl festgestellt hat.33 Zumindest für diesen Cluster scheint sich das Resultat C ONRADTs zu bestätigen, dass eine große Zahl von Kindern zur Beschränkung des Konsums auf das Lebensnotwendigste zwingt: Es seien „die Kinderreicheren, die sich in der Bedürfnisbefriedigung weitgehend einschränken müssen, sich mit schlechten Wohnungen um so mehr begnügen, weil sie oft größere oder zahlreichere Räume brauchen, mit den billigsten Kleidern vorlieb nehmen, nur bei strenger Kälte heizen, früh im Dunkeln sitzen, Fleischnahrung großenteils durch Pflanzenstoffe ersetzen, Tierfette durch Pflanzenmargarine.“34 33 34

Vgl. hierzu Spree (1997), S. 78–79 und Ders. (1987), S. 68–69. Conradt (1933), S. 55–57. C ONRADT erhob dieses Diktum, das er in seiner – freundlich ausgedrückt – eigenwilligen Untersuchung zur Höhe des Existenzminimums herausarbeitete, allerdings zu einem allgemeinen Gesetz, womit er sicherlich der Realität Gewalt antat. Von dem in dieser Hinsicht speziellen

227 Einen Hinweis darauf, welche Haushalte tendenziell zu hoher Kinderzahl neigten und damit diesem ärmlichen Konsummuster anheimfielen, erhalten wir durch einen Blick auf die regionale Herkunft der Haushalte. Die in Tab. A.29 im Anhang35 dargestellte Zuordnung auf die bevölkerungsreichsten deutschen Staaten zeigt für den Cluster 2.2 zunächst keine besonders auffälligen Abweichungen von der Verteilung innerhalb des gesamten Datensatzes. Betrachtet man allerdings die Herkunft unserer Haushalte hinsichtlich der in ihren Heimatregionen vorherrschenden Konfession, ist bei der Zusammensetzung des Konsummusters 2.2 auffällig, dass es vorwiegend Haushalte aus römisch-katholisch geprägten Gegenden umfasst:36 Im gesamten Datensatz verhalten sich Fälle aus protestantischen Gegenden zu Fällen aus katholischen Gegenden etwa im Verhältnis 2 zu 1 (genau 66,5% zu 33,5%), im besagten Cluster 2.2 lautet das Verhältnis jedoch 44,2% zu 55,8% zugunsten der Katholiken. Daraus könnte man den Schluss ziehen, dass die hohe Kinderzahl (im Durchschnitt knapp 4,1 Kinder pro Haushalt, von denen 3,6 jünger als 14 waren) möglicherweise mit dem religiösen Bekenntnis zusammenhingen. Dieser Zusammenhang erweist sich tatsächlich auch als statistisch signifikant.37 Zum Teil dürfte dieser Effekt auf den hohen Anteil oberschlesischer Berg- und Hüttenleute in diesem Cluster zurückgehen; einer Klientel, für die eine überdurchschnittlich hohe Kinderzahl belegt ist.38 Allerdings finden sich auch überdurchschnittlich viele Haushalte aus dem Rheinland und aus Bayern in diesem Cluster, so dass der Hinweis auf den Einfluss der Konfession auf die Fertilität und damit die Lebenshaltung generell aufrecht erhalten werden kann und nicht als ein Oberschlesien-Spezifikum anzusehen ist.39 Wenn man den zweiten Einflussfaktor untersucht, den wir oben zugespitzt als GenussSucht tituliert haben, erhält man die interessantesten Ergebnisse, wenn man sich mit der berufsständischen Schichtung beschäftigt. Der Cluster setzt sich zu 80% aus proletarischen

35 36

37

38 39

Fall des Clusters 2.2 abgesehen unterstützen unsere Ergebnisse die These vom übermächtigen Einfluss der Kinderzahl auf das Konsumverhalten nämlich nicht, siehe hierzu näher Abschnitt 7.5., S. 256ff. Siehe S. 338. Die vorherrschenden Konfessionen wurden unseren Fällen nach einem sehr groben Verfahren zugeteilt; dementsprechend zurückhaltend möge die folgende Aussage auch aufgefasst werden. Als überwiegend römisch-katholisch wurden folgende Gebiete angesehen: die preußischen Provinzen Posen, die Rheinprovinz, Hohenzollern, Westfalen sowie der Regierungsbezirk Oppeln (Oberschlesien), das Königreich Bayern mit Ausnahme der Regierungsbezirke Pfalz, Ober- und Mittelfranken, das Großherzogtum Baden mit Ausnahme des Landeskommissärbezirks Mannheim sowie Elsaß-Lothringen. Alle übrigen Gebiete wurden als überwiegend protestantisch verortet (als Quelle diente die Karte „Verteilung der Konfessionen im Deutschen Reich, Stand 1. Dezember 1890“, in: Meyers Konversations-Lexikon, 4. Band. Chemillé bis Dingelstedt, 5. Aufl. Leipzig/Wien 1894, Farbtafel nach S. 872). Der Korrelationskoeffizient K ENDALLs τ beträgt r = 0, 113 (auf einem 0,05-Signifikanzniveau), zeigt also einen nicht besonders starken, aber dennoch nicht zu leugnenden Zusammenhang. Eine entsprechende Überprüfung auch für den hohen Genussmittelanteil (mit knapp 5,3% der höchste von allen Clustern) ergab hingegen keinen signifikanten Zusammenhang zur Konfession. Vgl. etwa Ritter und Tenfelde (1992), S. 514 bzw. 568. Eine entsprechende Korrelationsanalyse enthüllt dementsprechend auch einen stärkeren Zusammenhang von r = 0, 306 (0,01-Signifikanzniveau). Eine weitere Korrelationsanalyse unter Ausschluss der oberschlesischen Haushalte bestätigt diesen Eindruck, denn auch in diesem Fall bleibt der Zusammenhang signifikant (r = 0, 157, 0,01Signifikanzniveau).

228 Haushalten zusammen (siehe Tab. A.37 im Anhang)40 , vor allem angelernte Industriearbeiter sind häufig vertreten (42%). Weitere wahrnehmbare Gruppierungen innerhalb dieses Clusters sind 34 Beamten- und Angestellten- sowie 18 bäuerliche Haushalte, die damit fast 7% bzw. fast 6% des Konsummusters ausmachen. Eine Korrelationsanalyse der Zugehörigkeit zu diesen Schichtungskategorien und der absoluten wie relativen Höhe der Genussmittelausgaben fördert für diesen Cluster zutage, dass Arbeiterhaushalte einen signifikant höheren durchschnittlichen Alkohol- und Tabakkonsum aufweisen als Bauern oder Haushalte des „neuen Mittelstandes“.41 Eine nach den Berufgruppen unterscheidende Berechnung ergibt für proletarische Haushalte überdurchschnittliche 104 Mark Genussmittelausgaben (was 5,7% der Gesamtausgaben entspricht). Beamte und Angestellte weisen dagegen nur 62 Mark auf (3,8% des Budgets). Damit entsteht innerhalb dieses Clusters der Eindruck, dass in Arbeiterhaushalten Genussmittelkonsum üblicher und häufiger war als in anderen Schichten. Es scheint sich hier also der Eindruck Armin T RIEBELs zu bestätigen, der – allerdings bezogen auf die gesamte Arbeiterschaft – einen „proletarischen Hedonismus“ festgestellt hat.42 Wurde dieses Diktum für die Haushalte, die ernährungszentriert konsumieren, verneint, kommt man nicht umhin, ihm für den Cluster 2.2 zuzuneigen. Es scheint also wahrscheinlich, dass Arbeiterhaushalte eher dazu neigten, sich von einem Genussmittelkonsum leiten zu lassen und damit ein niedrigeres Konsummuster in Kauf zu nehmen.43 Allerdings soll hier noch einmal betont werden, dass diese Aussage nicht, wie T RIEBEL es tut, auf die gesamte Arbeiterschaft ausgedehnt werden sollte. Dies verwischt einige wesentliche Unterschiede zwischen verschiedenen Konsummustern, die in den proletarischen Schichten des Kaiserreiches parallel zueinander existierten. Die beiden Risikofaktoren, in das ärmliche Konsummuster, welches wir in Cluster 2.2 vorfinden, abzugleiten, also die beiden Einflussgrößen Kinderzahl und Genuss, scheinen im übrigen selten bei den gleichen Haushalten aufgetaucht zu sein. Vielmehr erweisen sie sich als untereinander signifikant negativ korreliert.44 Dies kann so interpretiert werden, dass eine hohe Kinderzahl spürbar zu einer Dämpfung der Genussmittelausgaben beigetragen hat oder Haushalte, die dem zügellosen Genuss frönten, selten kinderreich waren. Eine hohe Kinderzahl und hohe Genussmittelausgaben scheinen sich im Großen und Ganzen eher ausgeschlossen zu haben. Insofern scheint Cluster 2.2 mit dem Titel „Notdürftiger Konsum kinderreicher oder leichtlebiger Haushalte“ recht treffend bezeichnet zu sein. 40 41

42 43

44

Siehe S. 346. Die Genussmittelausgaben sind mit der Zugehörigkeit zum Proletariat mit einem Wert für K ENDALLs τ von r = 0, 18 (0,01-Signifikanzniveau) positiv korreliert. Die Korrelationen zu den anderen beiden Gruppierungen sind negativ. Triebel (1991b), Bd. 1, S. 398–402 (Zitat dort). Vgl. hierzu auch Michael Grüttner, Alkoholkonsum in der Arbeiterschaft 1871-1939, in: Toni Pierenkemper (Hrsg.), Haushalt und Verbrauch in historischer Perspektive. Zum Wandel des privaten Verbrauchs in Deutschland im 19. und 20. Jahrhundert, St. Katharinen 1987, S. 229–273, hier: S. 231. Die Kinderzahl korreliert mit dem Anteil der Genussmittelausgaben an den Gesamtausgaben auf dem 0,01-Niveau signifikant mit r = −0, 198, bezogen auf die absolute Höhe der Genussmittelausgaben nimmt K ENDALLs τ sogar den Wert von r = −0, 201 an.

229

7.1.3. Auskömmlicher Konsum (Cluster 2.3) „Die vierköpfige Familie bewohnt eine Wohnung mit 2 Zimmern, einer Kammer, Küche, Abort und den üblichen Nebenräumen. Das Wohnzimmer hat 21 qm Bodenfläche (5 × 4,20), 56,80 cbm Luftraum (2,70 m Höhe); 3 Fenster mit je 1,26 qm Fläche sind mit Blumen geziert. Die Einrichtung ist zwar einfach, aber reinlich und mit einem schönen Sofa und gepolsterten Stühlen über den Rahmen des Notwendigsten wohl hinausgreifend. [. . . ] Wenn auch das Haus zu den ältesten der Stadt zählt, so ist die Wohnung doch luftig und hell und wohnlich.“45 Diese kurze Beschreibung der Wohnverhältnisse der Familie eines Nürnberger Feuerwehrkutschers aus dem Jahr 1912 dient dem Zweck, die Besonderheit des Konsummusters in Cluster 2.3 zu beschreiben, recht gut.

Abbildung 7.3: Konsumstrukturen der Haushalte in Cluster 2.3

Ausgabengruppen

1

Anteil an Durchschnittliche Anzahl der Ausgaben bzw. Anteile der jeweiligen an den gültigen OberGesamtausgaben Fälle kategorie (n ) [Mark] Anteil [%] [%] 2

3

4

5

Nahrungs- und Genussmittel

443

1.037,11

49,26

100,00

Wohnung

438

453,09

21,52

100,00

davon: Tierische Nahrungsmittel Pflanzliche Nahrungsmittel Getränke Genussmittel davon: Heizung und Beleuchtung Übrige Ausgaben für Wohnen

343 344 342 345

429 429

406,00 396,39 143,99 90,73

85,99 367,10

19,28 18,83 6,84 4,31

4,08 17,43

Kleidung

436

267,15

12,69

Körperpflege und Gesundheit Kultur, geistige Betätigung Freizeit und Vergnügen Steuern und Versicherungen Sonstige Ausgaben

398 415 326 426 429

50,76 28,00 64,80 99,99 104,65

2,41 1,33 3,08 4,75 4,97

Gesamt

443

2.105,56

100,00

39,15 38,22 13,88 8,75

4,97% 4,75% 3,08% 1,33% 2,41% 12,69%

49,26%

18,98 81,02

21,52%

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

Auffällig daran ist nämlich gerade, dass sich die hier versammelten Haushalte deutlich von denen der drei oben beschriebenen Cluster 1, 2.1 und 2.2 unterscheiden, und zwar dadurch, dass ihr Lebenswandel sich von den Zwängen der Notwendigkeiten abhebt. Von Wohlstand oder einem gehobenen Konsum zu sprechen wäre wohl eher überzogen, aber sowohl die tabellarische Übersicht über die durchschnittliche Konsumstruktur als auch die 45

Christian Weiss, Die Stadt Nürnberg und ihre Arbeiter, in: Annalen des Deutschen Reiches für Gesetzgebung Verwaltung und Volkswirtschaft. Rechts- und staatswissenschaftliche Zeitschrift und Materialsammlung, Jg. 47 (1914), S. 561–614, S. 701–781 und S. 845–871, hier: S. 585–586.

230 Beschreibungen der dort versammelten Haushalte in den Quellen weisen in eine Richtung: Ziel des Konsums ist für diese Familien nicht mehr nur die reine Existenzsicherung. Der Anteil des Nahrungsmittelbudgets unterschreitet die 50-Prozent-Marke. Dabei übersteigen die Ausgaben für tierische Nahrung die für pflanzliche. Die Nahrung ist also auch nicht mehr von purer Dürftigkeit gekennzeichnet, ein Eindruck, welchen die Beschreibung der Ernährungsverhältnisse des oben bereits zitierten Beispielhaushalts bestärkt: Die Familie verzehrte pro Woche durchschnittlich mehr als ein Pfund Fleisch pro Kopf, wobei Rindfleisch am weitaus häufigsten auf den Tisch kam, auch eine Weihnachtsgans wird eigens hervorgehoben.46 Dies sei hier nur illustrativ erwähnt, um den Unterschied zu den dürftigen Ernährungsverhältnissen, die oben beschrieben wurden, deutlich zu machen. Die Wohnungsausgaben liegen im Schnitt erheblich über denen der bislang vorgestellten Haushalte, sie nehmen fast 22% der Gesamtausgaben ein, was teilweise sicherlich dem hohen Anteil städtischer Haushalte geschuldet ist: 91% aller Haushalte dieses Konsummusters lebten in Orten mit mehr als 20.000 Einwohnern und mussten insofern die ortsüblichen höheren Mieten bezahlen. Allerdings wird angesichts der eingangs präsentierten Wohnverhältnisse deutlich, dass die gesteigerten Wohnungsausgaben auch mit mehr Wohnqualität einhergingen. Dieses Ergebnis wird untermauert von einem zeitgenössischen Bericht des Arbeitersekretariats von Halle an der Saale, das davon ausgeht, dass bei einem Einkommen unter 2.000 Mark – das Durchschnittseinkommen des Clusters 2.3 liegt dagegen bei gut 2.100 Mark – stets am Wohnraum gespart werden müsse. „Erst wenn bei einem Einkommen von 2000 Mk. die allerdringlichsten Bedürfnisse für Nahrung und Kleidung gedeckt werden konnten, ist die Familie bei h ö h e r e n Einkommen in der Lage, nunmehr auch eine ihren Wünschen halbwegs entsprechende Wohnung zu beziehen.“47 Dies würde den im Vergleich zu ärmeren Familien erhöhten Ausgabeanteil fürs Wohnen erklären. Außerdem muss man bei der Frage der Wohnungsausgaben berücksichtigen, dass die Haushalte dieses Clusters (neben denen ihnen einkommensmäßig leicht überlegenen in Cluster 2.4) am häufigsten Einnahmen durch Weitervermietung erzielten. Rund 26% aller Haushalte nahmen Untermieter auf, gleichsam als kleineres Übel gegenüber einer schlechteren Wohnung, wie T RIEBEL es interpretierte.48 Dennoch bleibt festzuhalten, dass der Wohnstandard in diesem Cluster den der vorher Geschilderten deutlich übertraf. Der Eindruck eines im Vergleich komfortableren Konsums setzt sich bei den Bekleidungsausgaben fort. Prozentual liegt Cluster 2.3 mit 12,7% zwar etwa auf einer Linie mit den anderen Haushalten dieses Konsumtypus, absolut liegen die Ausgaben hierfür jedoch bei mehr als dem Doppelten des Durchschnittes von Cluster 1 und ebenfalls weit über den anderen beiden. 46 47

48

Weiss (1914), S. 586. Brotverbrauch in Arbeiterfamilien, in: Arbeiter-Sekretariat Halle a. S. (Hg.), Zweiter Geschäftsbericht für das Jahr 1901, nebst Berichten über das Gewerkschaftskartell und den Stand der Organisationen, Halle a. d. S. 1902, S. 44–47, hier: S. 44, zitiert nach Triebel (1991b), Bd. 1, S. 343, Sperrung bereits im Original. Vgl. Ebenda, Bd. 1, S. 345–346.

231 Für die nicht-lebensnotwendigen Ausgaben bleibt nach wie vor nur ein geringer Anteil von 16,5% übrig, was freilich erheblich mehr ist, als die anderen Haushalte des grundbedarforientierten Typus zur Verfügung hatten, aber noch bei weitem nicht an die diesbezüglichen Freiräume eines höherstehenden Konsummusters heranreicht. Bei den Konsumzwecken Hygiene und Gesundheit, geistige Betätigung und Kulturelles sowie Freizeit und Vergnügungen ist überall ein höherer Anteil zu verbuchen als bislang festgestellt wurde. Dies gilt auch für die Variable STEUER, die ja nicht nur steuerliche Leistungen enthält, sondern auch private Vorsorgemaßnahmen wie Versicherungen umfasst. Unser Beispielhaushalt bezahlte bespielsweise 94,49 Mark im Jahr in eine freiwillige Versorgungskasse und versicherte zusätzlich sein Mobiliar gegen Feuer (für 2,80 Mark pro Jahr). Auch wenn besagter Beispielhaushalt der eines ungelernten Arbeiters ist, bleibt festzuhalten, dass der Anteil von Arbeiterhaushalten an diesem Cluster mit 63% spürbar kleiner ist als bei den übrigen bislang vorgestellten Clustern (siehe Tab. A.37 im Anhang).49 Unter diesen nehmen die Facharbeiter mit fast 38% die dominierende Stellung ein, zu den häufigsten Berufen zählen Schlosser und Mechaniker (10%), Eisendreher (7%) sowie Buchdrucker und Schriftsetzer (5%), also klassische gelernte, zur Leistungselite zu zählende Arbeiter.50 Ein knappes Viertel sind aber Haushalte aus dem so genannten neuen Mittelstand, Familien von kleinen oder mittleren Beamten, Lehrern und Angestellten. Am häufigsten tauchen Postbedienstete auf, was aber mit Sicherheit daran liegt, dass sie im Datensatz insgesamt sehr häufig vertreten sind.51 Weitere 7% entstammen sogar der gehobenen oder höheren Beamtenschaft, zwei waren Funktionäre des Metallarbeiterverbandes.52 In diesem Cluster findet sich insgesamt am ehesten eine wirkliche Vermischung von Arbeiter- (ca. 63% der Clusterpopulation) und Angestellten- bzw. Beamtenschaft (ca. 32%). Obzwar wir bereits in den niedrigeren Konsummustern etwa ein Drittel aller kleinen Angestellten und Beamten vorfanden, und auch in den höherstehenden Konsummustern noch 9% Arbeiterhaushalte auftauchen, finden sich wohl in diesem Konsummuster die Haushalte wieder, die bereits Zeitgenossen mit den ironischen Bezeichnungen „Arbeiteraristokratie“ und „Stehkragenproletariat“ versehen haben.53 Dazu passt der Befund, dass dieser Cluster weitaus häufiger im Zeitabschnitt ab 1890 aufzufinden ist als vorher: während bis 1889 nicht einmal ein Prozent aller Haushalte 49 50 51

52

53

Siehe S. 346. Vgl. Ritter und Tenfelde (1992), S. 464–466, Wehler (1995), S. 773. Man bedenke, dass allein 54 der 141 kleinen und mittleren Beamten bzw. Angestellten in diesem Cluster unserer Quelle 123 entstammen, einer Untersuchung,die allein den unteren Post- und Telegraphenbeamten gewidmet war (Heyde (1916)). Es handelt sich hierbei um die Haushaltungen 945 und 953, die in der Quelle mal als „Geschäftsführer“, mal als „Verbandsbeamte“, mal als „Angestellte des Verbandes“ tituliert werden. Siehe hierzu Vorstand des Deutschen Metallarbeiter-Verbandes (1909), S. 112, 129, 138 und 142. Siehe Hans-Peter Müller, Die „feinen Unterschiede“, wo es keine geben sollte: Anmerkungen zum Verhältnis von Arbeiteraristokratie und Luxus, in: Reinhold Reith und Torsten Meyer (Hrsg.), “Luxus und Konsum“ - eine historische Annäherung, Münster u. a. 2003, S. 209–220, hier: S. 210–212.

232 diesem Konsummuster zufällt, sind es für den Zeitraum von 1890 bis 1914 ganze 15%.54 Dies lässt sich wiederum recht gut mit der Vorstellung vereinbaren, gerade in den letzten fünf Jahren des 19. Jahrhunderts habe auch in der Arbeiterschaft der Wohlstand zugenommen, wie etwa W EHLER mit dem Hinweis auf den „anhaltenden Reallohnanstieg“ feststellte.55 Dies ist wohl der Grund, dass ein Konsummuster wie das hier beschriebene für eine durchaus beträchtliche Zahl (15%) aller in diesem Zeitraum erfassten Arbeiter, seien sie Facharbeiter, An- oder Ungelernte, möglich wurde. Mit einem Blick auf das Mischungsverhältnis der hier versammelten gesellschaftlichen Gruppen und auch durch den Vergleich der vorliegenden Konsumstruktur mit den angrenzenden, wird der Übergangscharakter dieses Clusters deutlich. Wir sehen in diesem Konsummuster Haushalte vor uns, die es aufgrund ihres höheren Einkommens geschafft haben, dem tristen Einerlei des auf die Deckung der Grundbedürfnisse vollkommen fixierten Konsums zu entkommen. Allerdings zeigt ihr Konsumverhalten noch immer deutliche Grenzen des Machbaren auf, wie Vergleiche mit dem Cluster 2.4, dem einkommensmäßig nach oben angrenzenden, zeigen. Die Haushalte haben bereits einen gewissen Freiraum in der Befriedigung anderer als der notwendigen Bedürfnisse erreicht, gewisse Restriktionen jedoch noch nicht überwunden. Dies ist erkennbar an der Tatsache, dass ein großer Teil der Verfügungsmasse, die durch das schwindende Gewicht des Nahrungsbudgets entstanden war, einem anderen Grundbedürfnis, dem der Wohnung, zufloss und nur zu einem kleinen Teil den höherwertigeren Bedürfnissen. Dieses Konsummuster als „auskömmlich“ zu bezeichnen, versucht diesen Zwiespalt zu erfassen und es sowohl nach unten – gegen die stete Not, die Grundbedürfnisse zu stillen – wie auch nach oben – gegenüber Haushalten, deren Budget größere Spielräume zur willentlichen Gestaltung des Konsums zulässt – abzugrenzen.

7.2. Gehobener Konsumtypus Der Konsumtypus, der nachfolgend charakterisiert wird, lässt sich in drei Konsummuster unterteilen: dem des Cluster 2.4 („Statusorientierter Konsum“), des Clusters 3 („Bescheiden-wohlständischer Konsum“) und des Clusters 4 („Gemäßigt-komfortabler Konsum“). Hier erscheint es sinnvoll, sich diesen drei Konsummustern in der Zusammenschau zu nähern. Denn betrachtet man die Mittelwerte der Variablen für die drei Cluster, finden sich einige auffällige Unterschiede zwischen den drei Konsummustern (siehe Tab. A.13 im Anhang).56 Und gerade diese sind es, die uns einen tieferen Einblick in die damit erfassten Lebenslagen ermöglichen. Vor allen Dingen ein Vergleich der absoluten Ausgabebeträge für einen Konsumzweck mit den Anteilen, den dieser am verfügbaren Gesamtbudget einnimmt, lässt hier interessante Schlussfolgerungen zu. 54 55 56

Siehe Tab. A.40, S. 349 im Anhang. Wehler (1995), S. 606 und S. 782. Siehe S. 328.

233 Abbildung 7.4: Konsumstrukturen der Haushalte in Cluster 2.4 und 3 Cluster 2.4

Ausgabengruppen

1

Nahrungs- und Genussmittel

davon: Tierische Nahrungsmittel Pflanzliche Nahrungsmittel Getränke Genussmittel

Anteil an Durchschnittliche Anzahl der Ausgaben bzw. Anteile der jeweiligen an den gültigen OberGesamtausgaben Fälle kategorie (n ) [Mark] Anteil [%] [%] 2

189 166 166 165 161

3

813,76 333,43 294,03 116,44 69,87

4

36,39 14,91 13,15 5,21 3,12

Wohnung

181

594,18

26,57

Kleidung

178

288,01

12,88

Körperpflege und Gesundheit Kultur, geistige Betätigung Freizeit und Vergnügen Steuern und Versicherungen Sonstige Ausgaben

148 145 151 166 181

58,04 28,10 109,17 139,43 205,84

2,60 1,26 4,88 6,23 9,20

Gesamt

189

2.236,54

100,00

davon: Heizung und Beleuchtung Übrige Ausgaben für Wohnen

167 167

87,17 507,01

3,90 22,67

9,20%

5

6,23%

100,00 40,97 36,13 14,31 8,59

100,00 14,67 85,33

4,88%

36,39%

1,26% 2,60%

12,88%

26,57%

Cluster 3

Ausgabengruppen

1

Nahrungs- und Genussmittel

davon: Tierische Nahrungsmittel Pflanzliche Nahrungsmittel Getränke Genussmittel

Anteil an Durchschnittliche Anzahl der Ausgaben bzw. Anteile der jeweiligen an den gültigen OberGesamtausgaben Fälle kategorie (n ) [Mark] Anteil [%] [%] 2

548 451 451 450 483

3

1.396,58 562,38 530,04 184,25 119,90

4

41,16 16,58 15,62 5,43 3,53

Wohnung

546

606,94

17,89

Kleidung

548

417,80

12,31

Körperpflege und Gesundheit Kultur, geistige Betätigung Freizeit und Vergnügen Steuern und Versicherungen Sonstige Ausgaben

447 435 446 529 520

74,24 78,42 124,49 176,43 517,93

2,19 2,31 3,67 5,20 15,27

Gesamt

548

3.392,84

100,00

davon: Heizung und Beleuchtung Übrige Ausgaben für Wohnen

531 530

108,77 498,17

3,21 14,68

15,27%

5

100,00 40,27 37,95 13,19 8,59

3,67%

100,00

2,31%

17,92 82,08

5,20% 41,16%

2,19% 12,31%

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

17,89%

234 Die absolute Höhe sämtlicher Ausgabeposten steigt nämlich von Cluster 2.4 zu Cluster 3 und von diesem zum Cluster 4 hin an.57 Dies verwundert kaum angesichts des ebenso stetigen Anstiegs des Einnahme- bzw. des Gesamtausgabebudgets. Betrachtet man allerdings die Anteile der einzelnen konsumtiven Zwecke am Gesamtbudget, findet sich ein differenzierteres Bild: Die Nahrungsmittelausgaben steigen von Cluster 2.4 zu Cluster 3 hin an, nehmen dort mit 41% den vergleichsweise höchsten Anteil ein, und fallen zu Cluster 4 hin wieder ab. Bei den Wohnungsausgaben ist die Relation genau umgekehrt: Die Anteilswerte liegen hier im Cluster 2.4 am höchsten (mit 27% erreichen sie den höchsten Anteil unter allen Konsummustern), fallen zu Cluster 3 hin auf 18% ab, um danach zu Cluster 4 hin wieder leicht anzusteigen. Ebenso verhält es sich mit dem Anteil für Freizeit und Vergnügen: auch hier hat Cluster 3 (mit 3,7%) im Vergleich den niedrigsten Anteil aufzuweisen. Bei den Kleidungsausgaben fallen die Anteile von Cluster 2.4 über 3 bishin zu 4 stetig, bei allen übrigen Konsumbedürfnissen steigen sie hingegen kontinuierlich. Wie lässt sich dieser Zwiespalt zwischen real steigenden Ausgaben und der unterschiedlichen Entwicklung der einzelnen prozentualen Anteile sinnvoll erklären? Als Schlüssel können uns hier die Wohnungsausgaben dienen, genauer: der extrem hohe Anteil der Wohnungsausgaben am gesamten Ausgabebudget im Konsummuster 2.4. Absolut betrachtet gaben die Haushalte der Cluster 2.4 (594 Mark im Durchschnitt) und 3 (607 Mark) etwa gleich viel für das Wohnen insgesamt aus. Damit heben sie sich signifikant von den oben beschriebenen Haushalten des auskömmlichen Konsummusters 2.3 (mit 453 Mark durchschnittlichen Wohnungsausgaben) ab. Vom Einkommensniveau her ähneln die Haushalte des Clusters 2.4 mit 2.258 Mark jedoch viel eher dem Cluster 2.3 (Durchschnittseinkommen 2.224 Mark) als dem Cluster 3 (3.430 Mark). Und so nimmt der große Wohnungaufwand für die Haushalte in Cluster 2.4 (27%) einen erheblich größeren Anteil der Ressourcen in Anspruch als für die des Clusters 3 (18%). Man kann diese Zahlen als eine Bestätigung des in der Literatur häufig festgestellten bürgerlichen Dranges zu einem repräsentativen Wohnstil interpretieren.58 Diesen Drang scheinen bereits die in Cluster 2.4 vorzufindenden kleinbürgerlichen Haushalte – 55% rekrutieren sich aus der Berufsgruppe der Lehrer, der mittleren und gehobenen Beamten und Angestellten – verspürt zu haben. Diese Klientel passte die Wahl des Wohnraumes offensichtlich nicht mehr nur – wie wir es bei den grundbedarfixiert konsumierenden Haushalten gesehen haben – ihren Einkommensverhältnissen an. Vielmehr scheint bereits bei diesen kleinbürgerlichen Haushalten der Wunsch eine Rolle gespielt zu haben, sich den niederen Schichten gegenüber durch die Wahl einer hinreichend repräsentativen Wohnung abzugrenzen, sei es durch die Größe derselben oder die Lage in einem besseren Viertel der Stadt. Sie versuchten also durch ihre Wohnsituation einem gewissen 57

58

Eine Ausnahme gibt es von dieser Regel: Der Ausgabeposten „Übrige Ausgaben für Wohnen“ des Clusters 2.4 liegt knapp über dem des Clusters 3 – was jedoch die Argumentation nicht sonderlich stört und wovon hier deshalb abgesehen werden kann. Siehe Pierenkemper (1991a), S. 166–168, Wierling (1987), S. 293–296 und ausführlich Sibylle Meyer, Das Theater mit der Hausarbeit. Bürgerliche Repräsentation in der Familie der wilhelminischen Zeit, Frankfurt a. M./New York 1982, vor allem S. 16–22.

235 gesellschaftlichen Standard zu genügen. Welche Wohnung im Einzelfall als standesgemäß empfunden wurde, hing freilich vom jeweiligen Vergleichsmaßstab ab und dieser wurde, wie Dorothee W IERLING feststellte, stets mit Blick auf die als gesellschaftlich überlegen erachtete Schicht gewählt: „Die Angestellten orientierten sich bei dem, was standesgemäß war, an den staatlichen Beamten, und diese wiederum, gemeinsam mit den unteren und mittleren Chargen, an der Spitze der Beamtenhierarchie, deren eigene Ausrichtung letztlich aristokratischer Lebensform galt.“59 Wir können also davon ausgehen, dass sich die in Cluster 2.4 versammelten Haushalte an dem Lebensstil orientierten, wie er im übergeordneten Cluster 3 gepflegt wurde. Einen Hinweis hierauf liefern uns die absoluten Wohnungsausgaben, die mit jenen fast auf gleicher Höhe lagen – ja, abzüglich der Kosten für Heiz- und Leuchtmittel sogar knapp darüber.60 Eine ungefähre Vorstellung von den angestrebten Wohnverhältnissen in den hier beschriebenen Haushalten liefert der Haushalt des Karl v. K ELLER, eines gelernten Bürokaufmannes und Buchhalters, der mit seinen Haushaltsrechnungen über den Zeitraum 1895 bis 1906 (die zum größten Teil im Cluster 2.4 zu finden sind) auch eine Liste der Zimmerausstattung, wie sie seine Frau mit in die Ehe brachte, veröffentlichte.61 Das Mobiliar war gedacht für vier Zimmer, Küche und Diele. K ELLER spricht dabei von einem Schlafzimmer (mit Betten, Wäscheschrank, Kleiderschrank, einem Waschtisch mit Marmorplatte und zwei Stühlen), einem Gästezimmer (mit Bett, Waschtisch, Kleiderschrank und einem kleinen runden Tisch mit zwei Stühlen) und einem Wohnzimmer (mit Sofa, Schreibsekretär, vier Stühlen, einem ovalen Tisch, einem Pianino, einem Spiegelschränkchen, einer Wanduhr und einem Fußbänkchen). Zusätzlich führt er noch die Einrichtung für ein „Besseres Zimmer“ auf, das repräsentativ mit einem zusätzlichen Sofa, zwei Sesseln („Fauteuils“), einem „Vertikow“, also einer Zierkommode, einem ovalen Tisch nebst sechs Stühlen, einem Spiegel, einem Teppich und – darauf wird eigens hingewiesen – mit zwei bestickten Fußkissen ausgestattet war. Für eine dementsprechende Wohnung musste K ELLER je nach Wohnort zwischen 230 (in einem Dorf im Erzgebirge) und 400 Mark Jahresmiete (in Leipzig) bezahlen. Seine Wohnungsausgaben lagen im Durchschnitt aller 12 Jahre, für die wir seine Haushaltsrechnungen kennen, mit 562 Mark (22% des durchschnittlichen Ausgabebudgets) etwas unter den Durchschnitten der Cluster 2.4 und 3.62 59

60

61

62

Wierling (1987), S. 286. Diesen Zusammenhang stellte bereits V EBLEN in seiner „Theorie der feinen Leute“ her, als er formulierte: Die reiche müßige Klasse bestimme „im großen und ganzen, welche Lebensweise die Gesellschaft als wohlanständig und ehrenvoll anerkennen soll.“ (Vgl. Veblen (1997), S. 110. Diese Unterschiede lassen sich übrigens kaum auf eine größere Anzahl von Städtern im Cluster 2.4 zurückführen. Zwar liegt der Anteil von Haushalten aus Groß- und Mittelstädten in Cluster 2.4 etwas höher als in Cluster 3 (79% vs. 73%), jedoch liegt sie erheblich niedriger als in Cluster 2.3 mit 91% Städtern (siehe Tab. A.30, S. 339 im Anhang). Die Angaben wurden aus den Quellen 56 (v. K[eller] (1906)) und 138 (v. Keller (1908)) in den Datensatz aufgenommen. Die Angaben zur Zimmerausstattung finden sich im letztgenannten Werk auf S. 19. Dieser Haushalt fand auch Beachtung durch Triebel (1983). v. Keller (1908), S. 32.

236 Der Drang, sich einen gewissen Wohnstatus zu leisten, musste – wie oben angedeutet – mit dem vergleichsweise bescheidenen Budget von unter 2.300 Mark im Jahr bewältigt werden. Dies geschah auf zweifache Weise: Einerseits können wir davon ausgehen, dass es hauptsächlich die Haushalte des Clusters 2.4 waren, die eine bewusste Geburtenkontrolle durchführten, andererseits musste scharf kalkuliert und an anderer Stelle gespart werden. Bei einer Betrachtung der Kinderzahl in verschiedenen Clustern (siehe Tab. A.33 im Anhang)63 weist allein dieser Cluster weniger als zwei Kinder pro Haushalt auf. Und dies kommt nicht durch eine Verzerrung aufgrund einer übermäßigen Zahl kinderloser Haushalte zustande: Vier von fünf Haushalten haben tatsächlich Nachwuchs. Es liegt vielmehr an der geringeren Zahl von Kindern pro Haushalt: fast 57% aller Haushalte haben maximal zwei Kinder, nur 24% haben mehr Kinder, wobei sehr große Familien mit mehr als sieben Kindern gar nicht vorkommen. Zusätzlich mussten die Haushalte des Clusters 2.4 Sparmaßnahmen unternehmen, um ihre auf Prestigegewinn angelegten Wohnungsausgaben zu finanzieren. Die größten Sparanstrengungen erkennt man am Nahrungsbudget. Die Ausgaben für Nahrungs- und Genussmittel liegen mit 814 Mark absolut sogar unterhalb derjenigen des Clusters 2.1, der sich mit durchschnittlich 857 Mark auf dem oben näher beschriebenen traurigen Niveau ernährte. Die tatsächlichen Ernährungsverhältnisse im Cluster 2.4 waren jedoch trotz dieses Befundes mit Sicherheit bei weitem nicht so ärmlich. Dies lässt sich daran erkennen, dass genügend Geld vorhanden war, mehr für die kostspieligere tierische Nahrung auszugeben, als für die billigere pflanzliche. Grund hierfür ist tatsächlich die unterstellte Geburtenkontrolle. Vergleicht man nämlich einmal die Ernährungsausgaben pro Kopf miteinander, finden wir den Cluster 2.4 mit 293 Mark Ernährungsausgaben pro Kopf eher auf dem Ernährungslevel des Clusters 2.3 mit 309 Mark, die Haushalte des Cluster 2.1 gaben dagegen erheblich weniger (258 Mark/Kopf), die des Clusters 3 spürbar mehr (346 Mark/Kopf) für ihre Ernährung aus.64 Dementsprechend einfach wird die Alltagskost der hier versammelten Haushalte gewesen sein. Wir können sie uns wohl als „Hausmannskost“ vorstellen, Eintopfgerichte dürften die Mahlzeiten dominiert haben, einen Braten teuren guten Fleisches gab es wohl nur sonntags.65 Die Haushalte des Clusters 2.4 beschieden sich also mit einem eher einfachen Nahrungskonsum, um sich eine Wohnung leisten zu können, die dem von ihnen angestrebten gesellschaftlichen Status entsprach, die sie also als „standesgemäß“ empfanden. Es erscheint also plausibel, ihr Konsummuster aufgrund dieses Verhaltens als „Statusorientierten Konsum“ zu bezeichnen. 63 64

65

Siehe S. 342. Hierfür wurden die Haushaltsmitglieder nach dem folgenden einfachen Schema gewichtet: Ehemann 1,0, Ehefrau, Kinder über 14 Jahren und sonstige Personen im Haushalt 0,75, Kinder unter 14 Jahren 0,5. Für die hier angestrebte Überschlagsrechnung kann diese grobe Berechnungsweise akzeptiert werden, zumal sie dem „Ritzmann-Schema“, einem zeitgenössischen Gewichtungsschema, das aufgrund ernährungsphysiologischer Forschungen speziell für den Nahrungskonsum entwickelt worden war, recht nahe kommt (Vgl. Triebel (1991a), S. 108). Vgl. Pierenkemper (1991a), S. 171.

237 Abbildung 7.5: Konsumstrukturen der Haushalte in Cluster 4

Ausgabengruppen

1

Anteil an Durchschnittliche Anzahl der Ausgaben bzw. Anteile der jeweiligen an den gültigen OberGesamtausgaben Fälle kategorie (n ) [Mark] Anteil [%] [%] 2

3

4

5

Nahrungs- und Genussmittel

124

2.327,13

30,36

100,00

Wohnung

124

1.637,80

21,37

100,00

Kleidung

124

751,54

9,80

Körperpflege und Gesundheit Kultur, geistige Betätigung Freizeit und Vergnügen Steuern und Versicherungen Sonstige Ausgaben

121 119 116 124 123

159,49 324,12 533,33 598,83 1.333,26

2,08 4,23 6,96 7,81 17,39

Gesamt

124

7.665,49

100,00

davon: Tierische Nahrungsmittel Pflanzliche Nahrungsmittel Getränke Genussmittel davon: Heizung und Beleuchtung Übrige Ausgaben für Wohnen

57 57 57 69

111 111

1.063,51 739,63 298,78 225,20

250,58 1.387,22

13,87 9,65 3,90 2,94

3,27 18,10

17,39%

45,70 31,78 12,84 9,68

15,30 84,70

30,36% 7,81%

6,96% 4,23% 2,08% 9,80%

21,37%

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

Die Haushalte des Clusters 2.4 scheinen also einem Konsum zugestrebt zu haben, wie ihn die Haushalte des Clusters 3 pflegten. Deren Konsummuster haben wir als „bescheidenwohlständisch“ bezeichnet. Diese Haushalte konsumieren ähnlich wie die zuvor beschriebenen, jedoch spiegeln ihre Budgets weniger den Drang wider, durch Konsumausgaben, die eine repräsentative Wirkung erzielen sollten, mehr gesellschaftliches Prestige zu gewinnen. Anders verhalten sich dagegen wiederum die Haushalte des Clusters 4 (siehe Abb. 7.5). Wenn der bescheiden-wohlständische Konsum das Ziel war, das die statusorientiert konsumierenden Haushalte des Cluster 2.4 vor Augen hatten, so hatten die erheblich begüterteren Haushalte des Clusters 4 dieses Niveau hinter sich gelassen. Mit diesem Konsummuster betrachten wir Haushalte, die sich wiederum an der gesellschaftlich nächst höher gelegenen Klasse orientierten, und wir können ergänzen, die es sich aufgrund ihres höheren Einkommens (im Durchschnitt 8.255 Mark – mehr als das Doppelte des Clusters 3 und mehr als dreieinhalb mal soviel wie Cluster 2.4) auch leisten konnten. Für die dort versammelten Haushalte – 41% waren von ihrer berufständischen Zugehörigkeit oberhalb des mittleren Beamtentums angesiedelt – lag die Messlatte des standesgemäßen Konsums höher: ihre Referenz war der Konsum der großbürgerlichen Haushalte wie wir sie in den Clustern 7, 8 und 9 finden. Diese Interpretation lässt sich durch die Tatsache stützen, dass sich die folgenden Ausgabeposten, die alle zur Demonstration eines gehobenen Lebensstils geeignet erscheinen, verglichen mit dem Niveau des Clusters 3 stärker erhöhen als das Gesamtbudget, insofern also überdurchschnittlich zunehmen:

238 Freizeit und Vergnügen Kultur, geistige Betätigung Hausrat etc. Miete Sonstige Ausgaben (inkl. Dienstboten)

+ 328% + 313% + 294% + 159% + 152%

Gesamtbudget

+ 126%

Die Ausgaben für Nahrungsmittel und Körperpflege, die eindeutig dem häuslichprivaten Bereich zugeordnet werden können, nehmen ebenso wie die Ausgaben für Kleidung dagegen unterdurchschnittlich zu,66 insofern stützt dieses Ergebnis die These, dass die auf ihr gesellschaftliches Ansehen und auf standesgemäßes Gebaren bedachten Haushalte besonders dort ein hohes Konsumniveau aufweisen, wo eine Ausgabe öffentlich wahrnehmbar wird, wo man sich also sichtlich vom kleinbürgerlichen bescheidenen Wohlstand der Haushalte des Clusters 3 abgrenzen kann. Auf der anderen Seite wird jedoch im privaten Rahmen, bei den Ausgaben, die nach außen nicht sichtbar sind, gespart.67 Wir stellen also fest, dass W IERLINGs Vorstellung vom „gespaltenen Konsum“ wohl für viele Haushalte des Clusters 4 zutreffend gewesen sein dürfte. Gleichzeitig weist dieses Konsummuster zwei neue Facetten auf, die für die meisten der stärker eingeschränkten Haushalte unerschwinglich gewesen sein dürften. Zum einen können wir davon ausgehen, dass mit großer Wahrscheinlichkeit im Selbstverständnis dieser Haushalte das Halten von Dienstboten zum guten Ton gehörte. Dies gilt es im Weiteren zu überprüfen. Zum anderen kann man ebenso vermuten, dass für diejenigen Haushalte unter ihnen, die sich bereits als Teil der besseren Gesellschaft begriffen (oder die sich zumindest als ihr zugehörig gerieren wollten, indem sie dem Lebensstil der Begüterteren nacheiferten) das Aussprechen kostspieliger Einladungen zur statusimmanenten Konvention gehörte. Wir können an dieser Stelle also durchaus von demonstrativem Konsum im V EBLEN’schen Sinne sprechen – ein Motiv der hier und im weitern Verlauf beschriebenen Konsummuster der „feinen Leute“, oder derjenigen, die sich dafür hielten.68 Bei M EYER und P IERENKEMPER finden sich die Anstrengungen, die für vergleichsweise einkommensschwache Haushalte erforderlich waren, um ein standesgemäßes Diner zu 66

67 68

Auf den ersten Blick mag das unterdurchschnittliche Wachstum der Kleidungsausgaben verwundern, schließlich kann Kleidung durchaus auch repräsentative Zwecke erfüllen. Dieser scheinbare Widerspruch lässt sich auflösen mit dem Hinweis, dass unsere Rubrik Kleidung nicht allein die durchaus prestigeträchtige Oberbekleidung enthält, sondern auch Leibwäsche und sonstige Textilien, die eher, vergleichbar mit der Nahrung, zur privaten Sphäre gehören. Außerdem belegen auch andere historische Studien, dass bürgerliche Haushalte ihre Bekleidungsausgaben gerade nicht in demonstrativer Absicht über Gebühr steigerten (Siehe Triebel (1991b), S. 308–328, hier vor allem: S. 320), was wiederum mit unserem oben errechneten Ergebnis harmoniert, dass Bekleidungsausgaben anders als Wohnungsausgaben allgemein eine Einkommenselastizität von unter eins aufweisen, also grundsätzlich weniger stark steigen als das verfügbare Budget (siehe Abschnitt 5.2., besonders Tab. 5.3, 180). Vgl. hierzu Wierling (1987), S. 286 und S. 290–298. Veblen (1997), S. 79–86.

239 geben, recht anschaulich beschrieben. Die Wohnung musste umgeräumt werden, wo das vorhandene Service oder Besteck nicht ausreichte, musste es geliehen werden, Lohndiener wurden angeheuert, um die Gäste zu bedienen.69 Auch in unseren Quellen finden sich vereinzelt Hinweise auf diese Bewirtungen der Konvention halber, die Margarethe F REU DENTHAL mit Bezug auf den Haushalt eines höheren Beamten als „Muß-Geselligkeit“ bezeichnete.70 Die Beschreibung dieses Haushaltes geht auf eine der Töchter des Haushaltsvorstandes zurück, die den Namen ihres Vaters mit „O.“ anonymisierte.71 Für das Jahr 1862, als dieser Beamte seine Stellung in Berlin antrat, beschreibt die Tochter ihn als „völlig mittellosen Beamten mit vier Kindern unter 10 Jahren“.72 Wenngleich diese Charakterisierung ihrer subjektiven Einschätzung sicherlich entsprach, erscheint sie im Vergleich zu den hier bereits beschriebenen Lebensverhältnissen wirklich mittelloser Haushalte recht tiefstaplerisch. Wie dem auch sei – der Beamte O. versuchte jedenfalls, die Ausgaben für solche gezwungenermaßen erforderlichen Einladungen, er sprach im Schnitt eine pro Jahr aus, möglichst gering zu halten. Bei der teuersten im Jahr 1867 kosteten die den zwölf Gästen aufgetischten Speisen 21 Mark – hinzu kam der Wein, dessen Kosten unsere Quelle nicht beziffert. „Zweifellos war also die Aufnahme der Gäste eine bescheidene“ und hätten als Beweis seiner „dürftigen Vermögenslage“ aufgefasst werden können, urteilte die Autorin. Diese Vermeidung der in anderen Haushalten offensichtlich üblichen exorbitanten Ausgaben haben jedoch für den Haushaltsvorstand gewisse gesellschaftliche Konsequenzen gehabt, wie sie schreibt: „Allerdings war damit eine gewisse Enge seines Verkehrskreises gegeben. Dem Umgang mit Familien, deren Lebenshaltung auf einer wesentlich höheren Stufe stand als die seine, hat O. sich stets entzogen, auch wenn man mit der ausdrücklichen Bitte um Verkehr an ihn herantrat.“73 Zur weiteren Differenzierung der drei Konsummuster des gehobenen Konsums wollen wir uns nun mit der oben bereits angeklungenen Frage der Beschäftigung von Dienstboten befassen. Nach W IERLING finden wir in dieser nämlich ein wichtiges Kriterium für die Zugehörigkeit eines Haushalts zur „Gesellschaft der Bürgerlichen“. T ENFELDE geht darauf aufbauend gar so weit, die Beschäftigung mindestens eines Dienstmädchens zur Scheidelinie zwischen Kleinbürgertum und (Bildungs-) Bürgertum zu erheben.74 Diese Diskussion soll hier nicht geführt werden, aber eine kurze Untersuchung der Dienstbotenhaltung zeigt, dass hier deutliche Unterschiede zwischen den drei Konsummustern vorherrschen. Die 69 70 71

72 73 74

Siehe hierzu Pierenkemper (1991a), S. 171–175, Meyer (1983), S. 176–180. Freudenthal (1934), S. 151. Es handelt sich hierbei um den von Getrud H ERMES beschriebenen Haushalt ihres Vaters Ottomar H ERMES (1826–1893), den sie für die lange Zeit von 1859 bis 1890 darstellte. In der hier beschriebenen Lebensphase (in den Jahren 1863–1867) war der Familienvater in höherer beamteter Stellung in Berlin bedienstet (siehe hier und im Folgenden Hermes (1921), S. 64–92, besonders: S. 73–74). Dieser Haushalt wurde auch beschrieben und die Entwicklung seiner Ausgabenstruktur graphisch aufbereitet von Triebel (1983), S. 293–317. Hermes (1921), S. 66. Ebenda, S. 73. Siehe Wierling (1987), S. 286, Tenfelde (1997), S. 249.

240 Zahl der Dienstboten steigt mit dem Durchschnittseinkommen eines Konsummusters an: Leisteten sich von den Haushalten des Clusters 2.4 lediglich 13% Bedienstete, waren es im Cluster 3 bereits 24%, im Cluster 4 schließlich 94% aller Haushalte.75 Dieses Argument unterstützt die These von der Orientierung der Haushalte an der Lebensführung im jeweils höheren Konsummuster. Mit zunehmendem Einkommen, zunehmendem gesellschaftlichen Status, wie ihn der Berufsstand repräsentieren mag, und im Zuge einer Steigerung des Konsummusters hinsichtlich des Komforts nimmt die Zahl der beschäftigten Dienstboten zu. Die Frage nach der Bedeutung, die man der Dienstbotenhaltung beimessen möchte, also ob sich dieses Kriterium wirklich eignet, bürgerliche von kleinbürgerlichen Haushalten zu unterscheiden, muss hier aber unbeantwortet bleiben. Man kann davon ausgehen, dass sich irgendwo in den oben angedeuteten Nuancen des gehobenen Konsums der Übergang zwischen einer kleinbürgerlichen Lebensweise und einer originär bürgerlichen Lebensweise vollzieht. Insofern stellt der gesamte gehobene Konsum ein Übergangsphänomen dar. Dieser Konsumtyp trennt den grundbedarffixierten, den auf die existentiellen Dinge konzentrierten Konsum vom komfortablen Konsum, wie er hier bezeichnet wird. Dieser Begriff fasst Konsummuster zusammen, die endgültig den Zwängen der schieren Daseinserhaltung weitgehend entkommen sind. Als letzter Beleg für diese These mag ein Blick auf die unterschiedlichen Arten der Einkommensaufbringung dienen. Wenn man die Existenz von Vermögen als Chance versteht, Zukunftsrisiken zu minimieren und eine gewisse Sicherheit über die zukünftigen Konsummöglichkeiten zu erhalten, fällt vor allem dem Einnahmeposten „Sonstige Einnahmen“ eine entscheidende Bedeutung zu.76 Denn dahinter verbergen sich bei den hier betrachteten Clustern vor allem Einnahmen aus Vermögenswerten. Vergleicht man die drei hier zusammengefassten Cluster in dieser Hinsicht mit den Clustern 7 und 8,77 so stellt man fest, dass mit jedem Fortschritt im Konsum auch eine Zunahme der Häufigkeit von Kapitaleinkünften einhergeht, außerdem wachsen gleichzeitig die Summen der so im Mittel erzielten Einnahmen. Unter den Haushalten des Clusters 2.4 haben etwa 67% Einkünfte aus Vermögen (von durchschnittlich 218 Mark Höhe), dies steigert sich auf 70% der Haushalte in Cluster 3 (467 Mark) und ist mit 88% in Cluster 4 (1.707 Mark) am 75

76

77

Siehe Tab. A.34, S. 343 im Anhang. Die Variable ANDERE enthält – wie oben beschrieben – abgesehen von Dienstboten und Gesinde auch Verwandte, die im Haushalt wohnten (Näheres siehe Abschnitt 4.2.3., S. 116). Um solche handelt es sich zumeist bei den Familienfremden, wie die Übersicht für die Cluster 1 bis 2.3 ausgibt. Dass die durchschnittliche Anzahl für Cluster 2.4 doppelt so hoch ausfällt wie beim einkommensmäßig ähnlichsten Cluster 2.3, ist jedoch mit Sicherheit auf die zunehmende Zahl Bediensteter zurückzuführen. Zum Einfluss von Vermögensbildung auf die Entscheidung über gegenwärtigen und zukünftigen Konsum (bezogen auf die heutige Gesellschaft) siehe Silke Thiele, Das Vermögen privater Haushalte und dessen Einfluß auf die soziale Lage (Studien zur Haushaltsökonomie, Bd. 17), Frankfurt a. M. u. a. 1998 (zugl. Diss., Kiel 1997), vor allem S. 105–119. Der dort (S. 24–25) angesprochene Begriff des Humanvermögens ließe sich theoretisch auch für unsere Frage nutzen, wovon hier jedoch abgesehen werden soll. Siehe hierzu die Tab. A.21 – A.26, S. 334 – 336 im Anhang. Cluster 9 nimmt eine Sonderstellung ein und soll hier deshalb nicht behandelt werden.

241 höchsten.78 Dieser Trend setzt sich auch bei einem Blick in die Sphären des komfortablen Konsums fort. In Cluster 7 und 8 haben alle Haushalte Einkünfte aus Vermögen und zwar von beachtlicher Höhe (3.542 bzw. 11.442 Mark im Mittel). Hieraus lässt sich also der Zusammenhang ableiten, dass der Konsum umso komfortabler gestaltet werden kann, je planbarer und stabiler die Einkünfte sind. Ein Wort sei an dieser Stelle noch den Sonstigen Ausgaben gewidmet. Diese nehmen bei den Clustern 3 und 4 extrem hohe Werte an (für Cluster 4 liegen sie sogar über dem Durchschnittswert des erheblich einkommensstärkeren Clusters 7). Dies darf trotz des oben Geäußerten, nicht allein als Zeichen extremer Repräsentationsanstrengungen missdeutet werden. Vielmehr ist der Grund für diese hohen Beträge das Vorhandensein einer stattlichen Zahl gut situierter bäuerlicher Haushalte in diesen Clustern. Erkennbar auch an der verhältnismäßig häufig vorzufindenden Konstellation, dass kein Lohneinkommen des Familienvorstandes vorliegt – die Landwirte erzielten ihre hauptsächlichen Einnahmen aus dem Verkauf ihrer Produkte.79 Diese schrauben die Sonstigen Ausgaben in die Höhe, durch Kosten, die sich in der Gemengelage von bäuerlichem Haushalt und Betrieb nicht sinnvoll voneinader trennen ließen und deshalb in dieser Sammelkategorie gebucht wurden.80 Ein Versuch, diesen Einfluss grob zu ermitteln, zeigte aber, dass sich die hier geschilderten Verhältnisse der Cluster zueinander nicht wesentlich verändern.81

7.3. Komfortabler Konsumtypus Die Klage über den Mangel an Haushaltsrechnungen bessergestellter Haushalte ist wohl ebenso alt wie die Geschichte ihrer Bearbeitung selbst. So machte Wilhelm G ERLOFF darauf 1908 aufmerksam, indem er sich auf Ernst E NGELs diesbezügliche Klagen berief und resigniert bemerkte, dass sich an dieser Lage bis in seine Tage nichts geändert habe.82 Einige wenige zusätzliche Haushaltsrechnungen, die in den letzten hundert Jahren nutzbar 78 79 80 81

82

Verwendet man die Median- anstatt der Mittelwerte zur Bestimmung der durchschnittlichen Höhe, fallen zwar alle Einnahmebeträge kleiner aus, die Tendenz bleibt jedoch gewahrt. Siehe Tab. A.22 und Tab. A.23, S. 334–335 im Anhang Siehe hierzu ausführlicher Abschnitt 4.2.6., S. 145. Durch die Erwerbskosten dieser landwirtschaftlich oder heimgewerblich tätigen Hauswirtschaften ist der Anteil der sonstigen Ausgaben in sämtlichen „unteren“ Clustern 1 bis 4 erhöht, die Verhältnisse zwischen diesen Clustern bleiben jedoch gewahrt. Einzig zwischen den Clustern 4 und 7 ergäbe sich – das zeigt eine grobe Überschlagsrechnung – eine deutliche Veränderung: Die Sonstigen Ausgaben des Clusters 4 liegen unter Ausschluss der bäuerlichen Haushalte knapp unter denen des Clusters 7, was jedoch die hier getroffenen Aussagen zu diesen Clustern nicht in ihrer Substanz berührt. Eine Korrektur erscheint nicht sinnvoll, denn das Vorhandensein bäuerlicher Haushalte in diesen Clustern erscheint als Ausdruck der gesellschaftlichen Realität. Insofern dient dieser Hinweis lediglich dazu, Fehlschlüsse zu vermeiden, die der in dieser Hinsicht ungünstige Zuschnitt der Variablen SONSTAUS zulassen könnte. Wilhelm Gerloff, Verbrauch und Verbrauchsbelastung kleiner und mittlerer Einkommen in Deutschland um die Wende des 19. Jahrhunderts. Eine konsum- und finanzstatistische Untersuchung, in: Jahrbücher für Nationalökonomie und Statistik, 3. Folge Bd. 35 = Bd. 90 (1908b), S. 1–44 und S. 145–172, hier: S. 7. Er spielte hierbei wahrscheinlich auf Engel (1895), S. 13 an. Vgl. hierzu auch Kapitel 3., S. 65.

242 gemacht werden konnten und die nunmehr den Quellenbestand zum bürgerlichen Konsum erweitern, haben an diesem Umstand nur wenig ändern können. Daher ist die Quellenbasis, die uns zur Beschreibung des „Komfortablen Konsums“ zur Verfügung steht, erheblich dünner als es bei den vorher beschriebenen Konsummustern der Fall war. Tatsächlich ist sie sogar noch schmaler als es auf den ersten Eindruck scheint. Rechnen wir alle drei Cluster zusammen, besitzen wir insgesamt 89 Haushaltsbudges, diese stammen jedoch von nur elf unterschiedlichen Haushalten. Denn die Quellen zur Konsumtion bessergestellter Haushalte speisen sich häufig aus mehrjährig geführten Haushaltsbüchern ein und desselben Haushalts, d. h. sie liefern uns zwar viele Haushaltsrechnungen, die aber nur einem einzigen Haushalt entstammen. Aufgefächert bedeutet das, dass wir uns zur Beschreibung des Konsummusters des Clusters 7, der sich aus 55 Fällen, also Haushaltsrechnungen, zusammensetzt, mitnichten auf die Wirtschaftsführungen von über 50 Haushalten berufen, sondern nur auf die von zehn Haushalten. Die 19 Haushaltsrechnungen in Cluster 8 entstanden in fünf verschiedenen Haushalten, die 15 des Clusters 9 lediglich in zweien. Dass die Summe dieser Haushalte nicht größer als elf ist, liegt an einigen Haushalten, die in dem einen Jahr dem einen Konsummuster entsprachen, im zweiten Jahr dem anderen, so dass sie in obiger Aufzählung mehrfach auftauchen.83 Aus diesem Grund soll der Cluster 9 an dieser Stelle nicht als eigenes Konsummuster dargestellt werden. Eingedenk der Ergebnisse jener oben durchgeführten statistischen Analysen und der Tatsache, dass die übrigen Haushaltsrechnungen der beiden Haushalte, die den Cluster speisen, ansonsten zu großen Teilen in Cluster 7 zu finden sind, soll Cluster 9 als eine einkommensstärkere Spielart des in Cluster 7 geführten Konsummusters aufgefasst und mit diesem zusammen beschrieben werden.84 Dieses Konsummuster soll als „Bildungsbeflissener Konsum“ bezeichnet werden. Das zweite Konsummuster, das wir im Rahmen des Komfortablen Konsumtypus’ ausmachen können und gesondert beschreiben wollen, wollen wir „Freizeitbezogenen Konsum“ benennen. Es umfasst die Haushalte des Clusters 8. 83

84

Dabei handelt es sich um die Haushalte eines höheren bzw. schließlich hohen Beamten, der über 31 Jahre Buch führte, so dass wir seinen steten gesellschaftlichen Aufstieg zwischen 1859 und 1889 verfolgen können, seine Budgets tauchen nämlich nacheinander in den Clustern 3, 4, 7 und 9 auf (QUELLE 40, Hermes (1921)). Gleiches gilt für einen Richterhaushalt, dessen originale Haushaltsbücher für die Jahre 1890 bis 1912 und 1914 sich im Stadtarchiv Köln erhalten haben. Dieser begann konsumptiv ebenfalls in Cluster 4, stieg über Cluster 7 in Cluster 8 auf, mit einem einjährigen Ausflug in Cluster 9 (QUELLE 157, Historisches Archiv der Stadt Köln, Bestand 1099, Nachlass Hans Stiehl). Entgegengesetzt entwickelte sich der Haushalt eines Kaufmannes bzw. seiner Witwe, deren Aufzeichnungen 1878 beginnen und über 36 Jahre bis 1913 reichen. Dieser Haushalt konsumierte zunächst entsprechend den Mustern des Clusters 9, einmal findet er sich auch in Cluster 8 wieder, nach dem Tod des Familienvorstandes rutschte er dauerhaft in Cluster 7 (QUELLE 146, May (1915)). Zum Ergebnis der S CHEFFÉ -Analyse, die ergab, dass das von den Haushalten in Cluster 9 gepflegte Konsummuster zwischen denen der Cluster 7 und 8 anzusiedeln ist, siehe Abschnitt 6.1.4.2., S. 197ff. Die spätere Bildung der Unähnlichkeitsmatrix zwischen den Clustern ergab für die Cluster 7 und 9 die niedrigste Unähnlichkeit unter den dreien – weshalb sie in der Kategorisierung der Cluster auch früher miteinander als mit Cluster 8 vereinigt wurden (siehe Tab. 6.5, S. 207 bzw. Abb. 6.3, S. 209).

243 Bei den beiden folgenden Beschreibungen sollte aber nicht außer Acht gelassen werden, dass sie mit Sicherheit stärker von subjektiven, schwer kategorisierbaren Besonderheiten der einzelnen Haushalte geprägt sind, aus denen die Haushaltsrechnungen stammen; in diesem Sinne muss man den folgenden Beschreibungen eine geringere Reichweite zubilligen als den vorherigen, die alle auf sichereren Fundamenten ruhen. Gleichwohl erscheinen die erkennbaren Tendenzen hinreichend valide, um Aussagen treffen zu können – schließlich bezieht sich diese Analyse auf eine größere Zahl von Haushalten als alle bisherigen Beschreibungen des großbürgerlichen Konsumverhaltens.85

7.3.1. Bildungsbeflissener Konsum (Cluster 7 und 9) Um direkt mit dem wesentlichen Erkennungsmerkmal des hier zu beschreibenden Konsummusters zu beginnen: Es unterscheidet sich von allen übrigen Haushalten durch den großen Teil an Ausgaben für Bildung, Kultur und schöngeistige Zwecke. Ganze 14% ihres Einkommens können die Haushalte des Cluster 7 dafür erübrigen, im Cluster 9 sind es gar 20%. Dahinter verbergen sich hauptsächlich Kosten für die Ausbildung der Kinder, wobei Ausbildung zunächst einmal den Besuch einer höheren Schule wie Realschule, Gymnasium oder Lyzeum meint sowie bei vielen Haushalten die Unterstützung der Kinder während eines akademischen Studiums. Als Beispiel mag hier der Haushalt eines Richters dienen, der zur betreffenden Zeit am Oberlandesgericht Köln beschäftigt war.86 An diesem Haushalt lässt sich gut ermessen, welch großes Gewicht einer soliden Schulausbildung der Kinder (übrigens Jungen wie Mädchen) beigemessen wurde. Die höchsten Bildungsausgaben weist dieser Haushalt in den Jahren auf, da alle drei Kinder die weiterführende Schule besuchen, teilweise in kostspieligen Internaten. Im Jahr 1909 machen allein die Kosten für die Schulausbildung mit fast 2.500 Mark über 15% der Gesamtausgaben aus. 1910 steigen sie noch einmal leicht an, so dass es nicht verwundert, dass der Haushalt in diesem Jahr von Cluster 7 in Cluster 9 wechselt. Danach fallen die Bildungskosten ab, da der älteste Sohn die Schule verlässt und an die Universität wechselt.87 Die übrigen Kosten des Bildungsbereichs fallen für Bücher, Zeitungen, Schreibmaterial etc. an, die 85

86

87

Zumeist dienten wenige Haushalte als Beschreibungsgrundlage, etwa bei Freudenthal (1934), die ihre – allerdings sehr detaillierte – Beschreibung großbürgerlicher Lebensführung auf fünf Familien aufbaute. Noch geringer erscheint die verwendete Quellenbasis bei Landau (1990), S. 64–74, dem für die quantitative Beschreibung bürgerlichen Konsumverhaltens die Zahlen zweier Haushalte zu genügen scheinen. Mit annähernd demselben Quellenfundus wie hier operierte P IERENKEMPER, dessen hohe Fallzahlen dementsprechend ebenfalls auf mehrjährig geführte Haushaltsbücher ein und derselben Familie zurückzuführen sind (Pierenkemper (1991a), S. 166). Siehe hierzu auch S. 76, Anm. 53. Indirekt bezieht sich diese Bemerkung auch auf Tenfelde (1997), dessen Ausführungen größtenteils auf P IERENKEMPERs Erörterungen fußen. Für einen kurzen Abriss des Lebens dieses Richters, dessen Haushaltsbücher im Kölner Stadtarchiv bis in unsere Tage überdauert haben (HAK, Bestand 1099, Nachlass Stiehl (1891-1914)) siehe die Beschreibung dieser Quelle im Anhang, S. 435–436. Anzufügen sei hier noch, dass der jüngere Sohn dieses Hauses nicht studierte, sondern eine kaufmännische Ausbildung absolvierte.

244 Abbildung 7.6: Konsumstrukturen der Haushalte in Cluster 7 und 9 Cluster 7

Ausgabengruppen

1

Anteil an Durchschnittliche Anzahl der Ausgaben bzw. Anteile der jeweiligen an den gültigen OberGesamtausgaben Fälle kategorie (n ) [Mark] Anteil [%] [%] 2

3

4

5

Nahrungs- und Genussmittel

55

3.231,97

26,58

100,00

Wohnung

55

2.648,81

21,78

100,00

Kleidung

55

1.038,45

8,54

Körperpflege und Gesundheit Kultur, geistige Betätigung Freizeit und Vergnügen Steuern und Versicherungen Sonstige Ausgaben

55 55 55 55 55

293,27 1.638,01 1.487,48 827,42 993,76

2,41 13,47 12,23 6,80 8,17

Gesamt

55

12.159,18

100,00

davon: Tierische Nahrungsmittel Pflanzliche Nahrungsmittel Getränke Genussmittel davon: Heizung und Beleuchtung Übrige Ausgaben für Wohnen

28 28 28 35 43 43

1.757,37 889,18 351,27 234,16

406,17 2.242,65

14,45 7,31 2,89 1,93

3,34 18,44

8,17%

54,37 27,51 10,87 7,24

6,80%

26,58%

12,23%

15,33 84,67

13,47% 21,78% 2,41%

8,54%

Cluster 9

Ausgabengruppen

1

Anteil an Durchschnittliche Anzahl der Ausgaben bzw. Anteile der jeweiligen an den gültigen OberGesamtausgaben Fälle kategorie (n ) [Mark] Anteil [%] [%] 2

3

4

15

3.386,32

17,76

100,00

Wohnung

15

3.469,46

18,20

100,00

davon: Heizung und Beleuchtung Übrige Ausgaben für Wohnen

0 0 0 1

15 15

. . . 399,73

611,51 2.857,95

. . . 2,10

3,21 14,99

Kleidung

15

1.091,00

5,72

Körperpflege und Gesundheit Kultur, geistige Betätigung Freizeit und Vergnügen Steuern und Versicherungen Sonstige Ausgaben

15 15 15 15 15

244,98 3.710,77 1.043,60 1.637,40 4.479,61

1,29 19,47 5,47 8,59 23,50

Gesamt

15

19.063,15

100,00

17,76%

5

Nahrungs- und Genussmittel

davon: Tierische Nahrungsmittel Pflanzliche Nahrungsmittel Getränke Genussmittel

23,50%

. . . 11,80

17,63 82,37

18,20%

8,59% 5,47%

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

5,72% 19,47%

1,29%

245 konstant etwa zwei Prozent des Budgets ausmachen. Andere Haushalte der beiden Cluster unterstützen den Eindruck, dass die Ausbildungskosten für die Kinder den Löwenanteil der Kulturausgaben bilden – und dass die Ausbildungskosten für die höhere Schule die vergleichsweise höchsten waren, sowohl die Volksschul- als auch die Universitätsausbildung schlugen weniger stark zu Buche.88 Selbiges lässt sich sowohl für den Haushalt eines höheren juristischen Beamten aus dem Berlin der 1890er Jahre vermelden, dessen drei Söhne allesamt das Gymnasium besuchten und danach Medizin studierten und dessen Tochter immerhin auch die weiterführende Schule besuchte,89 als auch für einen anderen höheren Beamten aus Süddeutschland, dessen vier Kinder (ein Sohn, drei Töchter) allesamt Gymnasien besuchten, um danach entweder die Offizierslaufbahn einzuschlagen, Medizin zu studieren oder „eine künstlerische Laufbahn“ einzuschlagen.90 Eine ähnliche Schulausbildung erhielten die fünf Kinder des oben bereits erwähnten Beamten O. bereits in den 1860er bis 1880er Jahren. Die drei Söhne besuchten in Berlin das humanistische Gymnasium, die beiden Töchter eine private höhere Mädchenschule. Für die Söhne schloss sich ein Studium an (zwei studierten Jura, der dritte Forstwirtschaftslehre) und die jüngere der Töchter besuchte ab 1890 das Lehrerinnenseminar.91 Der Vater habe – so beschreibt die Verfasserin, besagte jüngere Tochter des Hausherren O., – in der Angst, den Töchtern keine adäquate Mitgift für eine standesgemäße Ehe bieten zu können, in der Bildung den Ausweg aus dieser Misere gesehen. Damit habe er ein in wilhelminischer Zeit sehr modernes Verständnis für Mädchenbildung vertreten, das seinerzeit noch „als Emanzipiertheit verpönt war.“92 Ergänzend muss noch hinzugefügt werden, dass Bildung und Kultur in den von uns untersuchten Haushalten nicht allein dem instrumentellen Zweck des Erwerbs beruflicher Qualifikationen dienten, sondern auch eine schöngeistige Seite besaßen. Als Ausdruck dieses bei KOCKA als dem „Spielerisch-Überflüssig-Zwecklosen“93 bezeichneten Aspekt bürgerlicher Bildung und Kultur kann etwa die musikalische Ausbildung der Kinder verstanden werden. In dem von uns näher verfolgten Beamtenhaushalt wurden in 88

89 90 91 92

93

Dieses erscheint für die Volksschule direkt einleuchtend. Für die Hochschulausbildung lässt es sich nur dann logisch begründen, wenn man davon ausgeht, dass die Kosten für die monatlichen Wechsel, die der elterliche Haushalt dem studierenden Sprössling zukommen ließen, um Unterkunft und Verpflegung zu bezahlen, nicht den Bildungsausgaben zugeschlagen, sondern häufig wohl unter Sonstiges verbucht wurden. Meyer-Pollack (1915), S. 55–57. Ehrenberg (1907), S. 319–320. Hermes (1921), S. 80–84 und S. 277–282. Dieser Haushalt taucht für die Jahre 1872 bis 1875 in Cluster 7 auf sowie zwischen 1876 und 1889 in Cluster 9. Ebenda, S. 281. Vergleiche zur Vorstellung von Bildung im Bürgertum des Kaiserreichs im Allgemeinen und zur Mädchenbildung im Besonderen Peter Lundgreen, Bildung und Bürgertum, in: Derselbe (Hrsg.), Sozial- und Kulturgeschichte des Bürgertums. Eine Bilanz des Bielefelder Sonderforschungsbereichs (1986–1997), Göttingen 2000, S. 173–194, hier: S. 193. Siehe Jürgen Kocka, Bürgertum und bürgerliche Gesellschaft im 19. Jahrhundert. Europäische Entwicklungen und deutsche Eigenarten, in: Derselbe (Hrsg.), Bürgertum im 19. Jahrhundert. Deutschland im europäischen Vergleich. Bd. 1, München 1988, S. 11–76, hier: S. 30–31 und auch Ders., Bildungsbürgertum - Gesellschaftliche Formation oder Historikerkonstrukt? in: Derselbe (Hrsg.), Bildungsbürgertum im 19. Jahrhundert, Bd. IV: Politischer Einfluß und gesellschaftliche Formation, Stuttgart 1989, S. 9–20, hier: S. 18.

246 den Jahren 1867 bis 1889 nicht weniger als 4.806 Mark für Klavier- oder Violinstunden und Gesangsunterricht ausgegeben – „ohne daß eine berufliche Ausbildung in der Musik stattgefunden hätte“, wie unsere Quelle betont.94 Auch ansonsten macht das Konsummuster, das die Cluster 7 und 9 auszeichnet, der Bezeichnung „komfortabel“ alle Ehre. Offensichtlich haben wir es auch in diesen beiden Clustern mit einem Nahrungsstandard zu tun, der einem standesgemäßen Lebenswandel Rechnung trug: Die absoluten Ausgaben für Nahrungs- und Genussmittel lagen bei beiden Clustern mit 3.232 Mark und 3.386 Mark im Jahr recht nahe beieinander und nahmen deshalb bei den einkommensschwächeren Haushalten des Clusters 7 knappe 27% des Budgets in Anspruch, bei den einkommensstärkeren des Clusters 9 dagegen weniger als 18%. Dabei beanspruchten die Ausgaben für tierische Nahrungsmittel mehr als die Hälfte des Budgets – eine Aussage allerdings, die nur für die Haushalte des Clusters 7 genau festzulegen ist, da für Cluster 9 die Aufschlüsselung in die verschiedenen Nahrungsmittelkategorien fehlt. Teilweise in den Nahrungsmitteln, teilweise in den Sonstigen Ausgaben verbergen sich in den Konsumstrukturen der beiden hier zusammengefassten Cluster wie auch im dritten „komfortablen“ Cluster 8 die Kosten für Festlichkeiten, die – vertraut man den Angaben unserer Quellen – den Rahmen, von dem man bei den Haushalten des Clusters 4 ausgehen kann, weit überstiegen. Es scheint sich also zu bestätigen, dass die hier versammelten Haushalte die Art von Konsum an den Tag legten, dem die in Cluster 4 versammelten Haushalte zustrebten. Nehmen wir wieder den Beamtenhaushalt des O. als Beispiel, der zu Beginn seiner beruflichen Karriere – seine Haushaltsführung zu jener Zeit entsprach unserem Cluster 4 – noch versucht hatte, die Kosten für Abendeinladungen niedrig zu halten. Auch dieser Beamte beteiligte sich mit steigendem Wohlstand (das folgende Zitat bezieht sich auf die Jahre 1879–1889) zunehmend an der Sitte kostspieliger Festivitäten, wie sie in seiner Stellung üblich waren, an denen er teilnahm oder die er ausrichtete:95 „Das regelmäßigste große Festessen war des Kaisers Geburtstagsdiner, an dem alle höheren Beamten der Behörde, der Bürovorsteher und einige der Behörde nahestehenden Persönlichkeiten, im ganzen einige 20 Personen, teilnahmen. Es kostete 230–280 M. (hier wie im folgenden ohne Weine). Außerdem fand meist einmal im Jahr ein Diner für Herren und Damen statt, dessen Kosten 120–260 M. betrugen. Ergänzend gab man je nach Bedarf eine oder zwei schlichtere Gesellschaften jährlich, meist Abendgesellschaften, deren Kosten zwischen 100 und 200 M. schwankten. So wurden 1881 für eine Abendgesellschaft von 50 Personen 178 M. ausgegeben.“96 Einem solchen Aufwand für gesellschaftlich repräsentative Anlässe mussten natürlich auch die Wohnungen der Haushalte entsprechen. Und so wuchs der Wohnraum dieses Haushalts mit seinem gesellschaftlichen Aufstieg: 1873 bezog die Familie eine 7-Zimmer94 95 96

Hermes (1921), S. 81 und S. 281. Von Klavierstunden der Kinder berichtet auch Meyer-Pollack (1915), S. 56. Vgl. hierzu Pierenkemper (1991a), S. 171–173. Hermes (1921), S. 276–277.

247 Wohnung, die erstmals mit Gas- und Wasserleitungen ausgestattet war und somit einen großen Sprung im Wohnkomfort bedeutete. In dieser Zeit folgte der Haushalt der Konsumstruktur des Clusters 7 (dessen durchschnittlicher Aufwand für das Wohnen bei 2.649 Mark lag).97 Einige Jahre später, 1878, wurde O. zum hohen Beamten befördert und erhielt eine Dienstwohnung, die zu einem niedrigeren Mietpreis als die vorige eine Verdopplung der Zimmerzahl mit sich brachte. Um diese große Wohnung, die sich über zwei Etagen erstreckte und zusätzlich einen Garten und eine geräumige Veranda besaß, standesgemäß ausstatten zu können, wurden Möbel, schwere Vorhänge, Teppiche, silberne Bestecke, Gardinen und Ähnliches für nicht weniger als 5.724 Mark gekauft. Damit wurden allerdings nur drei Zimmer neu möbliert: „ein großes saalartiges Gesellschaftszimmer, ein Vorzimmer vor dem Arbeitsraum des Hausherrn sowie ein größeres Gastzimmer für zwei Personen.“98 Dies sei hier nur zitiert, um ein wenig zu illustrieren, wie man sich den Komfort vorzustellen hat, den Wohnungsausgaben von 3.469 Mark pro Jahr – so hoch lag der Durchschnitt des Clusters 9 – ermöglichten. Mit gestiegener Wohnungsgröße nahm auch die Zahl der Dienstboten zu, die zur Unterhaltung vonnöten war. Reichte für die Haushalte des Clusters 7 in 31% der Fälle ein Dienstmädchen aus, war dies nur noch in 7% der Haushalte des Clusters 9 der Fall; 93% beschäftigten zwei oder mehr Dienstboten. Eine weitere wesentliche Größe im Konsumverhalten der Haushalte, die dem „Bildungsbeflissenen Konsummuster“ zuneigen, ist das Reisen. Es machte einen Gutteil der Ausgaben für Freizeit und Vergnügen aus und stellt – zumindest im Cluster 7 – nach Nahrung, Wohnen und Bildung mit 12% den viertgrößten Posten dar. Ein tieferes Eindringen in die Quellen fördert zutage, dass es in einigen Familien durchaus üblich war, mit den Kindern regelmäßig in eine dreiwöchige Sommerfrische zu fahren, die zwischen 500 und 1.000 Mark kostete.99 Nicht selten besuchte man zur Erholung Verwandte auf dem Lande, wobei die Familie häufig nicht geschlossen in den Urlaub fuhr, sondern der Hausherr für sich oder die Mutter alleine mit ihren Kindern.100 Reisen waren also in den hier beschriebenen Haushalten nicht unüblich; sie hielten sich allerdings, das sollte man im Hinblick auf den zum Vergleich stehenden Cluster 8 im Auge behalten, prinzipiell in einem gewissen Rahmen. Für den Kleidungsaufwand gilt dasselbe, was zu den Nahrungsausgaben gesagt wurde. In Absolutwerten unterschieden sich die Haushalte in den Clustern 7 und 9 kaum (1.038 bzw. 1.091 Mark pro Jahr), was wiederum das Ausgabebudget – dem unterschiedlichen Einkommensniveau geschuldet – verschieden stark belastete: 9% ihres Gesamtbudgets gaben die Haushalte des „kleineren“ Clusters 7 aus, lediglich 6% die des Clusters 9. Besitz und Bildung nennt Manfred H ETTLING als die konstitutiven Momente von Bürgerlichkeit – neben den kulturellen und eher mentalitätsgeschichtlich erfassbaren ambi97 98 99 100

Hermes (1921), S. 67. Ebenda, S. 270–271. Meyer-Pollack (1915), S. 57–58 und A. Emminghaus, Zum Kapitel der Haushaltskosten, in: Jahrbücher für Nationalökonomie und Statistik, 3. Folge Bd. 28 = Bd. 83 (1904), Nr. 5, S. 650–661, hier: S. 657. Hermes (1921), S. 87, Meyer-Pollack (1915), S. 57–58 und Emminghaus (1904), S. 657.

248 valenten Kriterien Eigeninteresse und Gemeinsinn sowie Kreativität und Rationalität.101 Insofern entsprachen die Haushalte, die das hier vorgestellte Konsummuster – ja, hier scheint es statthaft zu sagen, den Konsumstil – pflegten, dem Idealtypus des gehobenen Bürgertums. Genauer könnte man sagen: des Bildungsbürgertums, wobei hier nicht auf die Diskussionen, welche Kriterien letztlich das Bildungsbürgertum konstituierten oder ob es als Beschreibung einer realen gesellschaftlichen Formation des Kaiserreichs überhaupt taugt, eingegangen werden soll.102 Jedenfalls haben wir es in den Clustern 7 und 9 (von einer Ausnahme abgesehen)103 mit akademisch gebildeten Haushaltsvorständen zu tun: Pfarrer, Höherer und Hoher Beamter, Baubeamter, und Oberlandesgerichtsrat lauten ihre Berufsbezeichnungen.104 Wir können also davon ausgehen, dass Bildung in diesen Familien nicht erst bei der Erziehung der Kinder eine Rolle gespielt hat, sondern bereits die berufliche Stellung der Familienvorstände darauf gründete. Bildung und Kultur besaßen einen großen Stellenwert im Familienleben dieser Haushalte, das erscheint als Essenz der Konsumstruktur dieser Haushalte evident und wird durch die ergänzenden Informationen aus den Quellen untermauert. Auch H ETTLINGs zweites Kriterium, das des Besitzes, trifft auf die in den Clustern 7 und 9 zu findenden Haushalte nur allzu gut zu. Wir erkennen das an den Einkommensquellen, aus denen sich der oben geschilderte komfortable Konsumstil finanziell speiste.105 Den überwiegenden Teil, etwa zwei Drittel, machten bei Cluster 7 die Einkünfte aus der Erwerbsarbeit des Haushaltsvorstandes aus, Einnahmen von Frau und Kindern kamen bei keinem Haushalt mehr vor, in geringem Ausmaß spielten Geschenke von Verwandten eine Rolle. Zusätzlich bezogen aber sämtliche Haushalte Einkünfte aus Vermögenswerten, dies waren häufig Staatspapiere und in einigen Fällen auch Aktien.106 Dabei sind diese Vermögensseinnahmen erheblich. Sie machen im Durchschnitt ein knappes Drittel der Gesamteinnahmen aus; anders ausgedrückt: sie stocken die Erwerbseinnahmen des 101

102 103

104

105 106

Manfred Hettling, Bürgerliche Kultur – Bürgerlichkeit als kulturelles System, in: Peter Lundgreen (Hrsg.), Sozial- und Kulturgeschichte des Bürgertums. Eine Bilanz des Bielefelder Sonderforschungsbereichs (1986–1997), Göttingen 2000, S. 319–339, hier: S. 325. Siehe hierzu den kritischen Beitrag Jürgen KOCKAs, in dem er den Begriff des Bildungsbürgertums eher in das Reich der Historikerkonstrukte verweist (Kocka (1989)). Es ist der Haushalt eines Hamburger Kaufmannes, den wir über 36 Jahre verfolgen können, dessen Konsum jedoch nur in einem einzigen Jahr dem Muster des Clusters 7 entspricht und ansonsten in Cluster 8 oder – nachdem der Tod des Verdieners den Haushalt zu einem bescheideneren Witwenhaushalt gemacht hatte – in Cluster 4 auftaucht (QUELLE 146, May (1915)). Hinzu kommen drei Haushalte, deren Haushaltsvorstände nur mit „Bürger“ bezeichnet sind, sie stammen aus unserer QUELLE 154. Da jedoch bekannt ist, dass eines der Budgets dasjenige des Verfassers selbst ist, der sich demonstrativ Dr. Karl nennt, sich also als promoviert zu erkennen gibt, und die übrigen beiden Budgets diejenigen „befreundeter Familien“ sind, kann mit Recht davon ausgegangen werden, dass auch sie aus akademischen Kreisen stammen (Karl (1889), S. 4). Siehe Tab. A.25, S. 335 im Anhang. Im Haushaltsbuch des Richters Stiehl für das Jahr 1901 findet sich eine Auflistung der zwischen 1889 und 1903 erworbenen Wertpapiere, was uns einen detaillierten Einblick in das Vermögensportfolio erlaubt: Es handelt sich um eine Mischung aus Pfandbriefen, Obligationen, Bank- und Industrieaktien (Siehe Historisches Archiv der Stadt Köln, Bestand 1099, Nachlass Hans Stiehl, Haushaltsbuch 1901, S. 95–96).

249 Haushaltsvorstandes etwa um die Hälfte auf. Eine Sonderstellung scheint hier Cluster 9 einzunehmen, der mit einer Ausnahme aus den Haushaltsrechnungen des von uns näher betrachteten Beamtenhaushaltes der Jahre 1876 bis 1889 besteht. Hier fanden Einkünfte aus Kapitalvermögen seit 1878 nur noch marginal statt. Jedoch lag das – hier kommt also das Problem der subjektiven Situation eines einzelnen Haushaltes besonders zum Tragen – nicht etwa daran, dass kein Vermögen bestanden hätte, vielmehr war das Gegenteil der Fall: Im Jahr 1878 legte Haushaltsvorstand O. sein erspartes Vermögen in einem Landgut von 1.500 Morgen bei Hoch-Redlau in Westpreußen an, das er fortan als ländliches Refugium nutzte, durchaus aber auch unter dem Gesichtspunkt der langfristigen Kapitalanlage erworben hat. Allerdings war dies eine Anlage, die keine Zinsen abwarf, und so in den Budgets nicht sichtbar wurde.107

7.3.2. Freizeitbezogener Konsum (Cluster 8) Der folgende Cluster 8 wird benannt nach seinem auffälligsten Merkmal, den hohen Ausgaben für Freizeit und Vergnügen. Diese nehmen im Schnitt die große Summe von

Abbildung 7.7: Konsumstrukturen der Haushalte in Cluster 8

Ausgabengruppen

1

Anteil an Durchschnittliche Anzahl der Ausgaben bzw. Anteile der jeweiligen an den gültigen OberGesamtausgaben Fälle kategorie (n ) [Mark] Anteil [%] [%] 2

3

4

5

Nahrungs- und Genussmittel

19

3.914,30

22,27

100,00

Wohnung

19

3.843,27

21,86

100,00

Kleidung

19

1.845,73

10,50

Körperpflege und Gesundheit Kultur, geistige Betätigung Freizeit und Vergnügen Steuern und Versicherungen Sonstige Ausgaben

18 19 19 18 19

403,58 787,64 2.149,24 478,04 4.157,61

2,30 4,48 12,23 2,72 23,65

Gesamt

19

17.579,41

100,00

davon: Tierische Nahrungsmittel Pflanzliche Nahrungsmittel Getränke Genussmittel davon: Heizung und Beleuchtung Übrige Ausgaben für Wohnen

5 5 5 9

19 19

1.943,56 1.333,85 237,68 399,22

499,84 3.343,43

11,06 7,59 1,35 2,27

2,84 19,02

23,65% 22,27%

49,65 34,08 6,07 10,20

2,72%

13,01 86,99

12,23%

21,86%

4,48% 2,30%

10,50%

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes 107

Siehe Hermes (1921), S. 268–269. Vgl. zu den näheren Informationen zu dem Landgut Triebel (1983), S. 293, Anm. 2.

250 2.149 Mark pro Jahr ein, was mit 12% zwar prozentual keinen größeren Anteil an den Gesamtausgaben bedeutet als beim Cluster 7, im Gesamtbild jedoch trotzdem heraussticht. Denn anders als bei den beiden Clustern des „Bildungsbeflissenen Konsummusters“ stehen den Freizeitausgaben hier keine noch höheren Bildungsaufwendungen gegenüber. Als weiteres Merkmal zeigt sich, dass sich die Aufwendungen für Steuern und Versicherungen auf einem erheblich niedrigeren Niveau bewegen als bei den beiden Vergleichsclustern. Sie betragen mit 478 Mark kaum mehr als die Hälfte dessen, was die Haushalte des Clusters 7 dafür aufwenden und sogar weniger als ein Drittel der diesbezüglichen Ausgaben des Clusters 9. Hingegen liegen die Ausgaben für Bekleidung sowohl prozentual als auch absolut auf dem höchsten Niveau der drei Vergleichscluster. Die Sonstigen Ausgaben stehen mit 24% auf einem Level mit denen des Clusters 9. Wie lassen sich diese Unterschiede der beiden Konsummuster erklären? Einen ersten Hinweis liefert uns die familiäre Zusammensetzung des Clusters. Die Haushalte in Cluster 8 weisen signifikant weniger Kinder auf als die in Cluster 7 und 9 (siehe Tab. A.33).108 Damit lassen sich ein Teil der Unterschiede erklären, jedoch bleiben auch die Bildungskosten je Kind für die Haushalte des „Bildungsbeflissenen Konsummusters“ signifikant höher. Einen zweiten Ansatzpunkt könnte die berufliche Zusammensetzung der Cluster liefern: anders als oben sind in diesem Cluster nämlich die originär bildungsbürgerlichen Haushalte in der Minderzahl. Sie treten lediglich in Erscheinung durch einen Hohen Beamten aus Halle an der Saale,109 über dessen Haushaltsrechnung für das Jahr 1885 wir verfügen, und die drei letzten in unseren Datensatz eingegangenen Haushaltsbudgets des Richters Stiehl für die Jahre 1911, 1912 und 1914.110 Die übrigen Haushalte sind dem sogenannten Wirtschaftsbürgertum zuzurechen: Wir finden den Haushalt eines Bankiers,111 eines adeligen Rentiers112 und die Budgets eines wohlhabenden Hamburger Kaufmannes aus den Jahren 1878 und 1880 bis 1891.113 Was den Rentiers- und den Kaufmannshaushalt angeht, lassen die niedrigeren Bildungsausgaben vielleicht zunächst vermuten, dass diese Familien schlicht eine niedrigere Bildungsaffinität im Vergleich zu Haushalten aus dem klassischen Bildungsbürgertum besaßen; dies erscheint jedoch bei genauerer Betrachtung eher unwahrscheinlich. Zumindest für den Rentiershaushalt ist nämlich belegt, dass ein Sohn des Hauses durchaus eine akademische Ausbildung erhielt, er war in dem Jahr, für das wir über die Haushaltsrechnung verfügen (1888), Student der Juristerei.114 108

109 110 111 112 113 114

Siehe S. 342 im Anhang. Wie man der Tabelle entnehmen kann, ist der Unterschied zwischen den Clustern sogar noch größer, wenn man die Zahl von Kindern unter 14 betrachtet. Allerdings spielt dieser Punkt hier wohl keine wichtige Rolle, da – wie wir oben gesehen haben – die höhere Schul- und Universitätsausbildung der ausschlaggebende Kostenfaktor war, weniger die für Volksschulbildung. Hampke (1888), S. Qu 115, S. LVI (QUELLE 115). Historisches Archiv der Stadt Köln, Bestand 1099, Nachlass Hans Stiehl. Hampke (1888), S. XXXVIII, Haushalt B (QUELLE 115). Otto v. Leixner, 1888 bis 1891. Soziale Briefe aus Berlin. Mit besonderer Berücksichtigung der sozialdemokratischen Strömungen, Berlin 1891, S. 163–171. May (1915), S. 504–505. v. Leixner (1891), S. 164.

251 Eine dritte Erklärung liegt ebenfalls nahe. Es ist das Geschlecht der betreffenden Kinder. Beispielsweise waren nämlich die beiden weiteren Kinder des Rentiers (neben dem Jurastudenten) ebenso Mädchen wie auch die beiden Kinder des Kaufmannes.115 Für den Rentier lässt sich belegen, dass er eine gelinde gesagt weniger fortschrittliche Einstellung zur Mädchenbildung hatte als wir sie oben beim Beamten O. kennengelernt haben. Vielleicht sah er seine Töchter auch einfach durch sein Vermögen besser versorgt. In jedem Fall scheint es so – wenn wir dem Berichterstatter über diesen Haushalt Glauben schenken dürfen – als sollte den Mädchen die Bildung, die ihnen zuteil geworden war, bessere Chancen auf dem Heirats-, nicht auf dem Arbeitsmarkt einräumen, was ja durchaus dem damals herrschenden Zeitgeist entsprach: „Die Töchter haben eine vortreffliche Ausbildung genossen, zumeist im Hause; man hat sie nicht in allen Wissenschaften ausbilden lassen, sie können weder über Kant noch über die Spektralanalyse, auch nicht über Darwin oder die Atomistik ein fertiges Urteil abgeben. Aber sie sind frisch, geistig und körperlich gesund, thätig im Hause, natürlich, für das Schöne empfänglich.“116 Diesen Eindruck bestätigen auch die Haushaltsrechnungen des Hamburger Kaufmanns. Es fehlt hier zwar an näheren Erläuterungen, aber an den Daten kann man zumindest ungefähr ablesen, wie es um die Ausbildung der Töchter bestellt war. Verfolgt man die Aufwendungen für Schulbildung im Zeitverlauf, kristallisiert sich heraus, dass den Mädchen offensichtlich auch eine höhere Schulbildung zuteil wurde, wahrscheinlich besuchte die eine bis zum 18., die andere bis zum 16. Lebensjahr eine Oberschule. Danach scheinen keine weiteren kostspieligen Bildungsanstrengungen mehr unternommen worden zu sein. Wenige Jahre später haben beide geheiratet.117 All die bisher genannten Argumente haben mit Sicherheit eine gewisse Erklärungskraft, zusätzlich muss man nun jedoch zur Begründung der geringeren durchschnittlichen Höhe der Bildungsausgaben des Clusters 8 eine vierte Größe ins Kalkül ziehen, die bislang vernachlässigt wurde: Wir haben es hier teilweise – wie die große Zahl an Kindern über 14 Jahren in den Haushalten nahelegt – mit Haushalten zu tun, die im Familienzyklus die Phase der Ausbildung von Kindern bereits durchschritten haben. Dies scheint für den Rentiershaushalt der Fall zu sein, auch die zitierte vermeintlich „vortreffliche Ausbildung“ der beiden Töchter dürfte einige Jahre zuvor stärker zu Buche geschlagen haben als im Jahr 1888, da die beiden Mädchen 19 und 21 Jahre alt waren. Belegen lässt sich diese Vermutung auch für den Haushalt des Richters Stiehl, den wir in den früheren Jahren in 115

116 117

Zur Bildungssituation von bürgerlichen Frauen im späten 19. Jahrhundert siehe zusammenfassend Gunilla-Friederike Budde, Bürgerinnen in der Bürgergesellschaft, in: Peter Lundgreen (Hrsg.), Sozialund Kulturgeschichte des Bürgertums. Eine Bilanz des Bielefelder Sonderforschungsbereichs (1986– 1997), Göttingen 2000, S. 249–271. v. Leixner (1891), S. 164. May (1915), S. 504–505.

252 den Clustern 7 und 9 finden und dessen Bildungsausgaben 1911 sanken, da der älteste Sohn das Gymnasium verließ.118 Welcher der angeführten Gründe für jeden einzelnen Haushalt letztlich den Ausschlag gegeben hat, das hier beschriebene Konsummuster zu verfolgen, lässt sich nicht mehr mit letzter Sicherheit sagen. Fakt ist jedoch, dass diese Haushalte, warum auch immer, andere Schwerpunkte im Konsum setzten als die der Cluster 7 und 9: Sie gaben weniger Geld für Kultur und Bildung sowie für Vorsorgemaßnahmen aus, mehr für eine aufwendige Haushaltsführung (höhere Mieten, mehr Dienstboten, größere in den sonstigen Ausgaben zu findende Repräsentationsaufwendungen), für teurere Kleidung und für kostspieligere Freizeitgestaltungen wie etwa Reisen. Eine weitere Besonderheit, die sich in den sonstigen Ausgaben verbirgt, ist, dass eine nicht zu vernachlässigbare Summe Jahr für Jahr für wohltätige Zwecke gespendet wurde, auch das sei hier noch kurz vermerkt. Diese Ausführungen sollten gezeigt haben, dass die Konsumentscheidungen des gehobenen wilhelminischen Bürgertums einen erheblichen Komplexitätsgrad erreicht hatten. Angesichts des – im Vergleich zu den zahlreichen Haushaltsrechnungen der weniger Begüterten – dünnen Quellenbestandes erscheint es daher schwierig, Zusammenhänge und Hintergründe für die Ausprägungen eines Konsummusters zweifelsfrei darzulegen. Denn an der Vielzahl der möglichen Einflussvariablen wird erkennbar, dass wir es hier bereits mit Konsummustern zu tun haben, die in vielerlei Hinsicht willentlich gestaltet und dennoch geprägt sind von gesellschaftlichen Erwartungen und Normen, Mentalitäten und Konventionen. Sie scheinen also Ausdruck komplexer Sozialstrukturen zu sein, wie sie die moderne Soziologie unter dem Begriff des Lebensstils kennt.119

7.4. Luxuriöser Konsumtypus In noch viel größerem Maße trifft dies wohl auf die Haushalte zu, die einem „Luxuriösen Konsumtypus“ zugehörig sind. Hier erscheint es besonders schwer, allgemeingültige Aussagen zu treffen, denn die sechs Fälle, die dem vorliegenden, in Abb. 7.8 dargestellten Konsummuster entsprechen, stammen von nur zwei Haushalten, dem eines reichen hohen Beamten aus dem Jahr 1865120 und den fünf Wirtschaftsrechnungen des „Haushalts“ des Erbdrosten Clemens Heidenreich Graf Droste zu Vischering (1832–1923) für die Jahre 1873,1882,1893,1903 und 1913.121 Insofern sind die folgenden Ausführungen nicht als 118 119 120

121

Zum Verhalten bürgerlicher Haushalte der Kaiserzeit im Familienzyklus siehe explizit Triebel (1983). Wahl (2003), S. 80–82. Hierzu auch Rössel (2005), S. 77–79. Fall 1.710, QUELLE 115, Hampke (1888), S. XXXVIII, Haushalt A, der seinerseits auf Eduard Pfeiffer, Die Staatseinnahmen. Geschichte, Kritik und Statistik derselben. 2 Bde. Stuttgart 1866, S. 508–515 als Quelle Bezug nimmt. Die Fälle tragen im Datensatz die Nummern 4.634 bis 4.638 und wurden aus QUELLE 142 aufgenommen: Richtering (1987). Siehe ergänzend hierzu auch die nach der Heirat der Autorin als Susanne Heil, Der Haushalt des Erbdrosten Clemens Heidenreich Graf Droste zu Vischering nach den Haushalts- und Ökonomie-Etats der Jahre 1860-1920, in: Toni Pierenkemper (Hrsg.), Zur Ökonomik des privaten Haushalts. Haushaltsrechnungen als Quelle historischer Wirtschafts- und Sozialforschung, Frankfurt a.

253 Abbildung 7.8: Konsumstrukturen der Haushalte in Cluster 6

Ausgabengruppen

1

Anteil an Durchschnittliche Anzahl der Ausgaben bzw. Anteile der jeweiligen an den gültigen OberGesamtausgaben Fälle kategorie (n ) [Mark] Anteil [%] [%] 2

3

4

6

17.849,27

14,82

100,00

Wohnung

6

33.625,37

27,92

100,00

Kleidung

6

11.557,61

9,60

Körperpflege und Gesundheit Kultur, geistige Betätigung Freizeit und Vergnügen Steuern und Versicherungen Sonstige Ausgaben

5 6 6 5 6

1.155,25 3.669,72 13.218,14 12.074,41 27.278,90

0,96 3,05 10,98 10,03 22,65

Gesamt

6

120.428,67

100,00

davon: Heizung und Beleuchtung Übrige Ausgaben für Wohnen

1 1 1 1 6 6

8.249,49 5.588,88 495,37 3.515,52

3.409,25 30.216,12

6,85 4,64 0,41 2,92

2,83 25,09

14,82%

5

Nahrungs- und Genussmittel

davon: Tierische Nahrungsmittel Pflanzliche Nahrungsmittel Getränke Genussmittel

22,65%

46,22 31,31 2,78 19,70

10,14 89,86

10,03%

27,92%

10,98% 3,05%

9,60%

0,96%

Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

allgemeingültige Beschreibung des Konsumgebarens der höchsten Gesellschaftskreise zu verstehen, sondern eher als eine Illustration, um einen Eindruck zu gewinnen, was man sich unter luxuriösem Konsum im Kaiserreich vorstellen kann. In der Ursprungsquelle wird der erstgenannte Haushaltsvorstand ein „hochgestellter Staatsfunctionär“ genannt, „welchem seine Stellung gebietet, Repräsentation zu machen und häufig größere Gesellschaften zu geben.“122 Mehr wissen wir über diesen Haushalt abgesehen von seinem Haushaltsbudget nicht. Aber allein sein Gesamtausgabevolumen von 25.000 Talern (=ˆ 75.000 Mark) weist erstens daraufhin, dass er ein ziemlich hohes Regierungsamt innegehabt haben muss. Ein preußischer Staatsminister erhielt im Jahr 1859, um einen Vergleichswert zu nennen, ein Grundgehalt von 10.000 Talern.123 Man darf also zweitens davon ausgehen, dass der uns vorliegende Haushalt über beträchtliche Nebeneinkünfte, vermutlich aus Vermögenswerten, verfügte. Trotz dieser riesigen Summen nimmt sich dieser Haushalt gegenüber dem anderen in diesem Cluster befindlichen „Haushalt“ aus altem westfälischem Adel noch bescheiden aus.124 Im Mittel umfasste das Jahresbudget dieser Haushaltung etwas weniger als 130.000 Mark. Mit diesem Einkom-

122 123 124

M./New York 1991, S. 201–224 erschienene Zusammenfassung dieser Arbeit. Angesichts der riesigen Ausmaße mit zwei Hausständen in Darfeld und Münster erscheint der Begriff Haushalt im Sinne von Haushaltung hier ein wenig deplaziert. Er soll im Folgenden der Einheitlichkeit halber dennoch verwendet werden, im Sinne der Verwendung bei R ICHTERING /H EIL. Pfeiffer (1866), S. 508. Hermes (1921), S. 479. Hier und im Folgenden vgl. Richtering (1987).

254 men gehörte der Erbdroste nicht nur zu den oberen Zehntausend, sondern, legt man die preußische Einkommensteuerstatistik des Jahres 1896 zugrunde, zu den 1.700 reichsten Haushaltsvorständen des größten deutschen Bundesstaates.125 Mit dem hier beschriebenen Haushalt konnte sich also nur die winzige absolute Oberschicht der Reichsbevölkerung messen. Ausgabenstärkere Haushalte sind wohl in Bereichen des Hochadels,126 der Großindustriellen127 und Bankiers128 zu suchen, oder, wo beide Aspekte, wirtschaftlicher Erfolg und Adel, zusammenkommen: unter den oberschlesischen Magnaten.129 Das enorme Budget des Erbdrosten speiste sich vor allen Dingen aus Einnahmen aus dem umfangreichen Grundbesitz der Familie (6.607 ha). In der Zeit, die die uns zur Verfügung stehenden Haushaltsrechnungen umfassen, bewohnte die herrschaftliche Familie zwei Immobilien, das Wasserschloss Darfeld im Kreis Coesfeld sowie den Erbdrostenhof in Münster. Allein die Dienerschaft, die für die Unterhaltung der Anwesen beschäftigt wurde, kostete im Mittel 12.207 Mark im Jahr. Dagegen nehmen sich selbst die durchschnittlichen 3.420 Mark, die der hohe Staatsdiener hierfür verausgabte, noch schmal aus. Diese Beispiele seien nur genannt, um die Verhältnisse zu verdeutlichen, in denen die beiden in Cluster 6 zusammengebundenen Haushalte zueinander stehen. So sollen weniger die genauen Beträge für einzelne Behufe hier diskutiert werden; stattdessen sollen einige Schlaglichter verdeutlichen, wofür repräsentative Haushalte dieser Größenordnung ihre Einkommen überhaupt aufwendeten. Man erkennt, dass Ausgaben für Nahrungsmittel trotz des riesigen Ausmaßes von 17.849 Mark mit 15% nur noch einen kleinen Bruchteil der Haushaltsausgaben umfassen. Für den Erbdrostenhaushalt lassen sich die Nahrungsmittel nicht ohne weiteres in einzelne Partien zerlegen. Für den Haushalt des Staatsbeamten ist dies allerdings möglich. Im Vergleich zu den Haushalten des komfortablen Konsumtypus fällt vor allem der große Anteil für Genussmittel auf, der fast 20% der gesamten Nahrungsausgaben ausmacht. Das aufwendige Wohnumfeld wurde bereits angesprochen, es schlägt für diese luxuriös konsumierenden Haushalte mit 28% der Gesamtausgaben zu Buche. Den größten Teil, ein 125

126

127 128

129

Laut der Aufbereitung der preußischen Einkommensteuerstatistik von Adolph WAGNER umfasste die Gruppe der Einkommen zwischen ein- und fünfhunderttausend Mark im Jahr 1896 1.596 Zensiten, hinzugerechnet werden müssen noch 103 Haushaltungen mit höheren Einkommen (Wagner (1904), S. 263). Für einige Hinweise zur Hofhaltung des Hochadels vor dem Ersten Weltkrieg siehe Karl Möckl, Der deutsche Adel und die fürstlich-monarchischen Höfe 1750–1918, in: Hans-Ulrich Wehler (Hrsg.), Europäischer Adel 1750–1950, Göttingen 1990, S. 96–111, hier: S. 96–111. Einige Aspekte der Haushaltsführung der Familie Krupp finden sich bei Renate Köhne-Lindenlaub, Die Villa Hügel. Unternehmerwohnsitz im Wandel der Zeit, 3. Auflage. München/Berlin 2008, S. 95–107. Vgl. z. B. die Ausführungen zum Haushalt der Bankiersfamilie Bethmann bei Wilfried Forstmann, Großbürgerliche Haushalte im 19. Jahrhundert. Das Beispiel der Frankfurter Familie Bethmann, in: Toni Pierenkemper (Hrsg.), Zur Ökonomik des privaten Haushalts. Haushaltsrechnungen als Quelle historischer Wirtschafts- und Sozialforschung, Frankfurt a.M./New York 1991, S. 225–239. Klemens Skibicki, Industrie im oberschlesischen Fürstentum Pless im 18. und 19. Jahrhundert. Zur ökonomischen Logik des Übergangs vom feudalen Magnatenwirtschaftsbetrieb zum modernen Industrieunternehmen, Stuttgart 2002, S. 18–29, vor allem S. 27.

255 gutes Sechstel der Wohnungsausgaben, machten beim Haushalt des Erbdrosten die Ausgaben für Mobiliar aus. Die übrigen Ausgaben verteilen sich zumeist auf die verschiedenen Handwerker, die für die Instandhaltung der beiden Anwesen beauftragt werden mußten: Maurer und Dachdecker, Zimmerleute, Polsterer, Glaser und Anstreicher, um nur einige zu nennen.130 Hinsichtlich der Kleidung lässt die absolute und relative Höhe der Ausgaben besondere Schlüsse zu. Prozentual fielen Kleidungsausgaben mit weniger als 10% eher wenig ins Gewicht, obwohl sie sogar noch die Ausgaben für die Livrée der Dienerschaft enthalten. In summa liegen sie – freilich – mit 11.558 Mark einsam an der Spitze aller Konsummuster. Außergewöhnlich sind eher die Bezugsquellen der herrschaftlichen Kleidung, wie sie uns für den gräflichen Haushalt überliefert sind. Während die übliche Alltagskleidung im nahegelegenen Münster gekauft wurde, erwarb man die Herrenausstattung gerne direkt auf den entsprechenden Messen in Frankfurt am Main und die Damengarderobe wurde vielfach aus Würzburg oder München bezogen. Pelze kamen aus Leipzig und feine Wäsche ließ man sich direkt aus Paris liefern. R ICHTERINGs Wertung, dass „damit auch ein Hauch von Exklusivität gewonnen bzw. gewahrt wurde“, mutet hier eher noch untertrieben an.131 Über die Kosten für die Ausbildung der sieben Kinder finden sich keine genauen Angaben, da die diesbezüglichen Ausgaben in der gräflichen Verwaltung in einem Sammelposten verbucht wurden.132 Da vermerkt ist, dass die Internatserziehung der Kinder abgesehen von den Reiseauslagen der größte Einzelposten in dieser Rubrik war, die sich insgesamt im Durchschnitt auf runde 19.000 Mark pro Jahr belief, kann man inklusive der Kosten für privaten Sprach-, Zeichen- oder Musikunterricht von vielleicht 9.000 Mark pro Jahr ausgehen. Diese Zahl ist jedoch eher spekulativ zu verstehen.133 Aus demselben Grund können wir keine genauen Aussagen über die Ausgaben für Vergnügungsreisen machen, die jedoch – soviel verraten uns die Quellen – von der gräflichen Familie unternommen wurden. Als einzige Beispiele werden zwei Reisen nach Rom aufgeführt. Die eine kostete 1874 4.000 Mark, eine zweite schlug zwanzig Jahre später mit über 10.000 Mark zu Buche.134 Von unserem Staatsbeamten wissen wir, dass er im Jahr, als die Haushaltsrechnung aufgenommen wurde, ganze 6.500 Mark für Urlaubsreisen aufwendete.135 Abschließend soll noch der große Bereich der Sonstigen Ausgaben beleuchtet werden. Hier fallen – übrigens bei beiden Haushalten – die überaus großen Ausgaben für die „Equipage“, also Haltung und Unterhaltung von Pferden und Wagen, ins Auge. Den Staatsdiener kosteten diese Belange mit 3.500 Mark pro Jahr etwa 14% seines Gesamtbudgets, etwa 9.008 Mark waren es im Durchschnitt im Haushalt des Erbdrosten, was etwa 7% aller Ausgaben entspricht. Zu guter Letzt sei erwähnt, dass der technische 130 131 132 133 134 135

Richtering (1987), S. 47. Ebenda, S. 65–66. Ebenda, S. 27–298 und S. 61. Ebenda, S. 45. Ebenda, S. 83. Pfeiffer (1866), S. 515.

256 Fortschritt auch den alt-ehrwürdigen katholischen Adel des Münsterlandes erfasste. Im Jahr 1913 kaufte der damals bereits 80jährige Graf das erste Auto, einen 20-PS-Opel „in allerfeinster Luxusausstattung“ für insgesamt mehr als 8.000 Mark und ließ – wie es sich traditions- und standesgemäß gehörte – das Wappen seiner Familie auf die Tür lackieren.136

7.5. Bestimmungsfaktoren für die Entstehung der Konsummuster Abschließend soll überprüft werden, inwiefern einige beschreibende Dimensionen unseres Datensatzes mit den oben herausgearbeiteten und beschriebenen Konsummustern korrelieren. Damit soll die Frage beantwortet werden, welche Faktoren die Ausprägung von Konsumprofilen im deutschen Kaiserreich beeinflussten. In den bisherigen Untersuchungen finden sich einige Annahmen hierüber, die an unserem Datensatz überprüft werden können. Einig ist man sich in der konsumhistorischen Literatur, genauer: in der Literatur, die auf der Auswertung von Haushaltsrechnungen fußt, um T ENFELDEs Abgrenzung Rechnung zu tragen,137 darin, dass im deutschen Kaiserreich „der Konsumstil [. . . ] eindeutig klassenbestimmt und darin begrenzt“ gewesen sei.138 Nach Reinhard S PREE manifestiert sich die Klassenlage vor allem in der Höhe des Einkommens, das einem Haushalt zur Verfügung steht und somit die ökonomische Obergrenze seiner Konsummöglichkeiten darstellt.139 Weitgehende Einigkeit herrscht auch darüber, dass für die Unterschichten diese Budgetgrenze das Konsumverhalten vollkommen determinierte, erst mit steigenden Einkommen hätten sich unterschiedliche Konsumprofile ausprägen können. In der älteren konsumhistorischen wie auch in der sozialhistorischen Literatur wurde diese Ausdifferenzierung von Konsummustern häufig den berufsständischen Zugehörigkeiten der jeweiligen Haushalte zugeschrieben.140 Dies findet seinen Niederschlag vor allem darin, dass bei Untersuchungen von Konsummustern die Unterteilung in bestimmte über den Beruf definierte Gruppen erfolgte und häufig von „Konsum der Arbeiterschaft“ gegenüber „Bürgerlichem Konsum“ die Rede ist.141 Dieser Annahme widersprach bereits Reinhard S PREE, der mittels einer clusteranalytischen Untersuchung der Reichserhebungen von 1907 und 1927/28 die These erhärtete, dass „Angehörige unterschiedlicher Berufsstellungs136 137 138 139 140 141

Siehe Richtering (1987), S. 56–58 bzw. Pfeiffer (1866), S. 514. Tenfelde (1997), S. 245 und 258. Neben Ebenda, S. 256–258 siehe auch Spree (1987), S. 68. Ders. (1997), S. 32. Zum Begriff der „berufsständischen Einheiten“ siehe bspw. Kocka (1979), S. 150–155. Diesem Muster folgte etwa Triebel (1991b), S. 391–395, ebenso Tenfelde (1997) oder Pierenkemper (1991c), um nur zwei „neuere“ Arbeiten herauszugreifen. Hinzuzufügen wäre praktisch die gesamte ältere mit Haushaltsrechnungen operierende Literatur, die Konsumstrukturen untersucht, beispielhaft sei hier lediglich Freudenthal (1934) genannt.

257 gruppen häufig einen ähnlichen Konsumstil pflegen.“142 Er sieht weiterhin das Einkommen als den maßgeblich trennenden Faktor an sowie zusätzlich die Kinderzahl der Haushalte (eine strikte Geburtenkontrolle ermögliche ein höheres Konsumniveau) und die Größe des Wohnorts.143 Es erscheint durchaus plausibel, allen genannten Faktoren einen Einfluss auf die Zusammenballung der Haushalte zu Konsum-Clustern zuzubilligen. Allerdings ist es ebenso sinnvoll wie notwendig, ungefähr das Maß beziffern zu können, wie wirkungsmächtig sie jeweils tatsächlich sind. Dies lässt sich durch eine Korrelationsanalyse der KonsummusterZugehörigkeit mit den einzelnen Größen überprüfen, die mutmaßlich einen gewichtigen Einfluss auf die Herausbildung unserer Konsummuster haben müssten: die Höhe des verfügbaren Haushaltsbudgets,144 die berufsständische Verortung (operationalisiert durch die Rangordnung des HISCLASS-Schemas) sowie die Zahl der Kinder und die Größe des Wohnortes. Erweitert wurde die Analyse um die Kategorie der Modernität des regionalen Umfeldes, in dem ein Haushalt lebte (repräsentiert von der Variablen ZONE). Zusätzlich wurden noch die Korrelation zu zwei Kontrollvariablen überprüft: erstens die Korrelation mit dem Erhebungsjahr; es wurde also geprüft, wie groß der Einfluss der über die Zeit vorhandenen Preis- und Lohnunterschiede ist, der hier ansonsten bewusst außen vor gelassen wurde. Zweitens wurde das als Wohlhabenheitsmaß anzusehende E NGEL’sche Kriterium als Kontrollvariable verwendet, es wurde also geprüft, inwiefern die übrigen Variablen mit dem Anteil der Nahrungsmittel an den Gesamtausgaben korrelieren. Ist die Korrelation stark, scheint ein Merkmal einen starken Einfluss auf die Zuordnung eines Haushaltes zu einem gewissen Konsummuster zu haben, ist sie schwach, scheint der Faktor weniger relevant zu sein.145 In Tab. A.39 im Anhang finden sich nun die Ergebnisse einer solchen Korrelationsanalyse. Zunächst einmal ist dabei festzuhalten, dass jede der überprüften Variablen auf dem strengen 0,01-Niveau signifikant mit der Zuordnung der Haushalte zu einem Konsummuster korreliert (ausgenommen die Kinderzahl, dazu unten Näheres). Den stärksten Einfluss scheint tatsächlich die Höhe des Einkommens zu besitzen. Der Korrelationskoeffizient zeigt mit 0,631 an, dass die Korrelation hoch ist; dies gilt übrigens nach wie vor, wenn man die beiden Cluster 1, 2.1 und 2.2 von der Analyse ausschließt, um so sicherzustellen, dass das Einkommensniveau nicht nur für das Konsummuster der untersten 142 143 144 145

Spree (1997), S. 36–38 (Zitat S. 38) sowie S. 80. Vgl. hierzu Ebenda, S. 78–79 sowie ergänzend Ders. (1987), S. 68–69. Der Variablen AUSGABEN wurde hierbei der Vorzug vor EINNAHME gegeben, da letztere für weniger Fälle vorhanden war. Da wir es zum Großteil mit ordinal und nicht kardinal skalierten Größen zu tun haben und wir nicht bei allen von einer Äquidistanz zwischen den einzelnen Rängen ausgehen können, ziehen wir den Korrelationskoeffizienten K ENDALLs τ den anderen denkbaren Maßen vor (siehe hierzu Jürgen B ORTZ und Gustav A. L IENERT, Kurzgefasste Statistik für die klinische Forschung. Leitfaden für die verteilungsfreie Analyse kleiner Stichproben, 2. Aufl. Berlin u.a. 2003, S. 266–277). Hierfür wurden unsere Konsummuster absteigend nach dem durchschnittlichen Ausgabenanteil für Nahrungs- und Genussmittel (E NGEL -Kriterium) angeordnet.

258 Gesellschaftsschichten prägend ist: mit 0,777 fällt die Korrelation dann sogar noch stärker aus.146 Demgegenüber nehmen sich alle anderen Einflüsse eher klein aus. So spielt die berufsständische Zugehörigkeit zwar offenbar eine wahrnehmbare, nicht jedoch eine tragende Rolle für die Zuordnung zu Konsummustern: sie korreliert auf mittlerem Niveau (auch dieser Zusammenhang gilt noch, wenn wir die Cluster 1, 2.1 und 2.2 von der Analyse ausnehmen).147 Unsere Analyse bestätigt also das Ergebnis S PREEs: „Schichten als differentielle Assoziationen mit ähnlichem Lebensstil fallen nicht mit bestimmten Berufsgruppen zusammen. Andererseits sind Beruf und berufliche Stellung nicht gänzlich ohne Einfluß auf den Konsumstil gewesen.“148 Wir können dieses Urteil hier sogar ausdehnen. Während S PREE seine Feststellung aufgrund der Analyse der in der Reichserhebung von 1907 erfassten „minderbemittelten“ Haushalte traf, also nur Haushalte von Arbeitern, Angestellten sowie von kleinen und mittleren Beamten einbezog, gilt unsere Analyse qualitativ für die gesamte Bandbreite der Gesellschaft des Kaiserreichs. Es stellt sich heraus, dass der Einfluss der berufsständischen Schichtzugehörigkeit zwar zunimmt, wenn die Einkommensspielräume größer werden und eine Differenzierung zulassen, jedoch nie der entscheidende Faktor zu sein scheint. In ihrer Aussage schwieriger zu interpretieren ist die Korrelation zwischen dem Aufnahmejahr und der Zuordnung von Haushalten zu einem Konsummuster. Diese ist positiv und der Korrelationskoeffizient besitzt immerhin einen Betrag von 0,233. Dieser Befund legt nahe, dass die Zeit zumindest eine gewisse Rolle bei der Eingruppierung der Haushalte spielte, und zwar insofern, als dass Haushalte aus früheren Jahren systematisch eher in den Clustern zu finden sind, die ein ärmlicheres Konsummuster widerspiegeln. Rein inhaltlich würde dies bedeuten, dass Haushalte aus frühen Jahren tendenziell ein qualitativ niedrigeres Konsummuster besaßen als Haushalte späterer Jahre. Warum? Zunächst könnte man einmal davon ausgehen, dass es sich bei diesem Befund um ein methodisches Artefakt handelt und ihn mit dem Einfluss der Teuerung begründen: Im Zeitverlauf steigende Löhne und steigende Preise wirken nach dieser Argumentation insofern verzerrend auf unser Ergebnis, als dass Haushalte, die eigentlich von ihren Lebensverhältnissen her ein und demselben Cluster zugehören sollten, nur deshalb nicht zusammengruppiert wurden, da ihre Haushaltsrechnungen zu unterschiedlichen Zeiten aufgenommen wurden, die eine, sagen wir, auf dem Preisniveau des Jahres 1872, die andere auf dem des Jahres 1912. Die Korrelation zwischen der Zeit und der Höhe der Gesamtausgaben (0,361) unterstützt dieses Argument. Gegen einen allzu starken Einfluss der Teuerung spricht allerdings, dass es eine kaum geringere Korrelation zwischen der Zeit 146

147 148

Eine Korrelation wird als sehr hoch eingestuft, wenn ihr Betrag den Wert von 0,7 überschreitet, als hoch bei 0,5 bis 0,7, als mittel bei 0,2 bis 0,5 und als gering, wenn sie unter 0,2 liegt. Korrelationen mit einem Betrag von weniger als 0,05 sind vernachlässigbar (Vgl. Steffen-M. Kühnel und Dagmar Krebs, Statistik für die Sozialwissenschaften. Grundlagen, Methoden, Anwendungen, Reinbek b. Hamburg 2001, S. 404–405). Der Betrag des Korrelationskoeffizienten zwischen den Konsummustern und der Variablen HISCLASS steigt dann leicht von -0,397 auf -0,428. Spree (1997), S. 80.

259 und einem realen Wohlstandsmaß gibt, das über den Verdacht, durch die Inflation verzerrt zu sein, erhaben ist: dem E NGEL’schen Kriterium, also der Tatsache, dass ein niedrigerer Anteil an Nahrungsmittelausgaben auf höheren Wohlstand hinweist. Diese negative Korrelation liegt bei -0,255. Mit der Zeit nahm der Anteil der Nahrungsmittelausgaben also real ab und der Wohlstand ebenso real zu. Zum Einfluss des Faktors Zeit sei noch angefügt, dass dieser sich vor allem auf die Eingruppierung der einkommensschwächsten Haushalte in den Cluster 1 auswirkte. Eine Korrelationsanalyse unter Ausschluss von Cluster 1 ergibt nämlich, dass die Variable JAHR bei der Eingruppierung der Haushalte in die übrigen Cluster keinen auf dem 0,01-Niveau signifikanten Einfluss mehr ausübt. Und selbst der scheinbare Einfluss der Zeit auf die Zuordnung von Haushalten in Cluster 1 ist bei genauerer Betrachtung wohl weniger auf Verzerrungen durch veränderte Preise und Löhne zurückzuführen. Der Grund für das Vorherrschen von Haushalten aus den frühen Jahren in diesem Cluster ist nämlich bereits bei der Untersuchung der Repräsentativität des Datensatzes aufgedeckt worden. Es ist der Mangel an einkommensschwachen, ländlichen Unterschichtenhaushalten aus der Zeit nach 1880, einer in den Jahrzehnten vor dem Ersten Weltkrieg zwar im Rückgang begriffenen, noch aber durchaus großen Bevölkerungsgruppe.149 Von den 348 Landarbeiter-, Tagelöhner- und Gesindehaushalten im Datensatz stammen 73% aus dem ersten Jahrzehnt nach der Reichsgründung; die meisten der erfassten Haushaltsbudgets entstammen der Von-der-G OLTZ’schen Landarbeiter-Enquête von 1872.150 Dieses Ungleichgewicht sorgt für das festgestellte Übergewicht an Haushalten aus der Zeit vor 1880 in Cluster 1 und damit für die scheinbar wesentliche Korrelation zwischen Zeit und der Konsummusterzuordnung, welche in Wahrheit vor allem anderen ein Ausdruck der disparaten Quellenlage ist. Einen Hinweis darauf, wie die Zeit die Konsumstrukturen tatsächlich beeinflusst hat, liefern die Korrelationen des Zeitfaktors mit zwei anderen Variablen, die das Wohnumfeld der Haushalte betreffen: Im Zeitverlauf nahmen sowohl Industrialisierung (hier vertreten mit dem Modernisierungsgrad) sowie Verstädterung (repräsentiert durch die Größe des Wohnortes) zu. Beide übten wiederum einen nicht zu unterschätzenden Einfluss auf die Lebensbedingungen der Menschen und damit auf ihre Konsumstrukturen aus. Vor allem der F RANK’sche Modernisierungsindex korreliert nahezu ebenso stark mit der Einstufung in das jeweilige Konsummuster wie der Berufsstand. Haushalte aus industriellgeprägten „moderneren“ Gegenden besaßen tendenziell ein komfortableres Konsumprofil. Etwas schwächer wird dieser Zusammenhang auch wiedergegeben durch den Einfluss der Wohnortgröße: bei Haushalten aus kleinen Orten war das Konsummuster häufiger auf die Grundbedürfnisse reduziert als bei Haushalten aus größeren Städten.151 Hinzu kommt bei diesem Faktorenkomplex die Tatsache, dass der Modernisierungsindex und die Größe des 149 150 151

Zwischen 1882 und 1907 ging die Zahl der in den Berufszählungen erfassten Landarbeiter von 3,8 auf 3,2 Mio. zurück. Vgl. hierzu Ritter und Tenfelde (1992), S. 219–221. In den Datensatz wurden sie aufgenommen aus Laspeyres (1876), QUELLE 9. Das negative Vorzeichen der Korrelation ergibt sich aus der Zuordnung der Werte innerhalb der Variablen ORTSTYP : der Wert 1 markiert die Großstadt, der Wert 9 das Dorf mit weniger als 2.000 Seelen, siehe hierzu Abschnitt 4.2.2.4., S. 114ff.

260 Wohnortes untereinander korrelieren, ebenso wie der bereits oben dargestellte Einfluss des Zeitfaktors auf beide Variablen. Geht man davon aus, dass die Zusammensetzung unseres Datensatzes das Bild der gesellschaftlichen Realität nicht völlig verzerrt wiedergibt – und für diese Annahme sprechen die in Kap. 4.3. durchgeführten Untersuchungen – lassen sich diese Korrelationen so interpretieren: Die sich zwischen 1871 und 1914 verstärkenden Phänomene von Urbanisierung und Industrialisierung führten zu einer Stärkung komfortablerer Konsumprofile und sorgten für einen Rückgang prekärer Konsummuster, die den täglichen Kampf um die schiere Stillung der Grundbedürfnisse Nahrung, Wohnung und Kleidung widerspiegeln. Insofern belegt unsere Analyse des Konsumverhaltens die gerade für die Zeit ab 1880 auf anderer Quellengrundlage bereits konstatierten „wesentlichen Verbesserungen des Lebensstandards“.152 Wie oben angedeutet, scheint unsere Analyse hinsichtlich des Einflusses der Kinderzahl der Annahme S PREEs zu widersprechen, der in seiner Untersuchung festgestellt hat, dass diese nach dem Einkommen die entscheidende Determinante bezüglich der Differenzierung von Konsummustern sei. S PREE hatte festgestellt, dass Haushalte mit vielen Kindern im Vergleich ein ärmlicheres Konsumschema besaßen als Haushalte ohne oder mit wenigen Kindern.153 Unsere Analyse kommt im Gegensatz dazu zu dem Ergebnis, dass keine signifikante Korrelation zwischen der Kinderzahl und der Eingruppierung in ein Konsummuster vorhanden sei. Dieser Gegensatz klärt sich jedoch auf, wenn man bedenkt, dass S PREE einen kleineren Ausschnitt der Gesellschaft untersuchte. Seine einzige Quelle war die Erhebung des statistischen Reichsamtes von 1907, in der erstens überhaupt keine alleinstehenden Personen vorkamen und kinderlose Paare nur stark unterrepräsentiert untersucht wurden. Zweitens war die Bandbreite der Haushaltseinkommen eine sehr viel geringere: 86% aller Haushalte jener Untersuchung hatte ein Jahresbudgets zwischen 1.000 und 3.000 Mark zur Verfügung, nur fünf Haushaltungen wirtschafteten mit weniger als 1.000 Mark.154 In unserem Datensatz finden sich dagegen in den „hochstehenden Clustern“ 4, 7 und 8 eine Reihe großbürgerlicher Haushalte mit einer relativ hohen Kinderzahl und gleichzeitig einige sehr arme Haushalte alleinstehender Landarbeiter in Cluster 1. Beide Gruppen waren in dem von S PREE untersuchten sample überhaupt nicht vertreten. Für den Ausschnitt unseres Datensatzes der jene sozialen Schichten umfasst, die auch S PREE untersuchte, lässt sich seine Aussage allerdings bestätigen. Für die Binnendifferenzierung unseres ursprünglichen Clusters 2 in die Untergruppierungen 2.1 bis 2.4 spielte die Kinderzahl tatsächlich eine entscheidende Rolle: der Korrelationskoeffizient liegt bei -0,444 und ist der größte der hier geprüften Faktoren. Für diese Haushalte, die dem oberen Teil der Unterschicht bzw. der unteren Mittelschicht zuzurechnen sind, war Geburtenkontrolle offensichtlich ein probates Mittel, den eigenen Lebensstandard zu verbessern und sich 152

153 154

Tenfelde (1997), S. 258. Ausführlich findet sich diese Sichtweise bei Wehler (1995), S. 775–782. Für die Diskussion um die Entwicklung der Reallöhne der Arbeiterschaft im Kaiserreich siehe zusammenfassend Ritter und Tenfelde (1992), S. 491–496. Spree (1997), S. 79. Siehe hierzu Flemming und Witt (1981), S. XVIII–XIX sowie S. XXXVIII–XXXIX.

261 einen komfortableren Konsum zu ermöglichen. Dieser Zusammenhang ist auch noch bei den vielfach klein- und mittelbürgerlichen Haushalten zu vermuten, die bei uns in den Clustern 3 und 4 zu finden sind. Hier lassen sich mittelstarke signifikante Zusammenhänge zwischen der Zahl der Kinder und einem erhöhten Anteil an Nahrungsmittelausgaben als ein Hinweis auf ein vergleichsweise weniger komfortables Konsummuster finden. Der Effekt ist hier aber nicht stark genug, um zu einer erkennbaren weiteren Ausdifferenzierung in unterschiedliche Konsumprofile zu sorgen. Für die noch schlechter gestellten Unterschichtenhaushaltungen scheint dieser Zusammenhang weniger Gewicht zu haben. Bei Haushalten, die mindestens der oberen Mittelschicht angehörten, war er wahrscheinlich vollkommen irrelevant.

8. Fazit „Men do not live by average. Nay, the worst condition of a country is perhaps that, in which the want of one class is contrasted with (it cannot be counterbalanced by) the excess of another.“1

Hauptanliegen dieser Arbeit war es, sich dem Konsum der privaten Haushalte im wilhelminischen Deutschland über eine Auswertung der Daten zahlreicher zeitgenössischer Haushaltsrechnungen zu nähern. Als Ergebnis unserer clusteranalytischen Untersuchung der Konsumstrukturen haben sich vier deutlich voneinander abgrenzbare Typen von Konsumschemata herauskristallisiert. Diese kann man teilweise in weitere, klar erkennbare Konsummuster unterteilen, die sich den von uns ermittelten Clustern zuordnen lassen. Abb. 8.1 zeigt die Verteilung der im Kölner Datensatz versammelten Haushalte auf diese Cluster und deren Streuung hinsichtlich der Gesamtausgaben der einzelnen Haushalte sowie des Anteils der Nahrungsmittel an ihnen. Man kann die deutliche Abgrenzbarkeit der Cluster an diesen beiden Kriterien (einem nominalen Wohlstandsmaß, dem Gesamtbudget, und einem realen Wohlstandsmaß, dem Engel’schen Kriterium des Nahrungsmittelanteils) recht gut zeigen und bekommt einen visuellen Eindruck, wie sich die einzelnen Cluster hinsichtlich der Wohlstandshöhe, die sie verkörpern, zueinander verhalten. Nach steigendem Wohlstand sortiert, haben sich die folgenden unterschiedlichen Konsumstrukturen ermitteln lassen:2 1. Typus des grundbedarffixierten Konsums 1.1. Notdürftiger Konsum kinderreicher oder leichtlebiger Haushalte (Cluster 2.2) 1.2. Ernährungszentrierter Konsum (Cluster 1 und 2.1) 1.3. Auskömmlicher Konsum (Cluster 2.3) 2. Typus des gehobenen Konsums 2.1. Statusorientierter Konsum (Cluster 2.4)3 1 2

3

Holt Mackenzie, Proceedings of the Statistical Society of London, Bd. I (1834), S. 182, zitiert nach: Johannes Fallati, Die statistischen Vereine der Englænder, Diss. Tübingen 1840, S. 64, Anm. 71 Für eine tabellarische Auflistung der Mittelwerte der einzelnen Variablen für jedes Konsummuster siehe Tab. A.13, S. 328 im Anhang. Die folgenden Ausführungen stützen sich auf diese Tabelle, beziehungsweise auf die übrigen Auswertungen des Kölner Datensatzes (für deren Ergebnisse siehe Tab. A.14–A.40, S. 329–349 im Anhang). Auf Einzelbelege kann deshalb im Regelfall verzichtet werden. Tatsächlich liegt der durchschnittliche Anteil für Nahrungsausgaben niedriger als in dem nachfolgenden Cluster 3. Dies hat seinen Grund allerdings in der erheblich geringeren Kinderzahl der Haushalte in Cluster 2.4. Berechnet man nämlich einmal die Nahrungsausgaben pro Kopf, erhält man 293 Mark für

264 Abbildung 8.1: Verteilung der Konsummuster hinsichtlich Gesamtausgaben und Anteil der Nahrungsmittel

Cluster

1,00

Anteil der Nahrungsmittel und Genußmittel

1 2.1 2.2 2.3 2.4 3 4 7 8 9 6

0,80

0,60

0,40

0,20

0,00 100

1.000

10.000

100.000

1.000.000

Gesamtausgaben Quelle und Anmerkungen: Auswertung des Kölner Datensatzes. Die Gesamtausgaben sind in Mark angegeben und aufgrund der besserer Erkennbarkeit im logarithmierten Maßstab.

265 2.2. Bescheiden-wohlständischer Konsum (Cluster 3) 2.3. Gemäßigt-komfortabler Konsum (Cluster 4) 3. Typus des komfortablen Konsums 3.1. Bildungsbeflissener Konsum (Cluster 7 und 9) 3.2. Freizeitorientierter Konsum (Cluster 8) 4. Typus des luxuriösen Konsums (Cluster 6) Die Muster des grundbedarffixierten Konsums stellen hierbei den – gemessen am Engel’schen Diktum vom mit zunehmendem Wohlstand abnehmenden Anteil der Nahrungsausgaben am Gesamtbudget – niedrigsten Konsumstandard dar. Gemeinsam ist den Haushalten, die grundbedarffixiert konsumierten, dass sie durchweg wenigstens die knappe Hälfte ihrer Gesamteinnahmen für Nahrungsmittel ausgeben mussten. Gerade die ersten beiden Konsummuster dieser Kategorie sind als prekär zu bezeichnen. Weniger als ein Sechstel ihres Einkommens blieb diesen Haushalten zur Stillung von Bedürfnissen jenseits der drei essenziellen Bereiche Nahrung, Wohnung und Kleidung. Dementsprechend trist erscheinen die Beschreibungen des Alltags dieser Menschen, wie wir sie in unseren Quellen finden können. Wir sehen Haushalte vor uns, die in engen und kargen Wohnungen hausten, häufig lebte eine ganze Familie in einem einzigen Raum, vielleicht in zwei Räumen. Diese beiden Konsummuster spiegeln die Art von Konsum wider, die T RIEBEL als proletarischen Konsum ausgemacht hat.4 Hier lässt sich das von ihm als typisch für das Konsumverhalten der gesamten Arbeiterschaft herausgehobene „einfallslose Gleichmaß“ in der Ernährung finden. Die Not diktierte den Speiseplan. Allein – und hier liegt der wesentliche Unterschied zu der von T RIEBEL erarbeiteten und seitdem nicht völlig aus der herrschenden Meinung zu verdrängenden Sichtweise – diese Konsummuster wurden weder ausschließlich von proletarischen Haushalten gepflegt, noch konsumierten alle Arbeiterhaushalte nach diesem Schema. Angesichts unserer Ergebnisse ist T RIEBELs These von der „Einheit des proletarischen Konsums“, eine der zentralen Botschaften seiner Untersuchung, in Zweifel zu ziehen.5 Die einzige Berufsgruppe, die man fast völlig in den drei niedrigsten grundbedarffixierten Konsummustern findet, ist die der Landarbeiter und Tagelöhner. Von allen übrigen proletarischen Haushalten, denen gelernter, an- und ungelernter Arbeiter, finden wir mehr als 20% aller Haushalte außerhalb dieser drei Konsummuster wieder. Bei den Facharbeitern alleine sind es sogar fast 30%, die einen qualitativ höherwertigen Konsum verwirklichen

4 5

Cluster 2.4 und 346 Mark für Cluster 3. Man erkennt also, dass die Haushalte des Clusters 3 real (trotz der höheren Haushaltsgröße) jedem Familienmitglied mehr oder bessere Nahrung bieten konnten als die des Clusters 2.4, was die Einordnung des letzteren unterhalb des Clusters 3 auf der Wohlstandsskala trotz des entgegengesetzten Verhältnisses bei den prozentualen Werten rechtfertigt. Näheres hierzu siehe Abschnitt 7.2., S. 232ff. Hier und im Folgenden siehe Triebel (1991b), S. 395–404. Für eine Relativierung dieser Aussage machten sich auch bereits Spree (1997) und – unter Berufung auf S PREE – auch Tenfelde (1997), S. 265, stark.

266 konnten. Von „Einheit des proletarischen Konsums“ sollte man in diesem Zusammenhang also eher nicht sprechen. In diesem Punkt bestätigen sich die Ergebnisse der im vergangenen Jahrzehnt vorangetriebenen Individualisierungsforschung, die ein „Spannungsverhältnis von Homogenisierung und Heterogenität des Lohnarbeiters“ konstatiert.6 Über die in der dortigen Argumentation betonten Unterschiede und Ähnlichkeiten in Bezug auf Erfahrungen in Arbeitswelt und Lebensumfeld hinaus können wir beide Tendenzen auch für den Bereich des Konsumverhaltens ausmachen. Eine Homogenisierung lässt sich diesbezüglich dort feststellen, wo die allzu geringe Einkommensdecke das Konsumverhalten diktierte.7 Sobald ein Konsum über die absoluten Notwendigkeiten hinaus möglich wurde, findet sich auch innerhalb der Lohnarbeiterschaft heterogenes Verhalten, das allzu pauschale Urteile über den proletarischen Konsum schlechthin als zu kurz greifend entlarvt. Dies gilt auch für einen weiteren Charakterzug des Konsums der Arbeiterklasse, den bereits Zeitgenossen anprangerten und den T RIEBEL zuspitzend „proletarischen Hedonismus“ genannt hat: Auch dies erscheint angesichts unserer Ergebnisse mehr als fragwürdig. Natürlich liegt es nahe, von dem im Vergleich mit komfortableren Konsummustern hohen Anteil für Genussmittel, was in unserem Fall hauptsächlich Alkohol und Tabakwaren meint, auf eine gewisse Genuss-Sucht des Arbeiters schlechthin zu schließen. Dagegen spricht allerdings das gewichtige Argument, dass Haushalte weder damals noch heute Prozentwerte konsumieren, sondern Waren kaufen, die einen gewissen Preis haben und nicht unendlich teilbar sind. Bei solch niedrigen Einkommen – wie sie uns aus Cluster 1 entgegentreten (im Durchschnitt kaum mehr als 900 Mark im Jahr) – nimmt der Konsum selbst einer kleinen Menge billigster Waren zwangsläufig einen viel höheren Anteil des Budgets ein als der ausufernde Konsum eines einkommensstärkeren Haushalts. Dies will sagen, dass es angesichts einer wöchentlichen Ausgabe von 79 Pfennig für Genussmittel und 38 Pfennig für Freizeit und Vergnügen, wie sie sich die Haushalte des Clusters 1 gönnten, schwer fällt, darin proletarischen Hedonismus auszumachen. Realistischer erscheint es hingegen, diese Ausgaben als Mindestmaß einzuschätzen, um überhaupt an Vergnügungen teilhaben und soziale Kontakte pflegen zu können. So verstanden wäre eine weitere Reduzierung dieser Ausgaben einem Verzicht auf eine Stillung dieser Bedürfnisse gleichgekommen. Jedoch zeigen die Haushalte des Clusters 2.2, dass T RIEBELs Vorstellung von Leichtlebigkeit nicht ganz von der Hand zu weisen ist. Hier finden sich Haushalte, die durch ihre hohen Ausgaben für Genuss trotz eines erheblich höheren Einkommens einem Konsummuster folgten, das die Dürftigkeit des für die Cluster 1 und 2.1 gezeigten Konsums noch unterschritt. Andere Haushalte wurden allerdings nicht durch ihren Genussmittelverbrauch in diese Lage gebracht, sondern durch eine große Zahl von Kindern. Wir stellen also fest, 6

7

Margrit Grabas, Individuum und industrielle Arbeit, in: Richard van Dülmen (Hrsg.), Entdeckung des Ich. Die Geschichte der Individualisierung vom Mittelalter bis zur Gegenwart, Köln/Weimar/Wien 2001, S. 331–359, hier: S. 354. Damit bestätigt sich an unseren Daten das von S PREE auf schmalerer Quellengrundlage erarbeitete Ergebnis (siehe Spree (1997), S. 69–70).

267 dass der Konsum der unteren Gesellschaftsschichten erheblich vielfältiger gewesen zu sein scheint, als die These von der Einheit des proletarischen Konsums suggeriert. Unsere Untersuchung des Sparverhaltens zeigt ebenfalls erhebliche Differenzierungen zwischen den einzelnen Haushalten und weist darauf hin, dass auch in Bezug auf die „Verausgabung“, jenem zweiten von T RIEBEL ausgemachten zentralen Charakterzug des Konsums proletarischer Haushalte, bei Weitem nicht alle über einen Kamm geschoren werden dürfen.8 Die Tatsache, dass bereits vor dem Ersten Weltkrieg eine nicht zu verachtende Anzahl von Arbeiterhaushalten Ersparnisse bilden konnte, die freilich in ihrer Höhe recht bescheiden waren, deckt sich im Übrigen mit den bei der Erforschung der Sparkassengeschichte gewonnenen Erkenntnissen.9 Auf eine deutliche Differenzierung des Konsums unter den als proletarisch einzustufenden Haushalten weist explizit die Existenz des Clusters 2.3 hin, dessen Konsummuster wir als „Auskömmlichen Konsum“ bezeichnet haben. Dieses ist zwar durchaus noch als grundbedarforientiert zu bezeichnen, schließlich standen auch den Haushalten dieses Konsummusters weniger als 20% ihres Budgets für Nicht-Grundbedürfnisse zur Verfügung. Gegenüber den anderen Konsummustern dieses Typus’ sind jedoch deutliche Verbesserungen auszumachen. Vor allem die Wohnverhältnisse heben sich positiv ab. Höhere Mieten konnten erübrigt werden, was tendenziell auf größere Wohnungen in einer besseren Lage hinweist, gleichzeitig besaßen diese Haushalte deutlich mehr Freiraum für die Beschaffung von Hausrat. Schilderungen der Lebensbedingungen zeigen uns Haushalte, deren Wohnungsausstattung über dem Maß des Existenziellen liegt. Die Beschreibungen liefern uns auch deutliche Hinweise auf den Versuch, das eigene Heim gemütlich einzurichten und zu verschönern. Eingangs haben wir gesagt, dass die Existenz dieses Clusters dem Diktum vom ausnahmslos trüben Einerlei des Konsums von Arbeiterhaushalten entgegensteht. Dies lässt sich durch einen Blick auf die Zusammensetzung der Cluster hinsichtlich der Berufe der Haushaltsvorstände belegen. Die größte Berufsgruppe, die diesem Konsummuster zuneigt, sind nämlich Facharbeiter, die 38% des Clusters bilden. Hinzu kommen noch jeweils exakt 12,6% der angelernten und ungelernten Arbeiter, so dass insgesamt mehr als 63% der dem auskömmlichen Konsum zuneigenden Haushalte dem Industrieproletariat entstammen. Angesichts der oben beschriebenen Wohnverhältnisse konterkariert diese Clusterzusammensetzung die geläufige, im Ursprung auf den Zeitgenossen Maurice H ALBWACHS zurückgehende Annahme, Arbeiter besäßen zumeist ein unterentwickeltes Bedürfnis nach einer angenehmen Wohnatmosphäre.10 Zumindest muss sie als unzulässige Verallgemeinerung betrachtet werden, die die wahren Verhältnisse eines nicht zu leugnenden Anteils der Arbeiterschaft – immerhin 11% der im Datensatz vorkommenden 8

9

10

Betrachtet man den Anteil der Haushalte der Cluster 1 und 2.1, die zur Ersparnis fähig sind, einmal nach dem Berufsstand gegliedert, stellt man sogar fest, dass untere Beamte und kleine Angestellte weniger häufig sparten als Arbeiter. Vgl. Schulz (1981), Ders. (1992) oder Paul Thomes, Zwischen Pump und Sparen - Unterschichtenhaushalte in der Industrialisierung, in: Toni Pierenkemper (Hrsg.), Zur Ökonomik des privaten Haushalts. Haushaltsrechnungen als Quelle historischer Wirtschafts- und Sozialforschung, Frankfurt a. M./New York 1991, S. 240–252. Vgl. Halbwachs (1913), S. 444–445.

268 Haushalte aus dem Industrieproletariat gehören diesem Cluster an – aufs Gröbste verzerrt. Wir können die hier beschriebenen Haushalte als Teil einer „Arbeiteraristokratie“ bezeichnen. Dies erscheint – abgesehen davon, dass bereits ihr Konsumverhalten sie von den Arbeiterhaushalten der niedrigeren Cluster abhob – dadurch gerechtfertigt, dass sich das auffällige Übergewicht der gut ausgebildeten Facharbeiter („Handwerker-Arbeiter“) in diesem Cluster findet, was dem gängigen Bild der Arbeiteraristokratie als einer Leistungselite entspricht.11 Ein weiterer Punkt, der dieses Konsummuster hinsichtlich seiner Zusammensetzung interessant erscheinen lässt, ist die Tatsache, dass sich zu den Arbeiterhaushalten eine etwa halb so große Zahl an Angestellten und Beamten gesellt, die diesem Konsumstil zugehören. Bäuerliche und selbständig-handwerkliche Haushalte spielen eine verschwindend geringe Rolle, so dass man sagen kann: Dem auskömmlichen Konsummuster folgten grob zwei Drittel Arbeiter und ein Drittel Angestellte und Beamte. Diese für ihren Berufsstand eher spärlich verdienenden Staatsdiener, Verkäufer oder Handlungsgehilfen wurden schon zeitgenössisch als „Stehkragenproletariat“ bezeichnet. Hier finden wir sie mit der Arbeiteraristokratie vereint in einem Cluster, der an der Trennlinie zweier Konsumtypen, des grundbedarffixierten und des gehobenen zu verorten ist. Eine solche Zusammensetzung eines Konsummusters widerspricht der schon von S PREE kritisierten, „vor allem im deutschen Sprachraum“ verbreiteten Vorstellung, dass „Berufstellungsgruppen einen jeweils typischen Konsum aufweisen.“12 Diese Vorstellung wurde gerne mit der „Kragenlinie“ umschrieben, die angeblich den Konsum des Arbeiters (engl. blue collar worker) von dem des Beamten bzw. Angestellten (engl. white collar worker) deutlich erkennbar trenne. Dieser Ansicht neigte etwa T RIEBEL in starkem Maße zu und versuchte, sie durch tabellarische Auswertungen seines umfangreichen Datenmaterials zu erhärten.13 Schon S PREEs Clusteranalysen ließen deutliche Zweifel an der Richtigkeit dieser These aufkommen.14 Allerdings konnte sich etwa T ENFELDE in seinem Forschungsüberblick zum differenziellen Konsumverhalten im Kaiserreich noch nicht dazu durchringen, sich voll auf dessen Seite zu schlagen, sondern stellte S PREEs Ergebnisse denen T RIEBELS und der älteren Forschung gegenüber.15 Wie anhand der Abbildung 8.2 noch einmal erläutert wird, deutet das Ergebnis unserer Untersuchung darauf hin, dass die Vorstellung von der „Kragenlinie“ als einer Grenze zwischen zwei unterschiedlichen Konsumtypen wohl nicht länger zu halten ist. In der Abbildung sehen wir, wie sich die einzelnen Berufskategorien – einbezogen wurden der Übersichtlichkeit halber nur die proletarischen Haushalte und die Beamten und Angestellten jeglicher Couleur – auf die elf Konsummuster verteilen, wenn man sie wie in 11 12 13 14 15

Siehe Ritter und Tenfelde (1992), S. 464–466. Spree (1997), S. 38. Siehe zusammenfassend Triebel (1991b), Bd. 1, S. 391–416 und Ders. (1997b). Spree (1997), S. 78. Tenfelde (1997), S. 265.

269 Abbildung 8.2: Verteilung der Arbeiter und Beamten/Angestellten auf die Konsummuster (in Prozent der Berufskategorien) [%]

70,0 Hohe/höhere Beamte und Richter Gehob. Beamte und leit. Angestellte Lehrer Mittlere Beamte und Angestellte Unterbeamte und kleine Angestellte Handwerker und gelernte Arbeiter Angelernte Industriearbeiter Ungelernte Arbeiter und Handlanger Anteil der Nahrungsmittelausgaben

60,0 50,0 40,0 30,0 20,0 10,0 0,0 2.2

1

2.1

2.3

2.4

3

4

7

8

9

6

Konsummuster Quelle: Auswertung des Kölner Datensatzes

der eingangs präsentierten Aufstellung gliedert. Die Angaben sind jeweils in Prozent aller Haushalte einer Berufsgruppe gegeben.16 Deutlich tritt hervor, dass keine Berufsgruppe sich einem einzelnen Konsummuster zuordnet. Vielmehr scheinen in den Konsummustern gewisse sozioprofessionelle Schichten Schwerpunkte zu bilden. Wir sehen also die Facharbeiterschaft, deren größter Anteil dem Konsummuster 2.1 zugehört und dessen Anteile wie bei einer Normalverteilung nach den Rändern abfallen – jenseits des Clusters 3 findet sich kein einziger Facharbeiter mehr. Ein ähnliches Bild zeigt die Häufigkeitsverteilung der angelernten und der ungelernten Arbeiter, nur dass ihre Spitzenanteile ein Cluster weiter nach links, in den einkommensschwächeren Teil des ernährungszentrierten Konsummusters, verschoben sind. Die Beamten- und Angestellten-Gruppen zeigen ein ähnliches Verhalten, nur dass ihre höchsten Anteile weiter rechts liegen und zwar desto stärker, je höher sie in der Hierarchie ihrer sozioprofessionellen Schicht stehen. So finden sich die meisten Unterbeamten in 16

Die Zahlenwerte finden sich in Tab. A.36 und Tab. A.37, S. 345–346 im Anhang.

270 Cluster 2.3 wieder,17 der größte Teil der mittleren und gehobenen Beamten sowie der Lehrer in Cluster 3, der der Höheren bzw. Hohen Beamten und Richter in Cluster 4. Von den hier betrachteten Berufsgruppen sind diese, von einigen wenigen Ausnahmen abgesehen, die einzigen, die in den Clustern des komfortablen Konsumtypus’ vorkommen – „Wirtschaftsbürger“ sowie Adelige und Rentiers, die den Rest der Cluster stellen, sind in dieser Abbildung der Übersichtlichkeit halber unberücksichtigt geblieben. Die Essenz unseres Ergebnisses zum Gehobenen Konsumtypus ist, dass die darin befindlichen Haushalte – hauptsächlich entstammen sie wie oben beschrieben dem kleinbürgerlichen Spektrum – recht gut die von Dorothee W IERLING geäußerte Vorstellung des „Gespaltenen Konsums“ widerspiegeln.18 Kurz zusammengefasst bedeutet dies, dass bürgerliche Haushalte in der Absicht, dem Lebensstil einer einkommenshöheren Schicht nachzueifern, sehr große Anteile ihrer Budgets für Repräsentationszwecke verwenden. In diesem Zusammenhang meint das vor allem Ausgaben für Wohnraum und auch die Beschäftigung von Dienstboten bei gleichzeitiger extremer Sparsamkeit im privaten Bereich, z. B. bei der alltäglichen Nahrung. Dieses Verhalten lässt sich vor allem an den Konsumstrukturen der Haushalte des Clusters 2.4 recht gut darlegen, weshalb dieses Konsummuster auch mit der Bezeichnung „statusorientiert“ versehen wurde. Es ließ sich bestätigen, dass diese Haushalte das Ziel hatten, im öffentlich sichtbaren Bereich des Konsums mit den wohlhabenderen Haushalten des Clusters 3 mithalten zu wollen, die einem bescheiden-wohlständischen Konsummuster folgten. Dort finden wir einen gewissermaßen kleinbürgerlich-saturierten Konsum vor: Deutlich zeigt sich, und dies gilt etwas eingeschränkt bereits für Cluster 2.4, dass die hier verorteten Haushalte den Nöten der alltäglichen Existenzsicherung bereits enthoben sind. Jedoch wird (vor allem bei den Haushalten des statusorientierten Konsummusters) erkennbar, dass ein vergleichsweise üppiger Konsum in einer Hinsicht (etwa, um „standesgemäß“ zu Wohnen) durch Einschnitte in einem anderen Bereich ausgeglichen werden musste. Man erkennt im Vergleich zu den niederen Schichten eine Tendenz zu einer beginnenden bewussten Stilisierung des Konsums. Diese verstärkt sich in den Haushalten des Clusters 4 (dem „Gemäßigt-komfortablen Konsummuster“), bei denen davon auszugehen ist, dass sie bereits versucht waren, den komfortablen Konsumstil der höherliegenden Cluster 7, 8 oder 9 zu imitieren. In diesem dritten Konsumtypus, der fast ausschließlich von großbürgerlichen Haushalten geprägt ist, zeigt sich allerdings ein viel weiter aufgefächertes Bild. Die einen Haushalte neigten einem „bildungsbeflissenen Konsummuster“ zu, die andereren einem „freizeitbezogenen“. Doch anders als bei den Schichten mit niedrigeren Einkommen bedeuteten die stärkeren Ausgaben für den einen Konsumzweck nicht automatisch einen völligen Verzicht auf den anderen. Die Haushalte konnten große Bildungsinvestitionen tätigen und gleichzeitig in jedem Jahr vergleichsweise kostspielige Urlaubsreisen unternehmen, oder vice versa: Auch Haushalte, deren Budgets deutlich zeigen, dass sie für ihre Freizeitgestaltung 17

18

Damit an dieser Stelle kein Missverständnis aufkommt: In Cluster 2.3 kommen 64 Haushalte von Unterbeamten und kleinen Angestellten vor, diese machen an der Gesamtzahl dieser Berufskategorie 35% aus, an der Zahl aller Haushalte in Cluster 2.3 aber nur 14%. Vgl. hierzu Wierling (1987), S. 286 und S. 290–298.

271 erheblich höhere Summen verwendeten als für Bildung, ermöglichten ihren Sprösslingen dennoch eine im gesamtgesellschaftlichen Vergleich exzellente Ausbildung. Am Beispiel der Bildungsausgaben konnte auch gezeigt werden, dass das Konsumverhalten sich in dieser Einkommenskategorie nur sehr schwer allein durch schichttypische Muster erklären lässt. Zu groß war die Zahl der Einflussfaktoren auf die individuelle Entscheidung eines jeden Haushaltes (bzw. des Haushaltsvorstandes oder wem man auch immer zubilligen mag, die Konsumhöhe festzulegen) über die Höhe der Bildungsausgaben. Und so konnte nicht zweifelsfrei geklärt werden, warum die Entscheidung für oder gegen höhere Bildungsaufwendungen letztlich getroffen worden war. Gewisse Wertvorstellungen innerhalb des Berufsstandes oder der sozialen Schicht, der ein Haushalt zugehörte, könnten den Ausschlag gegeben haben, weshalb für den einen Haushalt Bildung eminent wichtig war, für den anderen aber nicht. Ebenso gut mag das persönliche Denken über die Rolle der Frau in der Gesellschaft entscheidend dafür gewesen sein, die Bildung der eigenen Töchter zu fördern oder zu vernachlässigen. Es wurde jedoch auch deutlich, dass die Höhe der Bildungsausgaben schlicht mit dem erreichten Stadium im Familienzyklus zu- oder abnahm: Familien, deren Kinder Jugendliche oder junge Erwachsene waren, investierten automatisch mehr Geld in die höhere Schul- bzw. Hochschulausbildung ihrer Sprösslinge als wenn die Kinder noch im Volksschulalter waren oder aber bereits das Elternhaus verlassen hatten. Selbst Haushalte, die zuvor immense Bildungsausgaben zu tätigen hatten, leisteten sich nach der Ausbildungszeit der Kinder höhere Freizeitausgaben (vor allem Reisen nahmen hier den wohl größten Teil des Geldes in Anspruch). Zusammenfassend kann man also feststellen, dass sich das Konsumverhalten der Haushalte in diesen Einkommenssphären schlecht durch grob verallgemeinerbare schichttypische Grundlinien erklären lässt. Dieses Ergebnis steht in einem deutlichen Gegensatz zu den diesbezüglichen Feststellungen, die T ENFELDE aufgrund einer sehr schmalen Quellenbasis machte. Wahrscheinlich, jedenfalls legen dies unsere Ergebnisse nahe, bedürfen diese vermeintlichen Erkenntnisse über den Konsum „der Kaufleute“ im Vergleich zu „den höheren Beamten“ einer Revision.19 Vielmehr lassen sich an diesen Haushalten bereits im wilhelminischen Deutschland stark individuelle Züge des Konsums wahrnehmen, die dafür sprechen, dass unter diesen Haushalten die von der Soziologie für spätere Zeitpunkte festgestellte Ablösung der bestimmenden Klassen als Determinanten des Konsums bereits eingesetzt hatte. Gleichzeitig scheint die am Konsumverhalten erkennbare Ausdifferenzierung in Schichten bereits von sehr vielen Faktoren abhängig gewesen zu sein, so dass man davon sprechen kann, dass diese Haushalte bereits vielfach einen individuellen Lebensstil pflegten.20 Verallgemeinernden Aussagen derart, dass Kaufleute grundsätzlich weniger Wert auf Bildung gelegt hätten als Richter, Ärzte oder höhere Beamte, sollte aus dieser Perspektive mit einer gewissen Skepsis begegnet werden. Der Vollständigkeit halber sei hier noch erwähnt, dass diese Individualisierungstendenzen auch auf den höchsten von uns untersuchten Konsumtypus, den 19 20

Tenfelde (1997), S. 252–253. In diesem Sinne äußert sich auch Rössel (2005), S. 77–79.

272 des „Luxuriösen Konsums“, zutreffen. Hier boten die finanziellen Mittel noch erheblich mehr Freiräume für eine persönliche Prägung des Konsumstils. Das wichtigste Ergebnis dieser Arbeit ist, dass wir uns wohl von der Vorstellung verabschieden müssen, anhand der Berufsstellung eines Haushaltsvorstandes das Konsumverhalten eines Haushaltes prognostizieren zu können. Die Verteilung der einzelnen sozioprofessionellen Gruppen auf verschiedene Konsummuster zeigt dagegen, dass eine andere Größe noch stärker als bisher in dieser Hinsicht berücksichtigt werden sollte: die des Einkommens. Belegt werden soll diese Tatsache hier noch einmal durch das Ergebnis einer Regressionsanalyse, mittels derer überprüft wurde, welche der beiden fraglichen Größen, Berufsstellung oder Einkommen (bzw. das verfügbare Gesamtbudget), sich besser eignen, um das Konsumverhalten eines Haushaltes zu prognostizieren.21 Diese Analyse zeigt, dass sich anhand der Höhe ihres Gesamtbudgets (der Variable AUSGABEN) 69% aller Haushalte in ihrem Konsumverhalten korrekt einschätzen lassen, anhand der Berufsstellung des Haushaltsvorstandes (durch die Variable BERUF) jedoch nur 37%. Die Analyse unterstützt desweiteren auch das Urteil, das Kriterium Berufsstellung verdecke gleichsam Unterschiede im Konsum. Insgesamt 91% aller Haushalte werden - wenn nur dieses Kriterium verwendet wird – dem Cluster 1 zugeschlagen, je weitere 4% den Clustern 3 und 9. Die durch die Clusteranalyse entdeckten Unterschiede etwa zwischen den Konsummustern des grundbedarffixierten Konsums lassen sich nicht erkennen, sie gehen unter, was den Vorbehalt gegen eine Konzentration auf dieses Kriterium bestätigt. Man könnte einwenden, dass die starke Prägung unserer Konsummusterlandschaft durch das Einkommen ein statistisches Artefakt sei, generiert durch das spezielle methodische Vorgehen dieser Arbeit. Dem soll an dieser Stelle jedoch noch einmal ganz entschieden entgegengetreten werden: Wenn einer der anderen Einflussfaktoren, beispielsweise die Berufsstellung des Haushaltsvorstandes, so wirkungsmächtig gewesen wäre, das Konsumverhalten der Haushalte entscheidend zu beeinflussen, dann hätten sich verstärkt Haushalte einer Berufsstellung in einem Cluster zusammengefunden. Dem ist aber nicht so. Wie die Untersuchungen S PREEs, mit denen wir in diesem Punkt konform gehen, es bereits vermuten ließen, spielte die berufliche Stellung letztlich nicht die bestimmende Rolle bei der Ausprägung des Konsumverhaltens.22 Möglicherweise – auf solcherlei Fragen vermag man mit den hier verwendeten Quelldaten keine Antwort zu geben – gab es Mentalitäten innerhalb der Berufsstände, die den Konsum des einen Gutes als wertvoll, den des anderen als minderwertig einstuften. Ob ein Haushalt sich jedoch entsprechend dieser Vorstellungen verhielt, genauer: Ob er sich 21

22

Methodisch musste diese Analyse als multinominale logistische Regression konzipiert werden (siehe hierzu etwa Backhaus u. a. (2006), S. 425–488). Diese komplizierte Form der Regressionsanalyse ist erforderlich, da der Regressand, also die erklärte Variable (Konsummuster), ordinal skaliert ist, die Regressoren, also die erklärenden Variablen, teilweise metrisch (Gesamtbudget), teilweise aber auch ordinal (Berufsstellung) skaliert sind. Die Analyse wurde durchgeführt für die beiden Variablen BERUF (Berufsstellung) und AUSGABEN (Gesamtausgaben), da sie im Vergleich zu den anderen beiden möglichen Variablen EINNAHME bzw. HISCLASS weniger missing values aufweisen. Spree (1997), S. 68.

273 dementsprechend verhalten konnte, hing wieder entscheidend mit der Höhe seiner Einnahmen zusammen und insofern mit den zum Konsum zur Verfügung stehenden Mitteln. Und so ist S PREEs Bewertung zu unterstreichen, dass etwa Beamtenhaushalte „nicht primär deshalb [. . . ] einen Konsumstil pflegen, der sich von dem der Arbeiter unterschied, weil sie Beamte waren, sondern weil sie über ein höheres Einkommen verfügten.“23 Damit soll allerdings keineswegs behauptet werden, die sozioökonomische Position eines Haushaltes hätte keinen Einfluss auf das Konsumverhalten gehabt. Wahrscheinlicher ist aber, dass dieser Einfluss ein sekundärer war. Ebenso ist der Zahl der Kinder wohl die gleiche Rolle einer sekundären Determinanten zuzuschreiben: Nicht alle Familien mit vielen Kindern mussten automatisch den größten Anteil ihres Geldes beispielsweise für Nahrung ausgeben und demselben – nennen wir es hypothetisch einmal: familienzentrierten – Konsumverhalten folgen. Vielmehr war auch hier zuvörderst das Einkommen die bestimmende Größe. Davon hing es ab, ob noch ausreichend Mittel zur Befriedigung anderer Bedürfnisse blieben, nachdem – etwas pathetisch ausgedrückt – der Hunger der Kinder gestillt war. Und so lassen sich letztlich alle übrigen Einflussgrößen unter Hinweis auf die Einkommenshöhe abqualifizieren. Es sei hier deshalb noch einmal in aller Deutlichkeit wiederholt: Es ist ein wesentliches Resultat dieser Arbeit, dass vor allen anderen Einflussfaktoren das Einkommen eines Haushaltes im wilhelminischen Kaiserreich dessen Konsumverhalten bestimmte. Wenn wir nun die Vorteile ausspielen, die unser Rückgriff auf die auf H ALLER und S PREE zurückgehende Auffassung vom Wesen der Konsummuster ermöglicht, lassen sich die Ergebnisse unserer Analyse noch weitergehend interpretieren. Im Rahmen dieses einleitend vorgestellten Modells sind die in unserer Analyse zutage tretenden Konsummuster das Ergebnis zweier Prozesse: erstens der ökonomisch determinierten Klassenbildung und zweitens der sozialpsychologisch im Sinne einer „differenziellen Assoziierung“ verstandenen Schichtbildung.24 Mit dem Einfluss der Klassenbildung auf die Entstehung der unterschiedlichen Konsummuster haben wir uns bislang beschäftigt mit dem Ergebnis, dass sich zur Prognose dieses Einflusses die Variable des Einkommens (bzw. des verfügbaren Gesamtbudgets) am besten eignet. Mit immerhin 69% richtigen Zuordnungen lässt sich das Ergebnis dieser abschließenden Analyse dahingehend interpretieren, dass die herausgearbeiteten Konsummuster zu einem guten Teil tatsächlich als Ergebnis der Klassenbildung anzusehen sind. Zu einem nicht unerheblichen Teil – mehr als 30% aller Haushalte lassen sich auf diese Weise nicht richtig im Konsummuster prognostizieren - stellt sich der Konsum jedoch auch als Ergebnis einer im H ALLER’schen Sinne verstandenen Schichtbildung dar. Dieses verbleibende Residuum, also der Teil der Clusterbildung, der nicht mit den ökonomischen den Klassenbildungsprozess operationalisierenden Variablen hinreichend erklärt wird, kann mit S PREE und H ALLER als Ergebnis der subjektiven „differentiellen Assoziation“ 23 24

Spree (1997), S. 79. Siehe ausführlich Kapitel 2.3., S. 60ff.

274 verstanden werden. Als Ausdruck dieser Schichtbildung kann also die oben als sekundärer Einfluss charakterisierte Größe der Kinderzahl gelten. An dieser Stelle erscheint es angebracht, darüber nachzudenken, welche Erklärungsmacht die hier entwickelten Konsummuster im Vergleich zu anderen Kategorien sozialer Ungleichheit besitzen. Es ist zunächst festzuhalten, dass sie eine empirisch ermittelte Gliederung der Gesellschaft des Deutschen Reiches vor 1914 darstellen. Und zwar einer Gliederung, die unmittelbar eine der Auswirkungen sozialer Ungleichheit abbildet: Unterschiede in Konsummöglichkeiten und Konsumverhalten unterschiedlicher Bevölkerungsgruppen. Damit besitzt die Kategorie des Konsummusters einen entscheidenden Vorteil gegenüber anderen Merkmalen sozialer Stratifikation, etwa gegenüber dem Heiratsverhalten, der Zahl der Kinder, gegenüber Einkommen und Vermögen bzw. Beruf, Beschäftigungsverhältnissen oder Bildung, um einige der eingangs bereits erwähnten von ROTHENBACHER verwendeten Charakteristika aufzugreifen:25 Konsummuster stellen ein Ergebnis sozialer Ungleichheit dar, sie beruhen nicht auf einer gemutmaßten Bedingung hierfür. Damit lassen sich gesellschaftliche Differenzierungen, lässt sich soziale Ungleichheit erkennen, ohne dass im Vorhinein einem gewissen Konzept (sei es dem der Klassen, der Schichten, der sozialen Milieus oder der Lebensstile) aus analytischen Gründen der Vorzug vor dem anderen gegeben werden müsste. Konsummuster bilden eben stattdessen real vorhandene Ungleichheiten ab, und diese lassen sich dem Konzept von H ALLER und S PREE entsprechend als Ausdruck sowohl der ökonomischen Bedingtheit des Konsums als auch des Dranges, sich im Rahmen dieser Möglichkeiten im Sinne differenzieller Assoziierung selbst gesellschaftlich zu verorten, begreifen. In den Konsummustern spiegelt sich also auf zweifache Weise ein „Wirkungszusammenhang sozialer Kräfte“ wieder, sie bilden die Sozialstruktur im Kaiserreich für eine der fundamentalen gesellschaftlichen Funktionen ab, der des Konsums.26 Nachdem wir die einzelnen Konsummuster, die unsere Clusteranalyse ergeben hat, soweit beschrieben haben, dass man sich das Konsumverhalten der einzelnen Haushalte innerhalb dieser Gruppen ungefähr vorstellen kann, fehlt ein Blick auf das Gesamtbild, also die Frage, wie sich die Konsummuster zur Gesellschaft des wilhelminischen Deutschland zusammenfügen. Hierfür bietet sich wieder die Vorstellung S CHUMPETERs von Wesen und Persistenz gesellschaftlicher Gruppierungen an: Wenn unsere Konsummuster Omnibussen gleichen, die überzeitlich existieren, jedoch zu unterschiedlichen Zeitpunkten von unterschiedlichen Leuten bevölkert sind, dann muss noch die Frage beantwortet werden: Wer saß zu welcher Zeit in welchem Bus? – also: Welche Bevölkerungskreise pflegten wann welches Konsummuster? Für einen Hinweis können wir Tab. A.40 heranziehen.27 Diese listet auf, wie sich die einzelnen Stellungen im Beruf auf die elf identifizierten Konsummuster verteilen, und zwar geteilt in zwei Zeiträume: von 1859 bis 1889 und von 1890 bis 1914. Am Vergleich 25 26 27

Rothenbacher (1989). Fürstenberg (1974), S. 10. Siehe S. 349 im Anhang.

275 der Anteilswerte der einzelnen Berufsstellungs-Kategorien für diese Zeiträume lassen sich immerhin Tendenzen erahnen, welche Konsummuster um die Wende zum 20. Jahrhundert wohl eher im Schrumpfen begriffen waren und welche vermutlich anwuchsen. Außerdem finden wir Hinweise darauf, welche Haushalte welchem Konsummuster folgten und ob sich die Zusammensetzung im Zeitverlauf änderte. Auf diese Unterschiede wollen wir unsere kurze abschließende Betrachtung lenken. Auf die auffällige Häufung der ländlichen Unterschichten im ersten Cluster wurde schon verschiedentlich hingewiesen. Im Zeitverlauf betrachtet finden jedoch auch bei dieser Berufgruppe Verschiebungen in Konsumniveau und Konsumstruktur statt: Waren im ersten Zeitraum noch über 90% aller Landarbeiter und Tagelöhner in Cluster 1 zu finden, waren dies im zweiten Zeitraum nur noch 62%. Die meisten, der aus diesem Konsummuster gleichsam abgewanderten nahm dabei der Cluster 2.1 auf. Diese Tendenz vollzieht sich auch in Bezug auf die dem Industrieproletariat zugehörigen Haushalte, und zwar noch in erheblich höherem Ausmaß: Aus allen drei Arbeiterkategorien fanden sich vor 1889 knapp 80% in Cluster 1. Für den zweiten Zeitraum können wir die bereits für die Landarbeiter festgestellte abnehmende Tendenz ausmachen, gleichzeitig jedoch auch eine Ausdifferenzierung zwischen den verschieden gut ausgebildeten Arbeitern. Während von den Un- und Angelernten immerhin noch 32% im niedrigsten Cluster zu finden sind, so sind es von den Facharbeitern nur noch 17%. Es hat also eine Aufwärtsorientierung stattgefunden, die aber die verschiedenen Arbeiter je nach ihrem Ausbildungsgrad verschieden stark erfasste. Von den Facharbeitern finden sich im zweiten Abschnitt die meisten (39%) im Cluster 2.1, das zwar einkommensstärker als Cluster 1 ist, aber noch immer zum Ernährungszentrierten Konsum zu rechnen ist. Immerhin 22% finden sich jedoch in Cluster 2.3 (vor 1889 nicht einmal 1%), dem auskömmlichen Konsummuster wieder, was tatsächlich als eine reale Verbesserung der konsumtiven Lage zu verstehen ist. Mit den ungelernten Arbeitern sowie den Unterbeamten und kleinen Angestellten verhält es sich prinzipiell genauso, wohingegen es von den angelernten Arbeitern sogar mehr als 10% in den Cluster 3 („Bescheiden-wohlständischer Konsum“) geschafft haben. Wodurch deren Vorteil gegenüber den eigentlich besser ausgebildeten Facharbeitern zu begründen ist, muss leider hier ungeklärt bleiben. Auf dieselbe Weise lassen sich die prozentualen Anteile auch der bessergestellten Beamten und Angestellten verfolgen; dabei ist tatsächlich fast durchgängig der beschriebene Aufwärtstrend feststellbar.28 So kann man wohl – mit der gebotenen Vorsicht – einen Hinweis auf einen „Fahrstuhleffekt“ finden, also die Vorstellung, dass sich zur zweiten Hälfte des Kaiserreiches hin das Lebensniveau der gesamten Gesellschaft gehoben habe und diese Verbesserung gleich einem Fahrstuhl alle gesellschaftlichen Schichten eine Etage höher gebracht hätte.29 Diese Hinweise mögen 28 29

Ausgenommen werden müssen freilich die Berufsgruppen, deren geringe Fallzahl für einen der beiden Zeitabschnitte keinen vernünftigen Vergleich zulässt. Auch Hans-Ulrich W EHLER spricht in diesem Zusammenhang von einem Fahrstuhleffekt (Wehler (1995), S. 702–712, explizit: S. 708). Zur positiven Entwicklung des Lebensstandards siehe Ebenda, S. 606 und S. 782 und ausführlicher Pierenkemper (1987b). Der Begriff „Fahrstuhleffekt“ geht letzlich auf den Soziologen Ulrich B ECK zurück (Ulrich Beck, Risikogesellschaft. Auf dem Weg in eine andere Moderne,

276 dazu dienen, Bedenken zu zerstreuen, die Totalanalyse aller Haushaltsrechnungen auf einen Schlag ohne sie im Vorfeld zeitlich zu strukturieren, habe Verzerrungen hervorgerufen. Dass dem nicht so ist, zeigte bereits die oben dargestellte Korrelationsanalyse, die dem Faktor Zeit keinen großen Einfluss bescheinigte.30 Freilich bliebe es eine interessante Frage, wie sich die Besetzung der einzelnen Konsummuster innerhalb des Datensatzes im Zeitverlauf der Jahre 1871 bis 1914 quantitativ entwickelte. Dieser Punkt lässt sich mit den hier ausgewerteten Daten jedoch leider nicht beantworten, eine Vorsicht, die in den Untersuchungen zur Repräsentativität der erfassten Quellen begründet liegt.31 Ähnliches gilt für die ebenso wichtige Frage, wie groß denn nun der Anteil der Gesamtbevölkerung des Reiches war, der einem der hier ermittelten Konsummuster folgte. Da wir festgestellt haben, dass die Höhe des Einkommens die überragende Determinante für die Zuordnung eines Haushaltes in ein Cluster und damit in ein Konsummuster darstellte, könnte man zur Beantwortung dieser Frage zunächst von dieser Größe ausgehen.32 Doch wie die bereits im Rahmen der Repräsentanzuntersuchungen angestoßene Diskussion zeigt, ist der Versuch, eine Schichtung der Bevölkerung des Deutschen Reiches nach der Höhe der Haushaltseinkommen zu entwerfen, keineswegs trivial. Ein letztlich überzeugender Versuch hierfür steht noch aus und die Darstellungen hierzu sind, selbst in namhaften und üblicherweise verlässlichen Werken, dürftig oder schlicht verzerrt.33 Aus diesem Grund erscheint eine quantitative Hochrechnung unserer Ergebnisse auf die Bevölkerung des Kaiserreichs als ganzer an dieser Stelle nicht möglich. Sie muss ein Wunsch und der zukünftigen Forschung überlassen bleiben. Dennoch hat sich die Nutzbarmachung von Haushaltsrechnungen zur Erforschung des Konsums der Privathaushalte als ein fruchtbarer Ansatz erwiesen. Es war erstmals möglich, gewisse Postulate der älteren Forschung auf einer verhältnismäßig großen Quellenbasis empirisch zu überprüfen. Damit konnten einige Ergebnisse der bisherigen Erforschung der Konsumstrukturen im deutschen Kaiserreich bestätigt, andere allerdings auch widerlegt werden. Hervorzuheben wäre in dieser Hinsicht vor allem die Vorstellung, dass sich Konsummuster an den Kategorien der beruflichen Stellung scheiden würden. Offensichtlich ist dies – zumindest mit der gerade in der älteren Forschung vertretenen Absolutheit – nicht der Fall. Zwar hatten bereits die Arbeiten Reinhard S PREEs Hinweise auf diese

30 31 32

33

Frankfurt a. M. 1986, S. 121-160). Zur Theorie des „Fahrstuhleffektes“ siehe auch Rössel (2005), S. 57–63. Erstaunlicherweise sieht RÖSSEL trotz ähnlicher empirischer Ergebnisse den Fahrstuhleffekt nicht bestätigt (Ebenda, S. 79). Diesem wohl eher auf der Ebene soziologischer Begrifflichkeiten zu verortenden Widerspruch kann an dieser Stelle allerdings nicht nachgegangen werden. Siehe Kapitel 7.5., S. 256ff. Siehe Kapitel 4.3.7., 170ff. Denkbar wären auch erheblich elaboriertere Modelle unter Einbezug der anderen ebenfalls wichtigen Größen, von denen hier nur die Kinderzahl, die berufliche Stellung oder die Unterscheidung in Stadtund Landbewohner genannt seien. So lieferte etwa Hans-Ulrich W EHLER in seiner Gesellschaftsgeschichte eine stark verzerrte, da den Anteil an Unterschichtenhaushalten grob überschätzende, Skizze der Einkommensschichtung des Kaiserreiches. Näheres hierzu siehe Abschnitt 4.3.5., S. 164, Wehler (1995), S. 702–712 und vgl. Hentschel (1978), S. 71–75.

277 Tatsache geliefert,34 diese wurden jedoch erstmals in jüngster Zeit hinreichend ernst genommen.35 S PREEs für den unteren Mittelstand gültige Befunde konnten durch die hier erstmals für einen großen gesellschaftlichen Querschnitt eingelöste voraussetzungsfreie Analyse des Konsums bestätigt und erweitert werden.36 Dadurch, dass zum ersten Mal ein Datensatz über weite gesellschaftliche Bereiche hinweg ausgewertet werden konnte, war es möglich, Erkenntnisse zu gewinnen, die über den gesellschaftlichen Ausschnitt hinausweisen, den die großen massenstatistischen Erhebungen im ersten Jahrzehnt des 20. Jahrhunderts abdecken. Es konnten einige wesentliche Faktoren herausgearbeitet werden, die erheblichen Einfluss auf die Herausbildung der Konsumstrukturen des wilhelminischen Deutschlands ausübten, allen voran das Einkommen der Haushalte. Schließlich und endlich mag diese Arbeit als ein weiterer Beleg dienen für die Wirkungsmacht des differenziellen Konsums in der damaligen Zeit. „Men do not live by average“, die Menschen leben nicht nach dem Durchschnitt, stellte Holt M ACKENZIE fest. Dass dieses für die Gesellschaft des deutschen Kaiserreiches zwischen 1871 und 1914 nicht nur zutraf, sondern dass sich die soziale Ungleichheit unter den privaten Haushalten in differenziellen Konsumstrukturen manifestierte, dies zu zeigen war das Ziel dieser Arbeit, hierzu konnte sie ein Stück empirische Substanz beitragen.

34 35 36

Spree (1987), S. 68–69 und Ders. (1997), S. 77–80. Etwa in der soziologischen Arbeit Jörg RÖSSELs (Rössel (2005), S. 72–79) und in der jüngst erschienenen Zusammenfassung Heinz-Gerhard H AUPTs (Haupt (2009)). Zuletzt war eine solche Analyse vor mittlerweile zwölf Jahren von S PIEKERMANN eingefordert worden (Spiekermann (1997a), S. 45).

Anhang

A. Tabellenanhang Interpolationsmethode bei fehlenden Werten in Zeitreihen: Bei einigen Zeitreihen mussten einzelne fehlende Jahreswerte (xt+n ) geschätzt werden. Dies geschah im Regelfall mittels linearer Interpolation zwischen den bekannten Werten vorher (xt ) und nachher (xt+N ). Diese Berechnung folgte der Formel xt+n = xt (1 + r)n wobei

xt xt+N xt+n N n

= = = = =

r

=

der letzte empirische Wert vor der Datenlücke (Ausgangsjahr), der erste empirische Wert nach der Datenlücke (Endjahr), der gesuchte Jahreswert, die Anzahl der Jahre zwischen Ausgangs- und Endjahr, die Anzahl der Jahre zwischen dem Ausgangs- und dem gesuchten Jahr und die durchschnittliche jährliche Veränderungsrate

ist. Die durchschnittliche jährliche Veränderungsrate r wurde unter Verwendung des geometrischen Mittels berechnet: ! xt+N r= N −1 xt Sollte im Einzelfall eine andere Methode zur Berechnung fehlender Werte verwendet worden sein, wird darauf explizit in den Anmerkungen zur betreffenden Tabelle hingewiesen. Quellen und Anmerkungen: Sofern nicht anders angegeben, beruhen alle im Anhang aufgeführten Tabellen auf Auswertungen des Kölner Datensatzes.

280 Tabelle A.1: Städte und Gemeinden im Datensatz (Variable ORT) Ortsname Aachen Alt-Berun Alt-Damm Altenburg Altendorf Altheim Altona Alt-Schodnia b. Malapane Altwasser Alzenau Ansbach Anspach Antonia b. Malapane Antonienhütte Apolda Arheilgen Arnsdorf Aue Augsburg Baingow Ballenstedt Barmen Basel Bergedorf Berlin BerlinBorsigwalde

Fälle 1 4 1 11 2 3 12 1 1 2 2 1 1 3 1 2 1 8 2 1 2 10 1 1 184 2

Berlin-Moabit BerlinRummelsburg

1 1

Berlin-Spandau Bernsdorf Bertsdorf Berun Bettingen Beucha Beuthen Bielefeld Bielschowitz Birkenfeld Birkenhain

2 2 2 1 1 10 29 11 1 1 3

Ortsname

Fälle

Birtultau Bischoffingen Biskupitz Bobrek Bobrekhütte Bobrownik Bochum Böddinghausen Bogutschütz BöhlitzEhrenberg

9 2 7 1 3 5 4 1 6 1

Bolkenhain Bonn Bonn-Beuel Borsigwerk Boxhagen Brambauer Brandenburg Braunschweig Bremen Breslau Brieg Brzenskowitz Brzezinka Buchatz Buer Bunzlau Burg in Dithmarschen

1 6 1 3 1 2 1 4 13 124 10 6 3 2 1 7 1

Bykowine Bytkow Castrop Charlottenburg Chechlau Chemnitz Chorzow Cielmitz Cuxhaven Danzig Darfeld Darmstadt Daxlanden Dessau

6 2 1 8 3 50 3 1 1 7 5 1 2 1

Ortsname Deutsch-Piekar Deutsch-Zernitz Diedenhofen Dirmstein Dittelsdorf Dittersbach Dittwar Dorotheendorf Dortmund Dresden Dudweiler Duisburg Durmersheim Düsseldorf Dzietzkowitz Eberswalde Edingen Efringen Eickel Eisenach Eisleben Elberfeld Ellmendingen Emden Erfurt Ernsdorf Ersingen Essen Esslingen Eutritzsch Finkenwärder Fischhausen Flensburg Forchheim Frankenthal Frankfurt/Main Freiburg Freiwaldau Freystadt Friedenau Friedland Friedrichsort Friedrichswille

Fälle 7 1 1 1 3 1 3 2 3 104 5 3 1 26 1 1 2 1 2 1 10 26 2 4 9 3 1 7 7 1 1 1 6 4 3 70 8 1 1 1 1 1 1

Ortsname Fritzlar Fulda Fürth Furtwangen Geestemünde Geithain Georgsmarienhütte

Fälle 1 1 3 1 1 2 2

Gladbach Glasin Gleiwitz Glogau Godullahütte Gorka Abbau Görlitz Görwihl Gosenbach Gotha Göttingen Greifenberg Grevenkop Grießen GroßDombrowka

1 1 13 5 4 1 22 2 1 3 4 1 6 2 1

Großschönau Großstadt Grünberg Grünwinkel Guben Hagen Hainewalde Halberstadt Halle/Saale Hamburg Hameln Hamm Hanau Hannover Harburg Haynau Heidau Heidelberg Heiligenwald

7 4 12 3 3 8 4 1 47 271 1 1 1 13 9 6 1 3 2

Fortsetzung umseitig

281 Fortsetzung zu Tabelle A.1: Städte und Gemeinden im Datensatz (Variable ORT) Ortsname Hemsbach Hildesheim Hirschberg Hirschfelde Hockenheim Hof Hohenlohehütte Holzhausen Huttenheim Ichenheim Immenstaad Ingolstadt Inowrazlaw Iserlohn Ismaning Jacobsdorf Janow Jaryschewo Jena Jonsdorf Josefsdorf Karf Karlsruhe Kassel Katernberg Kattowitz Kerzdorf Kiel Kiel-Ellerbeck Kirn Kleinburgk Kleinstadt Kloster-Vessra Knielingen Koblenz Kochlowitz Kokoczinietz Köln Köln-Deutz Köln-Kalk Köln-Nippes Königsbach Königsberg

Fälle 3 3 7 2 2 1 1 1 2 3 2 1 4 6 1 10 3 1 2 3 1 7 12 36 2 10 2 43 1 1 2 5 1 1 3 2 1 39 1 3 2 3 41

Ortsname Königshütte Königsteele Königswinter Köslin Kostheim Kostow Krefeld Kunersdorf Kunzendorf Labiau Lagiewnik Landeshut Landshut Langeln Langenbielau Langendorf Larischhof Lauban Laurahütte Leihgestern Leipzig LeipzigLindenau LeipzigSchleußig Lennep Leobschütz Leppersdorf Lettin Leutmannsdorf Lichtenstein Lichtentanne Liebichau Liegnitz Lindberg Linkenheim Lipine Lörrach Löwenberg Lübeck Lübz Luckenwalde Ludwigshafen

Fälle 27 1 1 1 1 1 3 1 1 1 9 1 3 1 8 1 2 5 17 1 23 2 1 1 4 1 4 1 1 1 1 1 2 2 19 1 1 47 1 4 2

Ortsname

Fälle

Madlow Magdeburg Mainwangen MainzGonsenheim

1 29 2 2

Mannheim MannheimRheinau

12 1

Marburg Maulburg Meißen Melbach Merseburg Michalkowitz Michelbach Miechowitz Mikultschütz Mingolsheim Mitteloderwitz Mittelweigsdorf Modelwitz Mohsdorf Mönchengladbach

1 1 1 1 2 3 2 16 6 3 3 3 2 1 1

Mörsch Mühlhausen/ Thüringen Mülhausen Mülheim/Rhein Mülheim/Ruhr München Muskau Myslowitz Naclo Netra Neuenhof Neu-Heiduk Neu-Isenburg Neukirch Neulußheim Neunkirchen Neusalz/Oder Neusatz

1 2 3 1 2 46 5 9 1 1 7 1 1 4 4 10 5 2

Ortsname

Fälle

Neuss Neustadt/ Oberschlesien

1 5

Niederndodeleben

1

Niederoderwitz Niederschlema Niedobschütz Nordstrandischmoor

2 1 1 1

Noßwendel Nürnberg Oberseifersdorf Oberwolfach Oelsa Oetzsch Offenbach Ohlau Olbersdorf Oldenburg Oppeln Orzegow Osnabrück Ostritz Oybin Paniow Pasing Paulsdorf Peterswaldau Pforzheim Piassetzna Pilzendorf Pirmasens Plauen Pleß Plettenberg Podlesie Polsnitz Ponarth Posen Possen Potsdam Preiswitz

1 96 3 5 2 1 9 5 2 1 5 17 6 2 2 1 2 2 14 30 3 2 1 3 1 1 1 1 1 9 1 2 1

Fortsetzung umseitig

282 Fortsetzung zu Tabelle A.1: Städte und Gemeinden im Datensatz (Variable ORT) Ortsname

Fälle

Prenzlau Preußisch-Eylau Prypkowo b. Polajewo

1 3 1

Quedlinburg Radewell Radlin Radzionkau Rauenberg Recklinghausen Regensburg Remscheid Repten Rheinbreitbach Richen Rielasingen Rinteln Roitzsch Rokittnitz Rosdzin Rosenberg Rosmierz b. Groß Strehlitz

4 2 3 15 3 1 1 14 4 1 3 2 4 1 2 2 2 1

Roßberg Rostock Rotthausen Ruda Rudypiekar Rybna Rybnik Saarbrücken Sablon Sagan Sandhausen Scharley

21 9 1 14 9 1 2 107 1 5 3 9

Ortsname

Fälle

Schillersdorf Schkopau Schlalach Schmalzfeld Schneidemühl Schomberg Schöneberg Schönfeld Schoppinitz Schwalbach Schweidnitz Schweinheim Schwerte Schwetzingen Seifhennersdorf Siedlisk Siegburg Siemianowitz Sindolsheim Sohrau Solingen Sonneberg Soßnitza Spandau Spitzcunnersdorf Sprendlingen St. Leon St. Märgen Städtisch Dombrowa

1 2 5 1 1 2 52 4 8 1 1 1 1 3 5 1 5 5 3 3 1 1 3 1 4 2 2 1 2

Staßfurth Steig Stettin Straßburg Straupitz

2 2 11 29 1

Ortsname Striegau Stuttgart Stuttgart-Ostheim StuttgartZuffenhausen Suhl Sulzfeld Tarnowitz Tempelhof Teutschneurath Thale Thurze Tichau Tillendorf Torgelow Trier Trockenberg Tschernitz Unadingen Unterscheidenthal Varel Veckenstedt Vegesack Wadern Waldenburg Wallwitzhafen Walscheid Walsum Waltersdorf Wanne Wasenweiler Wasser Watterdingen Wehlau

Fälle 5 11 1 1 4 3 3 1 1 2 1 1 1 5 1 1 2 2 3 2 1 4 1 19 1 1 1 3 2 2 2 2 1

Ortsname

Fälle

Wehrsdorf Weinheim Weißenfels Weitmar Welschneureuth Werbach Wesseling Westenfeld Wickede Wiedelah Wiesbaden Wiesloch Wilmersdorf Witten Wittenschwand Wittgendorf Wolfsanger Worndorf Wurmberg Wurzen Wüstegiersdorf Zaborze Zabrze Zalenze Zarzece b. Nicolai

1 2 1 1 1 2 2 1 2 1 2 2 11 1 2 2 1 2 1 2 9 22 22 14 1

Zawodzie Zedtlitz Zeilsheim Zeitz Zell-Weierbach Ziebigk Ziegenhals Zirlau Zwickau

2 1 1 1 1 1 4 2 6

283 Tabelle A.2: Wertlabels der Variable STAAT Wert 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14

Staat

Wert

Königreich Preußen Königreich Bayern Königreich Sachsen Königreich Württemberg Großherzogtum Baden Großherzogtum Hessen Großherzogtum Mecklbg.-Schwerin Großherzogtum Mecklbg.-Strelitz Großherzogtum Oldenburg Großherzogtum Sachsen-Weimar Herzogtum Braunschweig Herzogtum Sachsen-Meiningen Herzogtum Sachsen-Altenburg Herzogtum Sachsen-Coburg-Gotha

15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 0

Staat Herzogtum Anhalt Fürstentum Schwarzbg.-Sondershausen Fürstentum Schwarzbg.-Rudolstadt Fürstentum Waldeck Fürstentum Reuß älterer Linie Fürstentum Reuß jüngerer Linie Fürstentum Schaumburg-Lippe Fürstentum Lippe Freie Stadt Lübeck Freie Stadt Bremen Freie Stadt Hamburg Reichsland Elsaß-Lothringen nicht näher spezifiziert

Tabelle A.3: Wertlabels der Variable PROVINZ Wert 101 102 103 104 105 106 107 108 109 110 111 112 113 114 200 300 400 501 502 503 504 600

Provinz bzw. Staat

Wert

Provinz bzw. Staat

Stadt Berlin Provinz Brandenburg Provinz Ostpreußen Provinz Westpreußen Provinz Pommern Provinz Schlesien Provinz Posen Rheinprovinz Hohenzollern Provinz Westfalen Provinz Sachsen Provinz Schleswig-Holstein Provinz Hannover Provinz Hessen-Nassau Königreich Bayern Königreich Sachsen Königreich Württemberg Landeskommissärbez. Konstanz Landeskommissärbez. Freiburg Landeskommissärbez. Karlsruhe Landeskommissärbez. Mannheim Großherzogtum Hessen

700 800 900 1000 1100 1200 1300 1400 1500 1600 1700 1800 1900 2000 2100 2200 2300 2400 2500 2600

Großherzogtum Mecklbg.-Schwerin Großherzogtum Mecklbg.-Strelitz Großherzogtum Oldenburg Großherzogtum Sachsen-Weimar Herzogtum Braunschweig Herzogtum Sachsen-Meiningen Herzogtum Sachsen-Altenburg Herzogtum Sachsen-Coburg-Gotha Herzogtum Anhalt Fürstentum Schwarzbg.-Sondershausen Fürstentum Schwarzbg.-Rudolstadt Fürstentum Waldeck Fürstentum Reuß älterer Linie Fürstentum Reuß jüngerer Linie Fürstentum Schaumburg-Lippe Fürstentum Lippe Freie Stadt Lübeck Freie Stadt Bremen Freie Stadt Hamburg Reichsland Elsaß-Lothringen

0

nicht näher spezifiziert

284 Tabelle A.4: Wertlabels der Variable REGBEZ Wert

Regierungsbezirk o.ä.

1010 1021 1022 1031 1032 1041 1042 1051 1052 1053 1061 1062 1063 1071 1072 1081 1082 1083 1084 1085 1090 1101 1102 1103 1111 1112 1113 1120 1131 1132 1133 1134 1135 1136 1141 1142 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 3001 3002 3003 3004 4001 4002 4003 4004 5011 5012 5013 5021

Stadt Berlin Regierungsbezirk Potsdam Regierungsbezirk Frankfurt Regierungsbezirk Gumbinnen Regierungsbezirk Königsberg Regierungsbezirk Danzig Regierungsbezirk Marienwerder Regierungsbezirk Köslin Regierungsbezirk Stettin Regierungsbezirk Stralsund Regierungsbezirk Breslau Regierungsbezirk Liegnitz Regierungsbezirk Oppeln Regierungsbezirk Posen Regierungsbezirk Bromberg Regierungsbezirk Koblenz Regierungsbezirk Düsseldorf Regierungsbezirk Köln Regierungsbezirk Trier Regierungsbezirk Aachen Hohenzollern Regierungsbezirk Münster Regierungsbezirk Minden Regierungsbezirk Arnsberg Regierungsbezirk Magdeburg Regierungsbezirk Merseburg Regierungsbezirk Erfurt Regierungsbezirk Schleswig Landdrosteibezirk Hannover Landdrosteibezirk Hildesheim Landdrosteibezirk Lüneburg Landdrosteibezirk Stade Landdrosteibezirk Osnabrück Landdrosteibezirk Aurich Regierungsbezirk Kassel Regierungsbezirk Wiesbaden Regierungsbezirk Oberbayern Regierungsbezirk Niederbayern Regierungsbezirk Pfalz Regierungsbezirk Oberpfalz Regierungsbezirk Oberfranken Regierungsbezirk Mittelfranken Regierungsbezirk Unterfranken Regierungsbezirk Schwaben Kreishauptmannschaft Dresden Kreishauptmannschaft Leipzig Kreishauptmannschaft Zwickau Kreishauptmannschaft Bautzen Neckarkreis Schwarzwaldkreis Jagstkreis Donaukreis Kreis Konstanz Kreis Villingen Kreis Waldshut Kreis Freiburg

Wert 5022 5023 5031 5032 5041 5042 5043 6001 6002 6003 7000 8000 9001 9002 9003 10000 11000 12000 13000 14000 15000 16000 17000 18000 19000 20000 21000 22000 23000 24000 25000 26001 26002 26003 0

Regierungsbezirk o.ä. Kreis Lörrach Kreis Offenburg Kreis Baden Kreis Karlsruhe Kreis Mannheim Kreis Heidelberg Kreis Mosbach Provinz Starkenburg Provinz Oberhessen Provinz Rheinhessen Großherzogtum Mecklbg.-Schwerin Großherzogtum Mecklbg.-Strelitz Herzogtum Oldenburg Fürstentum Lübeck Fürstentum Birkenfeld Großherzogtum Sachsen-Weimar Herzogtum Braunschweig Herzogtum Sachsen-Meiningen Herzogtum Sachsen-Altenburg Herzogtum Sachsen-Coburg-Gotha Herzogtum Anhalt Fürstentum Schwarzbg.-Sondershausen Fürstentum Schwarzbg.-Rudolstadt Fürstentum Waldeck Fürstentum Reuß älterer Linie Fürstentum Reuß jüngerer Linie Fürstentum Schaumburg-Lippe Fürstentum Lippe Freie Stadt Lübeck Freie Stadt Bremen Freie Stadt Hamburg Bezirk Unterelsaß Bezirk Oberelsaß Bezirk Lothringen. nicht näher spezifiziert

285 Tabelle A.5: Wertlabels der Variablen KREIS und KREIS

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60

KREISSYS

101000 102101 102102 102103 102104 102105 102106 102107 102108 102109 102110 102111 102112 102113 102114 102115 102116 102117 102201 102202 102203 102204 102205 102206 102207 102208 102209 102210 102211 102212 102213 102214 102215 102216 102217 102218 103101 103102 103103 103104 103105 103106 103107 103108 103109 103110 103111 103112 103113 103114 103115 103116 103201 103202 103203 103204 103205 103206 103207 103208

Kreis o. ä. Stadt Berlin Ldkr. Prenzlau Ldkr. Templin Ldkr. Angermünde Ldkr. Oberbarnim Ldkr. Niederbarnim Stkr. Charlottenburg Ldkr. Teltow Ldkr. Beeskow-Storkow Ldkr. Jüterbock-Luckenwalde Ldkr. Zauch-Belzig Stkr. Potsdam Ldkr. Osthavelland Stkr. Brandenburg Ldkr. Westhavelland Ldkr. Ruppin Ldkr. Ostprignitz Ldkr. Westprignitz Ldkr. Königsberg in Neumarkt Ldkr. Soldin Ldkr. Arnswalde Ldkr. Friedeberg Ldkr. Landsberg Ldkr. Lebus Stkr. Frankfurt a. d. Oder Ldkr. Weststernberg Ldkr. Oststernberg Ldkr. Züllichau-Schwiebus Ldkr. Krossen Ldkr. Guben Ldkr. Lübben Ldkr. Luckau Ldkr. Kalau Ldkr. Kottbus Ldkr. Sorau Ldkr. Spremberg Ldkr. Heydekrug Ldkr. Niederung Ldkr. Tilsit Ldkr. Ragnit Ldkr. Pillkallen Ldkr. Stallupönen Ldkr. Gumbinnen Ldkr. Insterburg Ldkr. Darkehmen Ldkr. Angerburg Ldkr. Goldap Ldkr. Oletzko Ldkr. Lyk Ldkr. Lötzen Ldkr. Sensburg Ldkr. Johannisburg Ldkr. Memel Ldkr. Fischhausen Stkr. Königsberg Ldkr. Königsberg Ldkr. Labiau Ldkr. Wehlau Ldkr. Gerdauen Ldkr. Rastenburg

KREIS

KREISSYS

61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 100 101 102 103 104 105 106 107 108 109 110 111 112 113 114 115 116 117 118 119 120

103209 103210 103211 103212 103213 103214 103215 103216 103217 103218 103219 103220 104101 104102 104103 104104 104105 104106 104107 104108 104109 104201 104202 104203 104204 104205 104206 104207 104208 104209 104210 104211 104212 104213 104214 105101 105102 105103 105104 105105 105106 105107 105108 105109 105110 105111 105112 105201 105202 105203 105204 105205 105206 105207 105208 105209 105210 105211 105212 105213

KREISSYS Kreis o. ä. Ldkr. Friedland Ldkr. Preußisch Eylau Ldkr. Heiligenbeil Ldkr. Braunsberg Ldkr. Heilsberg Ldkr. Rössel Ldkr. Allenstein Ldkr. Ortelsburg Ldkr. Neidenburg Ldkr. Osterode in Ostpreußen Ldkr. Mohrungen Ldkr. Preußisch Holland Stkr. Elbing Ldkr. Elbing Ldkr. Marienburg in Westpreußen Stkr. Danzig Ldkr. Danzig Ldkr. Preußisch Stargard Ldkr. Berent Ldkr. Karthaus Ldkr. Neustadt in Westpreußen Ldkr. Stuhm Ldkr. Marienwerder Ldkr. Rosenberg in Westpreußen Ldkr. Löbau Ldkr. Strasburg Ldkr. Thorn Ldkr. Kulm Ldkr. Graudenz Ldkr. Schwetz Ldkr. Tuchel Ldkr. Konitz Ldkr. Schlochau Ldkr. Flatow Ldkr. Deutsch-Krone Ldkr. Schivelbein Ldkr. Dramburg Ldkr. Neustettin Ldkr. Belgard Ldkr. Kolberg-Körlin Ldkr. Köslin Ldkr. Bublitz Ldkr. Schlawe Ldkr. Rummelsburg Ldkr. Stolp Ldkr. Lauenburg in Pommern Ldkr. Bütow Ldkr. Demmin Ldkr. Anklam Ldkr. Usedom-Wollin Ldkr. Ueckermünde Ldkr. Randow Stkr. Stettin Ldkr. Greifenhagen Ldkr. Pyritz Ldkr. Saatzig Ldkr. Naugard Ldkr. Kammin Ldkr. Greifenberg Ldkr. Regenwalde

Fortsetzung umseitig

286 Fortsetzung zu Tabelle A.5: Wertlabels der Variablen KREIS und KREIS

KREISSYS

121 122 123 124 125 126 127 128 129 130 131 132 133 134 135 136 137 138 139 140 141 142 143 144 145 146 147 148 149 150 151 152 153 154 155 156 157 158 159 160 161 162 163 164 165 166 167 168 169 915 170 171 172 173 174 175 176 177 178 179

105301 105302 105303 105304 105305 106101 106102 106103 106104 106105 106106 106107 106108 106109 106110 106111 106112 106113 106114 106115 106116 106117 106118 106119 106120 106121 106122 106123 106124 106201 106202 106203 106204 106205 106206 106207 106208 106209 106210 106211 106212 106213 106214 106215 106216 106217 106218 106219 106220 106221 106301 106302 106303 106304 106305 106306 106307 106308 106309 106310

Kreis o. ä. Ldkr. Rügen Stkr. Stralsund Ldkr. Franzburg Ldkr. Greifswald Ldkr. Grimmen Ldkr. Namslau Ldkr. Wartenberg Ldkr. Oels Ldkr. Trebnitz Ldkr. Militsch Ldkr. Guhrau Ldkr. Steinau Ldkr. Wohlau Ldkr. Neumarkt Stkr. Breslau Ldkr. Breslau Ldkr. Ohlau Ldkr. Brieg Ldkr. Strehlen Ldkr. Nimptsch Ldkr. Münsterberg Ldkr. Frankenstein Ldkr. Reichenbach Ldkr. Schweidnitz Ldkr. Striegau Ldkr. Waldenburg Ldkr. Glatz Ldkr. Neurode Ldkr. Habelschwerdt Ldkr. Grünberg Ldkr. Freistadt Ldkr. Sagan Ldkr. Sprottau Ldkr. Lüben Ldkr. Bunzlau Ldkr. Goldberg-Hainau Stkr. Liegnitz Ldkr. Liegnitz Ldkr. Jauer Ldkr. Schönau Ldkr. Bolkenhain Ldkr. Landeshut Ldkr. Hirschberg Ldkr. Löwenberg Ldkr. Lauban Stkr. Görlitz Ldkr. Görlitz Ldkr. Rothenburg in d. Oberlausitz Ldkr. Hoyerswerda Ldkr. Glogau Ldkr. Kreuzburg Ldkr. Rosenberg in Oberschlesien Ldkr. Oppeln Ldkr. Groß Strehlitz Ldkr. Lublinitz Ldkr. Tost-Gleiwitz Ldkr. Tarnowitz Ldkr. Beuthen Ldkr. Zabrze Ldkr. Kattowitz

KREIS

KREISSYS

180 181 182 183 184 185 186 187 188 189 190 191 192 193 194 195 196 197 198 199 200 201 202 203 204 205 206 207 208 209 210 211 212 213 214 215 216 217 218 219 220 221 222 223 224 225 226 227 228 229 230 231 232 233 234 235 236 237 238 239

106311 106312 106313 106314 106315 106316 106317 106318 106319 107101 107102 107103 107104 107105 107106 107107 107108 107109 107110 107111 107112 107113 107114 107115 107116 107117 107118 107201 107202 107203 107204 107205 107206 107207 107208 107209 107210 108101 108102 108103 108104 108105 108106 108107 108108 108109 108110 108111 108112 108113 108201 108202 108203 108204 108205 108206 108207 108208 108209 108210

KREISSYS

Kreis o. ä. Ldkr. Pleß Ldkr. Rybnik Ldkr. Ratibor Ldkr. Kosel Ldkr. Leobschütz Ldkr. Neustadt in Oberschlesien Ldkr. Falkenberg Ldkr. Neisse Ldkr. Grottkau Ldkr. Wreschen Ldkr. Pleschen Ldkr. Schroda Ldkr. Schrimm Ldkr. Kosten Ldkr. Buk Stkr. Posen Ldkr. Posen Ldkr. Obornik Ldkr. Samter Ldkr. Birnbaum Ldkr. Meseritz Ldkr. Bomst Ldkr. Fraustadt Ldkr. Kröben Ldkr. Krotoschin Ldkr. Adelnau Ldkr. Schildberg Ldkr. Czarnikau Ldkr. Kolmar in Preußen Ldkr. Wirsitz Stkr. Bromberg Ldkr. Bromberg Ldkr. Schubin Ldkr. Inowrazlaw Ldkr. Mogilno Ldkr. Gnesen Ldkr. Wongrowitz Ldkr. Koblenz Ldkr. Sankt Goar Ldkr. Kreuznach Ldkr. Simmern Ldkr. Zell Ldkr. Cochem Ldkr. Mayen Ldkr. Adenau Ldkr. Ahrweiler Ldkr. Neuwied Ldkr. Altenkirchen Ldkr. Wetzlar Ldkr. Meisenheim Ldkr. Kleve Ldkr. Rees Stkr. Krefeld Ldkr. Krefeld Stkr. Duisburg Ldkr. Mülheim a. d. Ruhr Stkr. Essen Ldkr. Essen Ldkr. Moers Ldkr. Geldern

Fortsetzung umseitig

287 Fortsetzung zu Tabelle A.5: Wertlabels der Variablen KREIS und KREIS

KREISSYS

240 241 242 243 244 245 246 247 248 249 250 251 252 253 254 255 256 257 258 259 260 261 262 263 264 265 266 267 268 269 270 271 272 273 274 275 276 277 278 279 280 281 282 283 284 285 286 287 288 289 290 291 292 293 294 295 296 297 298 299

108211 108212 108213 108214 108215 108216 108217 108218 108219 108220 108221 108301 108302 108303 108304 108305 108306 108307 108308 108309 108310 108311 108401 108402 108403 108404 108405 108406 108407 108408 108409 108410 108411 108412 108501 108502 108503 108504 108505 108506 108507 108508 108509 108510 108511 109001 109002 109003 109004 110101 110102 110103 110104 110105 110106 110107 110108 110109 110110 110111

Kreis o. ä. Ldkr. Kempen Stkr. Düsseldorf Ldkr. Düsseldorf Stkr. Elberfeld Stkr. Barmen Ldkr. Mettmann Ldkr. Lennep Ldkr. Solingen Ldkr. Neuß Ldkr. Grevenbroich Ldkr. Gladbach Ldkr. Wipperfürth Ldkr. Waldbröl Ldkr. Gummersbach Siegkreis Ldkr. Mülheim am Rhein Stkr. Köln Ldkr. Köln Ldkr. Bergheim Ldkr. Euskirchen Ldkr. Rheinbach Ldkr. Bonn Ldkr. Daun Ldkr. Prüm Ldkr. Bitburg Ldkr. Wittlich Ldkr. Bernkastel Ldkr. Trier Ldkr. Saarburg Ldkr. Merzig Ldkr. Saarlouis Ldkr. Saarbrücken Ldkr. Ottweiler Ldkr. St. Wendel Ldkr. Erkelenz Ldkr. Heinsberg Ldkr. Geilenkirchen Ldkr. Jülich Ldkr. Düren Stkr. Aachen Ldkr. Aachen Ldkr. Eupen Ldkr. Montjoie [Monschau] Ldkr. Schleiden Ldkr. Malmedy Oberamt Sigmaringen Oberamt Gammertingen Oberamt Hechingen Oberamt Haigerloch Ldkr. Beckum Ldkr. Lüdinghausen Ldkr. Tecklenburg Ldkr. Warendorf Stkr. Münster Ldkr. Münster Ldkr. Steinfurt Ldkr. Coesfeld Ldkr. Ahaus Ldkr. Borken Ldkr. Recklinghausen

KREIS

KREISSYS

300 301 302 303 304 305 306 307 308 309 310 311 312 313 314 315 316 317 318 319 320 321 322 323 324 325 326 327 328 329 330 331 332 333 334 335 336 337 338 339 340 341 342 343 344 345 346 347 348 349 350 351 352 353 354 355 356 357 358 359

110201 110202 110203 110204 110205 110206 110207 110208 110209 110210 110211 110301 110302 110303 110304 110305 110306 110307 110308 110309 110310 110311 110312 110313 110314 110315 110316 111101 111102 111103 111104 111105 111106 111107 111108 111109 111110 111111 111112 111113 111114 111115 111201 111202 111203 111204 111205 111206 111207 111208 111209 111210 111211 111212 111213 111214 111215 111216 111217 111301

KREISSYS

Kreis o. ä. Ldkr. Minden Ldkr. Lübbecke Ldkr. Herford Ldkr. Halle in Westf. Stkr. Bielefeld Ldkr. Bielefeld Ldkr. Wiedenbrück Ldkr. Paderborn Ldkr. Büren Ldkr. Warburg Ldkr. Höxter Ldkr. Arnsberg Ldkr. Meschede Ldkr. Brilon Ldkr. Lippstadt Ldkr. Soest Ldkr. Hamm Stkr. Dortmund Ldkr. Dortmund Stkr. Bochum Ldkr. Bochum Ldkr. Hagen Ldkr. Iserlohn Ldkr. Altena Ldkr. Olpe Ldkr. Siegen Ldkr. Wittgenstein Ldkr. Osterburg Ldkr. Salzwedel Ldkr. Gardelegen Ldkr. Stendal Ldkr. Jerichow I Ldkr. Jerichow II Ldkr. Kalbe Ldkr. Wanzleben Stkr. Magdeburg Ldkr. Wolmirstedt Ldkr. Neuhaldensleben Ldkr. Oschersleben Ldkr. Aschersleben Ldkr. Halberstadt Ldkr. Wernigerode Ldkr. Liebenwerda Ldkr. Torgau Ldkr. Schweidnitz Ldkr. Wittenberg Ldkr. Bitterfeld Ldkr. Saalkreis Stkr. Halle an der Saale Ldkr. Delitzsch Gebirgskreis Mansfeld Seekreis Mansfeld Ldkr. Sangerhausen Ldkr. Eckartsberga Ldkr. Querfurt Ldkr. Merseburg Ldkr. Weißenfels Ldkr. Naumburg Ldkr. Zeitz Stkr. Nordhausen

Fortsetzung umseitig

288 Fortsetzung zu Tabelle A.5: Wertlabels der Variablen KREIS und KREIS

KREISSYS

360 361 362 363 364 365 366 367 368 369 370 371 372 373 374 375 376 377 378 379 380 381 382 383 384 385 386 387 388 389 390 391 392 393 394 395 396 397 398 399 400 401 402 913 914 403 404 405 406 407 408 409 410 411 412 413 414 415 416 417

111302 111303 111304 111305 111306 111307 111308 111309 111310 111311 112001 112002 112003 112004 112005 112006 112007 112008 112009 112010 112011 112012 112013 112014 112015 112016 112017 112018 112019 112020 112021 113101 113102 113103 113104 113105 113106 113107 113201 113202 113203 113204 113205 113206 113207 113301 113302 113303 113304 113305 113306 113307 113401 113402 113403 113404 113405 113406 113407 113408

Kreis o. ä. Ldkr. Nordhausen Ldkr. Worbis Ldkr. Heiligenstadt Ldkr. Mühlhausen Ldkr. Langensalza Ldkr. Weißensee Stkr. Erfurt Ldkr. Erfurt Ldkr. Ziegenrück Ldkr. Schleusingen Ldkr. Hadersleben Ldkr. Apenrade Ldkr. Sonderburg Ldkr. Flensburg Ldkr. Schleswig Ldkr. Eckernförde Ldkr. Eiderstedt Ldkr. Husum Ldkr. Tondern Ldkr. Oldenburg Ldkr. Plön Ldkr. Kiel Ldkr. Rendsburg Ldkr. Norderdithmarschen Ldkr. Süderdithmarschen Ldkr. Steinburg Ldkr. Segeberg Ldkr. Stormarn Ldkr. Pinneberg Ldkr. Altona Ldkr. Htm. Lauenburg Ldkr. Diepholz Ldkr. Hoya Ldkr. Nienburg Stkr. Hannover Ldkr. Hannover Ldkr. Wennigsen Ldkr. Hameln Ldkr. Liebenburg Ldkr. Osterode am Harz Ldkr. Göttingen Ldkr. Einbeck Ldkr. Zellerfeld Ldkr. Hildesheim Ldkr. Marienburg in Hannover Ldkr. Celle Ldkr. Gifhorn Ldkr. Fallingbostel Ldkr. Uelzen Ldkr. Dannenberg Ldkr. Lüneburg Ldkr. Harburg Stader Marschkreis Stader Geestkreis Ldkr. Neuhaus Ldkr. Otterndorf Ldkr. Lehe Ldkr. Osterholz Ldkr. Verden Ldkr. Rotenburg an der Wümme

KREIS

KREISSYS

418 419 420 421 422 423 424 425 426 427 428 429 430 431 432 433 434 435 436 437 438 439 440 441 442 443 444 445 446 447 448 449 450 451 452 453 454 455 456 457 458 459 460 461 462 463 464 465 466 467 468 469 470 471 472 473 474 475 476 477

113501 113502 113503 113504 113505 113601 113602 113603 114101 114102 114103 114104 114105 114106 114107 114108 114109 114110 114111 114112 114113 114114 114115 114116 114117 114118 114119 114120 114121 114122 114123 114201 114202 114203 114204 114205 114206 114207 114208 114209 114210 114211 114212 200101 200102 200103 200104 200105 200106 200107 200108 200109 200110 200111 200112 200113 200114 200115 200116 200117

KREISSYS

Kreis o. ä. Ldkr. Meppen Ldkr. Lingen Ldkr. Bersenbrück Ldkr. Osnabrück Ldkr. Melle Ldkr. Aurich Ldkr. Emden Ldkr. Leer Stkr. Kassel Ldkr. Kassel Ldkr. Eschwege Ldkr. Fritzlar Ldkr. Hofgeismar Ldkr. Homberg Ldkr. Melsungen Ldkr. Rotenburg an der Fulda Ldkr. Witzenhausen Ldkr. Wolfhagen Ldkr. Marburg Ldkr. Frankenberg Ldkr. Kirchhain Ldkr. Ziegenhain Ldkr. Fulda Ldkr. Hersfeld Ldkr. Hünfeld Ldkr. Hanau Ldkr. Gelnhausen Ldkr. Schlüchtern Ldkr. Schmalkalden Ldkr. Rinteln Ldkr. Gersfeld Dillkreis Oberwesterwaldkreis Unterwesterwaldkreis Oberlahnkreis Unterlahnkreis Ldkr. Rheingau Stkr. Wiesbaden Ldkr. Wiesbaden Obertaunuskreis Untertaunuskreis Stkr. Frankfurt am Main Ldkr. Biedenkopf Unm. Stadt München Unm. Stadt Freising Unm. Stadt Ingolstadt Unm. Stadt Landsberg Unm. Stadt Rosenheim Unm. Stadt Traunstein Bez.amt Aichach Bez.amt Altötting Bez.amt Berchtesgaden Bez.amt Bruck Bez.amt Dachau Bez.amt Ebersberg Bez.amt Erding Bez.amt Freising Bez.amt Friedberg Bez.amt Garmisch Bez.amt Ingolstadt

Fortsetzung umseitig

289 Fortsetzung zu Tabelle A.5: Wertlabels der Variablen KREIS und KREIS

KREISSYS

478 479 480 481 482 483 484 485 486 487 488 489 490 491 492 493 494 495 496 497 498 499 500 501 502 503 504 505 506 507 508 509 510 511 512 513 514 515 516 517 518 519 520 521 522 523 524 525 526 527 528 529 530 531 532 533 534 535 536 537

200118 200119 200120 200121 200122 200123 200124 200125 200126 200127 200128 200129 200130 200131 200201 200202 200203 200204 200205 200206 200207 200208 200209 200210 200211 200212 200213 200214 200215 200216 200217 200218 200219 200220 200221 200222 200223 200224 200301 200302 200303 200304 200305 200306 200307 200308 200309 200310 200311 200312 200401 200402 200403 200404 200405 200406 200407 200408 200409 200410

Kreis o. ä. Bez.amt Landsberg Bez.amt Laufen Bez.amt Miesbach Bez.amt Mühldorf Bez.amt München I Bez.amt München II Bez.amt Pfaffenhofen Bez.amt Rosenheim Bez.amt Schongau Bez.amt Schrobenhausen Bez.amt Tölz Bez.amt Traunstein Bez.amt Wasserburg Bez.amt Weilheim Unm. Stadt Deggendorf Unm. Stadt Landshut Unm. Stadt Passau Unm. Stadt Straubing Bez.amt Bogen Bez.amt Deggendorf Bez.amt Dingolfing Bez.amt Eggenfelden Bez.amt Grafenau Bez.amt Griesbach Bez.amt Kelheim Bez.amt Kötzing Bez.amt Landau an der Isar Bez.amt Landshut Bez.amt Mallersdorf Bez.amt Passau Bez.amt Pfarrkirchen Bez.amt Regen Bez.amt Rottenburg Bez.amt Straubing Bez.amt Viechtach Bez.amt Vilsbiburg Bez.amt Vilshofen Bez.amt Wolfstein Bez.amt Bergzabern Bez.amt Frankenthal Bez.amt Germersheim Bez.amt Homburg Bez.amt Kaiserslautern Bez.amt Kirchheimbolanden Bez.amt Kusel Bez.amt Landau Bez.amt Neustadt/Haardt Bez.amt Pirmasens Bez.amt Speyer Bez.amt Zweibrücken Unm. Stadt Amberg Unm. Stadt Regensburg Bez.amt Amberg Bez.amt Beilngries Bez.amt Burglengenfeld Bez.amt Cham Bez.amt Eschenbach Bez.amt Kemnath Bez.amt Nabburg Bez.amt Neumarkt

KREIS

KREISSYS

538 539 540 541 542 543 544 545 546 547 548 549 550 551 552 553 554 555 556 557 558 559 560 561 562 563 564 565 566 567 568 569 570 571 572 573 574 575 576 577 578 579 580 581 582 583 584 585 586 587 588 589 590 591 592 593 594 595 596 597

200411 200412 200413 200414 200415 200416 200417 200418 200419 200420 200501 200502 200503 200504 200505 200506 200507 200508 200509 200510 200511 200512 200513 200514 200515 200516 200517 200518 200519 200520 200601 200602 200603 200604 200605 200606 200607 200608 200609 200610 200611 200612 200613 200614 200615 200616 200617 200618 200619 200620 200621 200622 200623 200624 200625 200701 200702 200703 200704 200705

KREISSYS

Kreis o. ä. Bez.amt Neunburg vorm Wald Bez.amt Neustadt/Waldnab Bez.amt Parsberg Bez.amt Regensburg Bez.amt Roding Bez.amt Stadtamhof Bez.amt Sulzbach Bez.amt Tirschenreuth Bez.amt Vohenstrauß Bez.amt Waldmünchen Unm. Stadt Bamberg Unm. Stadt Bayreuth Unm. Stadt Hof Bez.amt Bamberg I Bez.amt Bamberg II Bez.amt Bayreuth Bez.amt Berneck Bez.amt Ebermannstadt Bez.amt Forchheim Bez.amt Höchstadt/Aisch Bez.amt Hof Bez.amt Kronach Bez.amt Kulmbach-Lichtenfels Bez.amt Müncheberg Bez.amt Naila Bez.amt Pegnitz Bez.amt Rehau Bez.amt Stadtsteinach Bez.amt Staffelstein Bez.amt Wunsiedel Unm. Stadt Nürnberg Unm. Stadt Fürth Unm. Stadt Ansbach Unm. Stadt Dinkelsbühl Unm. Stadt Eichstätt Unm. Stadt Erlangen Unm. St. Rothenbg. ob d. Tauber Unm. Stadt Schwabach Unm. Stadt Weißenburg Bez.amt Ansbach Bez.amt Dinkelsbühl Bez.amt Eichstätt Bez.amt Erlangen Bez.amt Feuchtwangen Bez.amt Fürth Bez.amt Gunzenhausen Bez.amt Hersbruck Bez.amt Hilpoltstein Bez.amt Neustadt an der Aisch Bez.amt Nürnberg Bez.amt Rothenburg ob d. Tauber Bez.amt Scheinfeld Bez.amt Schwabach Bez.amt Uffenheim Bez.amt Weißenburg Unm. Stadt Würzburg Unm. Stadt Aschaffenburg Unm. Stadt Kitzingen Unm. Stadt Schweinfurt Bez.amt Alzenau

Fortsetzung umseitig

290 Fortsetzung zu Tabelle A.5: Wertlabels der Variablen KREIS und KREIS

KREISSYS

598 599 600 601 602 603 604 605 606 607 608 609 610 611 612 613 614 615 616 617 618 619 620 621 622 623 624 625 626 627 628 629 630 631 632 633 634 635 636 637 638 639 640 641 642 643 644 645 646 647 648 649 650 651 652 653 654 655 656 657

200706 200707 200708 200709 200710 200711 200712 200713 200714 200715 200716 200717 200718 200719 200720 200721 200722 200723 200724 200801 200802 200803 200804 200805 200806 200807 200808 200809 200810 200811 200812 200813 200814 200815 200816 200817 200818 200819 200820 200821 200822 200823 200824 200825 200826 200827 200828 200829 300101 300102 300103 300104 300105 300106 300107 300108 300201 300202 300203 300204

Kreis o. ä. Bez.amt Aschaffenburg Bez.amt Brückenau Bez.amt Ebern Bez.amt Gerolzhofen Bez.amt Hammelburg Bez.amt Haßfurt Bez.amt Karlstadt Bez.amt Kissingen Bez.amt Kitzingen Bez.amt Königshofen Bez.amt Lohr Bez.amt Marktheidenfeld Bez.amt Mellrichstadt Bez.amt Miltenberg Bez.amt Neustadt an der Saale Bez.amt Obernburg Bez.amt Ochsenfurt Bez.amt Schweinfurt Bez.amt Würzburg Unm. Stadt Augsburg Unm. Stadt Dillingen Unm. Stadt Donauwörth Unm. Stadt Günzburg Unm. Stadt Kaufbeuren Unm. Stadt Kempten Unm. Stadt Lindau Unm. Stadt Memmingen Unm. Stadt Neuburg a. d. Donau Unm. Stadt Nördlingen Bez.amt Augsburg Bez.amt Dillingen Bez.amt Donauwörth Bez.amt Füssen Bez.amt Günzburg Bez.amt Illertissen Bez.amt Kaufbeuren Bez.amt Kempten Bez.amt Krumbach Bez.amt Lindau Bez.amt Memmingen Bez.amt Mindelheim Bez.amt Neuburg a. d. Donau Bez.amt Neuulm Bez.amt Nördlingen Bez.amt Oberdorf Bez.amt Sonthofen Bez.amt Wertingen Bez.amt Zusmarshausen Stadtbezirk Dresden Amtshauptm. Dresden-Altstadt Amtshauptm. Dresden-Neustadt Amtshauptm. Pirna Amtshauptm. Dippoldiswalde Amtshauptm. Freiberg Amtshauptm. Meißen Amtshauptm. Großenhain Stadtbezirk Leipzig Amtshauptm. Leipzig Amtshauptm. Borna Amtshauptm. Grimma

KREIS

KREISSYS

658 659 660 661 662 663 664 665 666 667 668 669 670 671 672 673 674 675 676 677 678 679 680 681 682 683 684 685 686 687 688 689 690 691 692 693 694 695 696 697 698 699 700 701 702 703 704 705 706 707 708 709 710 711 712 713 714 715 716 717

300205 300206 300207 300301 300302 300303 300304 300305 300306 300307 300308 300309 300310 300311 300401 300402 300403 300404 400101 400102 400103 400104 400105 400106 400107 400108 400109 400110 400111 400112 400113 400114 400115 400116 400117 400201 400202 400203 400204 400205 400206 400207 400208 400209 400210 400211 400212 400213 400214 400215 400216 400217 400301 400302 400303 400304 400305 400306 400307 400308

KREISSYS

Kreis o. ä. Amtshauptm. Oschatz Amtshauptm. Döbeln Amtshauptm. Rochlitz Stkr. Chemnitz Amtshauptm. Chemnitz Amtshauptm. Flöha Amtshauptm. Marienberg Amtshauptm. Annaberg Amtshauptm. Schwarzenberg Amtshauptm. Zwickau Amtshauptm. Plauen Amtshauptm. Auerbach Amtshauptm. Oelsnitz Amtshauptm. Glauchau Amtshauptm. Zittau Amtshauptm. Löbau Amtshauptm. Bautzen Amtshauptm. Kamenz Oberamt Backnang Oberamt Besigheim Oberamt Böblingen Oberamt Brackenheim Oberamt Cannstatt Oberamt Eßlingen Oberamt Heilbronn Oberamt Leonberg Oberamt Ludwigsburg Oberamt Marbach Oberamt Maulbronn Oberamt Neckarsulm Oberamt Stuttgart, Amt Oberamt Stuttgart, Stadt Oberamt Vaihingen Oberamt Waiblingen Oberamt Weinsberg Oberamt Balingen Oberamt Calw Oberamt Freudenstadt Oberamt Herrenberg Oberamt Horb Oberamt Nagold Oberamt Neuenbürg Oberamt Nürtingen Oberamt Oberndorf Oberamt Reutlingen Oberamt Rottenburg Oberamt Rottweil Oberamt Spaichingen Oberamt Sulz Oberamt Tübingen Oberamt Tuttlingen Oberamt Urach Oberamt Aalen Oberamt Crailsheim Oberamt Ellwangen Oberamt Gaildorf Oberamt Gerabronn Oberamt Gmünd Oberamt Hall Oberamt Heidenheim

Fortsetzung umseitig

291 Fortsetzung zu Tabelle A.5: Wertlabels der Variablen KREIS und KREIS

KREISSYS

718 719 720 721 722 723 724 725 726 727 728 729 730 731 732 733 734 735 736 737 738 739 740 741 742 743 744 745 746 747 748 749 750 751 752 753 754 755 756 757 758 759 760 761 762 763 764 765 766 767 768 769 770 771 772 773 774 775 776 777

400309 400310 400311 400312 400313 400314 400401 400402 400403 400404 400405 400406 400407 400408 400409 400410 400411 400412 400413 400414 400415 400416 501101 501102 501103 501104 501105 501106 501201 501202 501203 501301 501302 501303 501304 502101 502102 502103 502104 502105 502106 502107 502201 502202 502203 502204 502301 502302 502303 502304 502305 503101 503102 503103 503104 503201 503202 503203 503204 503205

Kreis o. ä. Oberamt Künzelsau Oberamt Mergentheim Oberamt Neresheim Oberamt Öhringen Oberamt Schorndorf Oberamt Welzheim Oberamt Biberach Oberamt Blaubeuren Oberamt Ehingen Oberamt Geislingen Oberamt Göppingen Oberamt Kirchheim Oberamt Laupheim Oberamt Leutkirch Oberamt Münsingen Oberamt Ravensburg Oberamt Riedlingen Oberamt Saulgau Oberamt Tettnang Oberamt Ulm Oberamt Waldsee Oberamt Wangen Amtsbezirk Engen Amtsbezirk Konstanz Amtsbezirk Meßkirch Amtsbezirk Pfullendorf Amtsbezirk Stockach Amtsbezirk Überlingen Amtsbezirk Donaueschingen Amtsbezirk Triberg Amtsbezirk Villingen Amtsbezirk Bonndorf Amtsbezirk Säckingen Amtsbezirk St. Blasien Amtsbezirk Waldshut Amtsbezirk Breisach Amtsbezirk Emmendingen Amtsbezirk Ettenheim Amtsbezirk Freiburg Amtsbezirk Neustadt Amtsbezirk Staufen Amtsbezirk Waldkirch Amtsbezirk Lörrach Amtsbezirk Müllheim Amtsbezirk Schönau Amtsbezirk Schopfheim Amtsbezirk Kehl Amtsbezirk Lahr Amtsbezirk Oberkirch Amtsbezirk Offenburg Amtsbezirk Wolfach Amtsbezirk Achern Amtsbezirk Baden Amtsbezirk Bühl Amtsbezirk Rastatt Amtsbezirk Bretten Amtsbezirk Bruchsal Amtsbezirk Durlach Amtsbezirk Ettlingen Amtsbezirk Karlsruhe

KREIS

KREISSYS

778 779 780 781 782 783 784 785 786 787 788 789 790 791 792 793 794 795 796 797 798 799 800 801 802 803 804 805 806 807 808 809 810 811 812 813 814 815 816 817 818 819 820 821 822 823 896 897 898 899 900 901 902 903 904 905 906 907 908 909

503206 504101 504102 504103 504201 504202 504203 504204 504301 504302 504303 504304 504305 504306 600101 600102 600103 600104 600105 600106 600107 600201 600202 600203 600204 600205 600206 600301 600302 600303 600304 600305 700001 700002 700003 700004 700005 700006 700007 700008 700009 700010 700011 700012 700013 700014 900101 900102 900103 900104 900105 900106 900107 900108 900109 900110 900111 900112 900113 900114

KREISSYS

Kreis o. ä. Amtsbezirk Pforzheim Amtsbezirk Mannheim Amtsbezirk Schwetzingen Amtsbezirk Weinheim Amtsbezirk Eppingen Amtsbezirk Heidelberg Amtsbezirk Sinsheim Amtsbezirk Wiesloch Amtsbezirk Adelsheim Amtsbezirk Buchen Amtsbezirk Eberbach Amtsbezirk Mosbach Amtsbezirk Tauberbischofsheim Amtsbezirk Wertheim Kreis Darmstadt Kreis Bensheim Kreis Dieburg Kreis Erbach Kreis Groß-Gerau Kreis Heppenheim Kreis Offenbach Kreis Gießen Kreis Alsfeld Kreis Büdingen Kreis Friedberg Kreis Lauterbach Kreis Schotten Kreis Mainz Kreis Alzey Kreis Bingen Kreis Oppenheim Kreis Worms Landw.komp.bez. Schwerin Landw.komp.bez. Hagenow Landw.komp.bez. Ludwigslust Landw.komp.bez. Parchim Landw.komp.bez. Wismar Landw.komp.bez. Grevesmühlen Landw.komp.bez. Doberan Landw.komp.bez. Rostock Landw.komp.bez. Ribnitz Landw.komp.bez. Güstrow Landw.komp.bez. Malchin Landw.komp.bez. Waren Htm. Mecklenburg-Strelitz Ftm. Ratzeburg Stadtgemeinde Oldenburg Amt Oldenburg Amt Westerstede Stadtgemeinde Varel Amt Varel Stadtgemeinde Jever Amt Jever Amt Butjadingen Amt Brake Amt Elsfleth Amt Delmenhorst Amt Wildeshausen Amt Vechta Amt Cloppenburg

Fortsetzung umseitig

292 Fortsetzung zu Tabelle A.5: Wertlabels der Variablen KREIS und KREIS

KREISSYS

Kreis o. ä.

910 911 912 824 825 826 827 828 829 830 831 832 833 834 835 836 837 838 839 840 841 842 843 844 845 846 847 848 849 850 851 852 853 854 855 856 857 858 859

900115 900201 900301 1000001 1000002 1000003 1000004 1000005 1100001 1100002 1100003 1100004 1100005 1100006 1200001 1200002 1200003 1200004 1300001 1300002 1400001 1400002 1400003 1400004 1400005 1500001 1500002 1500003 1500004 1500005 1600001 1600002 1700001 1700002 1800001 1800002 1900001 1900002 2000001

Amt Friesoythe Fürstentum Lübeck Fürstentum Birkenfeld Verwbez. Weimar Verwbez. Apolda Verwbez. Eisenach Verwbez. Dermbach Verwbez. Neustadt a. d. Orla Kreis Braunschweig Kreis Wolfenbüttel Kreis Helmstedt Kreis Gandersheim Kreis Holzminden Kreis Blankenburg Kreis Meiningen Kreis Hildburghausen Kreis Sonneberg Kreis Saalfeld Landratsamt Altenburg Landratsamt Roda Herzogtum Coburg Stadtbezirk Gotha Landratsamt Gotha Ldramt./Stadtbez. Ohrdruff Ldramt./Stadtbez. Waltershausen Ldkr. Dessau Ldkr. Köthen Ldkr. Zerbst Ldkr. Bernburg Ldkr. Ballenstedt Ftm. Schbg.-Son., Oberherrschaft Ftm. Schbg.-Son., Unterherrschaft Ftm. Schbg.-Rud., Oberherrschaft Ftm. Schbg.-Rud., Unterherrschaft Fürstentum Waldeck Fürstentum Pyrmont Landratsamt Greiz Landratsamt Burgk Landratsamt Gera

KREISSYS

KREIS

KREISSYS

Kreis o. ä.

860 861 862 863 864 865 866 867 868 869 870 871 872 873 874 875 876 877 878 879 880 881 882 883 884 885 886 887 888 889 890 891 892 893 894 895

2000002 2100000 2200000 2300001 2300002 2400001 2400002 2400003 2400004 2500001 2500002 2500003 2500004 2500005 2600101 2600102 2600103 2600104 2600105 2600106 2600107 2600108 2600201 2600202 2600203 2600204 2600205 2600206 2600301 2600302 2600303 2600304 2600305 2600306 2600307 2600308

Landratsamt Schleiz Fürstentum Schaumburg-Lippe Fürstentum Lippe Stadt Lübeck Landbezirk Lübeck Stadt Bremen Stadt Bremerhaven Stadt Vegesack Landgebiet Bremen Stadt und Vorstadt Hamburg Landherrschaft Geestlande Landherrschaft Marschlande Landherrschaft Bergedorf Landherrschaft Ritzebühl Stkr. Straßburg Ldkr. Straßburg Ldkr. Erstein Ldkr. Hagenau Ldkr. Molsheim Ldkr. Schlettstadt Ldkr. Weißenburg Ldkr. Zabern Ldkr. Altkirch Ldkr. Colmar Ldkr. Gebweiler Ldkr. Mülhausen Ldkr. Rappoltsweiler Ldkr. Thann Stkr. Metz Ldkr. Metz Ldkr. Bolchen Ldkr. Château-Salins Ldkr. Diedenhofen Ldkr. Forbach Ldkr. Saarburg Ldkr. Saargemünd

999

0

nicht näher spezifiziert

Quellen und Anmerkungen zu den Tab. A.2, A.3, A.4 und A.5: Grundlage der Zuordnungen der Kreise, Regierungsbezirke, Provinzen und Staaten zueinander ist die Verwaltungsgliederung des Deutschen Reiches am Ende des Jahres 1887, entprechend dem Ortsverzeichnis, mit dem die im Datensatz vorkommenden Orte auf die entsprechenden Kreise zverteilt wurden (Grübel (1888)).

293 Tabelle A.6: Zuordnung der Regierungsbezirke des Datensatzes zu denen des Jahres 1939 REGBEZ 1010 1021 1022 1031 1032 1041 1042 1051 1052 1053 1061 1062 1063 1071 1072 1081 1082 1083 1084 1085 1090 1101 1102 1103 1111 1112 1113 1120 1131 1132 1133 1134 1135 1136 1141 1142 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008

Regierungsbezirk o.ä. (1887) Stadt Berlin Regierungsbezirk Potsdam Regierungsbezirk Frankfurt Regierungsbezirk Gumbinnen Regierungsbezirk Königsberg Regierungsbezirk Danzig Regierungsbezirk Marienwerder Regierungsbezirk Köslin Regierungsbezirk Stettin Regierungsbezirk Stralsund Regierungsbezirk Breslau Regierungsbezirk Liegnitz Regierungsbezirk Oppeln Regierungsbezirk Posen Regierungsbezirk Bromberg Regierungsbezirk Koblenz Regierungsbezirk Düsseldorf Regierungsbezirk Köln Regierungsbezirk Trier Regierungsbezirk Aachen Hohenzollern Regierungsbezirk Münster Regierungsbezirk Minden Regierungsbezirk Arnsberg Regierungsbezirk Magdeburg Regierungsbezirk Merseburg Regierungsbezirk Erfurt Regierungsbezirk Schleswig Regierungsbezirk Hannover Regierungsbezirk Hildesheim Regierungsbezirk Lüneburg Regierungsbezirk Stade Regierungsbezirk Osnabrück Regierungsbezirk Aurich Regierungsbezirk Kassel Regierungsbezirk Wiesbaden Regierungsbezirk Oberbayern Regierungsbezirk Niederbayern Regierungsbezirk Pfalz Regierungsbezirk Oberpfalz Regierungsbezirk Oberfranken Regierungsbezirk Mittelfranken Regierungsbezirk Unterfranken Regierungsbezirk Schwaben

REGB1939 5 6 7 2 1 3 4 9 8 10 13 14 15 11 12 31 32 33 34 35 36 26 27 28 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 29 30 54 55 56 57 58 59 60 61

Regierungsbezirk o.ä. (1939) Stadt Berlin Potsdam Frankfurt Gumbinnen Königsberg Danzig Marienwerder Köslin Stettin Stralsund Breslau Liegnitz Oppeln Posen Bromberg Koblenz Düsseldorf Köln Trier Aachen Sigmaringen Münster Minden Arnsberg Magdeburg Merseburg Erfurt Schleswig Hannover Hildesheim Lüneburg Stade Osnabrück Aurich Kassel Wiesbaden Oberbayern Niederbayern Pfalz Oberpfalz Oberfranken Mittelfranken Unterfranken Schwaben

Fortsetzung umseitig

294 Fortsetzung zu Tab. A.6: Zuordnung der Regierungsbezirke des Datensatzes zu denen des Jahres 1939 REGBEZ 3001 3002 3003 3004 4001 4002 4003 4004 5011 5012 5013 5021 5022 5023 5031 5032 5041 5042 5043 6001 6002 6003 7000 8000 9001 9002 9003 10000 11000 12000 13000 14000 15000 16000 17000 18000 18000 19000 20000 21000 22000 23000 24000 25000 26001 26002 26003

Regierungsbezirk o.ä. (1887) Kreishauptmannschaft Dresden Kreishauptmannschaft Leipzig Kreishauptmannschaft Zwickau Kreishauptmannschaft Bautzen Neckarkreis Schwarzwaldkreis Jagstkreis Donaukreis Kreis Konstanz Kreis Villingen Kreis Waldshut Kreis Freiburg Kreis Lörrach Kreis Offenburg Kreis Baden Kreis Karlsruhe Kreis Mannheim Kreis Heidelberg Kreis Mosbach Provinz Starkenburg Provinz Oberhessen Provinz Rheinhessen Großherzogtum Mecklenburg-Schwerin Großherzogtum Mecklenburg-Strelitz Herzogtum Oldenburg Fürstentum Lübeck Fürstentum Birkenfeld Großherzogtum Sachsen-Weimar Herzogtum Braunschweig Herzogtum Sachsen-Meiningen Herzogtum Sachsen-Altenburg Herzogtum Sachsen-Coburg-Gotha Herzogtum Anhalt Fürstentum Schwarzburg-Sondershausen Fürstentum Schwarzburg-Rudolstadt Fürstentum Waldeck (Ftm. Waldeck) Fürstentum Waldeck (Ftm. Pyrmont) Fürstentum Reuß älterer Linie Fürstentum Reuß jüngerer Linie Fürstentum Schaumburg-Lippe Fürstentum Lippe Freie Stadt Lübeck Freie Stadt Bremen Freie Stadt Hamburg Bezirk Unterelsaß Bezirk Oberelsaß Bezirk Lothringen

REGB1939 37 38 39 40 48 49 50 51 44 44 44 45 45 45 46 46 47 47 47 41 42 43 53 53 52 52 52 62 63 62 62 62 64 62 62 29 20 62 62 65 66 19 67 68 69 70 71

Regierungsbezirk o.ä. (1939) Dresden Leipzig Zwickau Bautzen Neckarkreis Schwarzwaldkreis Jagstkreis Donaukreis Konstanz Konstanz Konstanz Freiburg Freiburg Freiburg Karlsruhe Karlsruhe Mannheim Mannheim Mannheim Starkenburg Oberhessen Rheinhessen Mecklenburg Mecklenburg Oldenburg Oldenburg Oldenburg Thüringen Braunschweig Thüringen Thüringen Thüringen Anhalt Thüringen Thüringen Kassel Hannover Thüringen Thüringen Schaumburg-Lippe Lippe Schleswig Bremen Hamburg Unterelsaß Oberelsaß Lothringen

295 Quellen und Anmerkungen zu Tab. A.6: Bei der Berechnung seines Modernisierungsindexes verwendete F RANK Daten, die Friedhelm G EHRMANN für eine unveröffentlicht gebliebene Studie berechnete, indem er die amtlich veröffentlichten Daten unter Ausgleich von Grenzveränderungen im Zeitraum von 1849 bis 1939 vergleichbar machte.37 F RANK geht davon aus, G EHRMANN habe bei der Berechnung seiner Daten die Grenzen von 1850 konstant gehalten und alle späteren Werte an jenen Gebietsstand angepasst.38 Dies erscheint jedoch aus mehreren Gründen als unglaubwürdig. Erstens tauchen in den von F RANK verwendeten territorialen Gliederungen weder das Fürstentum Waldeck-Pyrmont noch die Freie und Hansestadt Lübeck auf, welche jedoch erst 1929 bzw. 1937 ihre Unabhängigkeit an Preußen verloren. Zweitens nahm er Thüringen als einheitliches Territorium auf, obwohl die zahlreichen thüringischen Staaten erst 1920 in einem einzigen Staat Thüringen aufgingen. Drittens listet F RANK nur einen Regierungsbezirk Mecklenburg auf; die beiden früheren Großherzogtümer MecklenburgStrelitz und Mecklenburg-Schwerin wurden jedoch erst 1934 zwangsvereinigt. Man muß also davon ausgehen, dass G EHRMANN nicht wie von Frank angenommen, bei seiner Vereinheitlichung die Grenzen von 1850 zur Grundlage nahm, sondern diejenigen von 1939. F RANK nahm jedoch in Verkennung dieser Situation einige Korrekturen vor, um die Daten für 1939 bzw. 1907 auf die Grenzziehungen von 1850 zurückzurechnen.39 Die von F RANK verwendeten Bezeichnungen der Regierungsbezirke entsprechen also denen auf dem Stand von 1939, die von ihm zugrunde gelegten Grenzziehungen aber denen von 1850. Um mit einem Beispiel diese verworrene Situation zu erläutern: F RANK konstruierte aus den Territorien der mitteldeutschen Kleinstaaten des Jahres 1850 ein ebenso fiktives wie anachronistisches Land Thüringen – in das er auch den Kreis Coburg einbezog, obwohl Coburg in der Realität nie dem Land Thüringen angehörte, sondern sich bei der Bildung des neuen Staates stattdessen dem Land Bayern anschloß.40 Für die Zuordnung der in dieser Untersuchung verwendeten territorialen Einheiten zu den Werten des F RANK’schen Modernisierungsindexes erwies sich dessen eigentümliches Vorgehen unter pragmatischen Gesichtspunkten jedoch als Vorteil: Die von F RANK verwendeten Grenzziehungen entsprechen auf der Ebene der Regierungsbezirke weitestgehend den 37

38 39 40

F RANK zitiert hierfür den unveröffentlichten Abschlußbericht eines DFG-geförderten Projektes (Friedhelm Gehrmann, Walther G. Hoffmann (Projektleitung), Regionale Wachstumsdifferenzierung in Deutschland, 1850-1961, Forschungsbericht des Projekts Ho 81/42 der DFG, unveröffentlicht, Münster 1977; siehe Frank (1994), S. VI). Diesen Bericht umweht eine Aura des Mysteriösen. Erstens war bei Abfassung des Berichtes der Projektleiter Walther G. H OFFMANN bereits seit sechs Jahren tot. Zweitens scheint der Bericht nach der Benutzung durch F RANK verschollen zu sein. Weder die einschlägigen Bibliotheken in Münster (hier ist er zwar verzeichnet, wird aber vermisst), noch die DFG, noch G EHRMANN persönlich verfügen über ein Exemplar, weshalb ich, was die unten beschriebenen Ungereimtheiten in der regionalen Abgrenzung bei F RANK und G EHRMANN auf die Zitate bei Ersterem und ansonsten auf Spekulationen angewiesen bin. Ebenda, S. 32. Ebenda, Anhang 2, S. VI–VII. Dieser Umstand geht aus den Einlassungen F RANKs zur Korrektur der territorialen Strukturen für den Index des Jahres 1939 zweifelsfrei hervor, siehe Ebenda, Anhang 2, S. VII.

296 im Datensatz verwendeten Verwaltungsstrukturen im Jahr 1887. Deshalb erwies sich die regionale Zuordnung der einzelnen Haushalte des Kölner Datensatzes zu den Werten des Modernisierungsindexes als unproblematisch: zumeist konnten die Regierungsbezirke den von F RANK verwendeten in der Variablen REGB 1939 einfach eins zu eins zugeordnet werden. An einigen wenigen Stellen führten die oben beschriebenen Unklarheiten darüber, von welchen Grenzen G EHRMANN und mit ihm F RANK letztlich ausgingen, zu den oben angedeuteten Anachronismen, die den Wert des Modernisierungsindexes inhaltlich aber kaum schmälern:41 • Das Großherzogtum Sachsen-Weimar, die Herzogtümer Sachsen-Meiningen, Sachsen-Altenburg und Sachsen-Coburg-Gotha, sowie die vier Fürstentümer SchwarzburgSondershausen, Schwarzburg-Rudolstadt und Reuß beider Linien werden zusammengefasst dem Territorium „Thüringen“ zugeordnet, obwohl sie erst 1920 den Freistaat Thüringen bildeten. Sachsen-Coburg-Gotha ging nur mit seinem Gothaer Teilgebiet in den thüringischen Staat ein, die Bevölkerung des ehemaligen Herzogtums Coburg hatte sich in einer Volksabstimmung für den Anschluss an Bayern ausgesprochen, diese Änderung wurde – wie oben erwähnt – jedoch von F RANK rückgängig gemacht und mußte insofern auch hier nicht beachtet werden. • Die beiden mecklenburgischen Großherzogtümer erscheinen wie oben beschrieben zusammengefasst, obwohl die Zwangsvereinigung erst 1934 unter nationalsozialistischem Druck vollzogen wurde. • Die Freie und Hansestadt Lübeck wurde dem preussischen Regierungsbezirk Schleswig zugeschlagen, obwohl sie in Wahrheit ihre Unabhängigkeit erst 1937 verlor. • Die beiden Bestandteile des bis 1929 selbständigen Fürstentums Waldeck wurden unter den preußischen Regierungsbezirken Kassel (Waldeck) bzw. Hannover (Pyrmont) subsummiert, zu denen sie seit 1929 bzw. 1921 gehörten. Zu beachten ist weiterhin, dass F RANK für die Staaten Braunschweig, Anhalt, SchaumburgLippe, Lippe, die Hansestädte Bremen und Hamburg sowie für die drei Regierungsbezirke Elsaß-Lothringens gar keine Daten anbietet und deswegen für diese Gebiete statt einer Synchronisierung mit seinen Daten eine Neuberechnung erforderlich war.

41

Vgl. hierzu die jeweils einschlägigen Bände von Hubatsch u. a. (1975–1983).

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71

REGB1939

Königsberg Gumbinnen Danzig Marienwerder Stadt Berlin Potsdam Frankfurt Stettin Köslin Stralsund Posen Bromberg Breslau Liegnitz Oppeln Magdeburg Merseburg Erfurt Schleswig Hannover Hildesheim Lüneburg Stade Osnabrück Aurich Münster Minden Arnsberg Kassel Wiesbaden Koblenz Düsseldorf Köln Trier Aachen Sigmaringen Dresden Leipzig Zwickau Bautzen Starkenburg Oberhessen Rheinhessen Konstanz Freiburg Karlsruhe Mannheim Neckarkreis Schwarzwaldkreis Jagstkreis Donaukreis Oldenburg Mecklenburg Oberbayern Niederbayern Pfalz Oberpfalz Oberfranken Mittelfranken Unterfranken Schwaben Thüringen Braunschweig Anhalt Schaumburg-Lippe Lippe Bremen Hamburg Unterelsaß Oberelsaß Lothringen

Name 35,0 21,0 56,6 22,7 174,1 58,2 50,5 55,8 25,5 62,8 30,8 23,3 53,8 52,3 31,0 67,9 61,3 64,6 56,7 63,6 53,6 36,0 46,3 34,2 58,8 38,8 42,0 53,8 43,2 62,8 45,6 94,3 70,3 41,8 66,4 26,3 69,9 70,1 84,0 61,2 54,8 27,4 64,4 28,7 32,8 51,0 49,3 55,2 40,4 29,1 39,4 35,5 43,7 43,5 22,2 32,7 27,7 36,7 56,6 24,0 34,9 53,2 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

37,6 22,6 59,1 25,3 175,8 63,5 54,0 60,0 29,8 64,0 32,2 26,6 59,4 55,6 37,6 71,9 64,2 70,5 60,8 68,3 58,0 39,1 46,1 37,0 58,6 43,4 45,7 67,0 47,2 68,1 47,7 108,3 79,4 46,3 72,9 26,9 78,2 80,0 92,9 67,4 59,7 31,1 69,3 32,1 37,1 56,0 53,0 61,2 44,5 33,0 43,2 37,0 47,1 49,0 24,0 38,5 29,6 40,4 60,0 28,0 37,3 58,7 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

37,9 22,7 59,4 25,6 176,0 64,0 54,3 60,4 30,3 64,1 32,4 26,9 60,0 55,9 38,3 72,4 64,5 71,1 61,2 68,8 58,5 39,4 46,1 37,3 58,6 43,8 46,1 68,5 47,7 68,6 47,9 109,8 80,4 46,8 73,6 27,0 79,1 81,1 93,8 68,1 60,2 31,5 69,9 32,5 37,5 56,5 53,4 61,8 45,0 33,4 43,6 37,2 47,5 49,6 24,2 39,1 29,7 40,8 60,3 28,4 37,6 59,3 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

38,1 22,9 59,7 25,9 176,2 64,6 54,7 60,8 30,8 64,3 32,5 27,3 60,6 56,3 39,0 72,8 64,8 71,7 61,6 69,3 59,0 39,8 46,1 37,6 58,6 44,3 46,5 70,0 48,1 69,2 48,1 111,4 81,3 47,2 74,3 27,0 80,0 82,1 94,8 68,7 60,8 31,9 70,4 32,8 38,0 57,1 53,8 62,4 45,4 33,8 44,0 37,3 47,9 50,1 24,4 39,8 29,9 41,2 60,7 28,9 37,8 59,9 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

38,4 23,0 59,9 26,2 176,4 65,1 55,1 61,3 31,3 64,4 32,7 27,6 61,3 56,6 39,8 73,2 65,1 72,3 62,1 69,8 59,4 40,1 46,1 37,9 58,6 44,8 46,9 71,6 48,5 69,8 48,3 112,9 82,3 47,7 75,0 27,1 80,9 83,2 95,7 69,4 61,3 32,3 70,9 33,2 38,4 57,6 54,2 63,1 45,8 34,2 44,4 37,5 48,2 50,7 24,6 40,4 30,1 41,6 61,1 29,3 38,1 60,5 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

38,7 23,2 60,2 26,5 176,5 65,7 55,4 61,7 31,8 64,5 32,8 28,0 61,9 56,9 40,6 73,6 65,4 73,0 62,5 70,3 59,9 40,4 46,1 38,2 58,6 45,3 47,3 73,2 49,0 70,3 48,6 114,5 83,3 48,2 75,7 27,1 81,8 84,3 96,7 70,1 61,8 32,7 71,4 33,6 38,9 58,2 54,6 63,7 46,3 34,7 44,9 37,6 48,6 51,3 24,8 41,1 30,3 42,0 61,4 29,8 38,3 61,1 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

39,0 23,4 60,4 26,8 176,7 66,3 55,8 62,2 32,3 64,6 33,0 28,4 62,5 57,3 41,3 74,1 65,7 73,6 62,9 70,8 60,4 40,8 46,1 38,5 58,6 45,8 47,7 74,8 49,4 70,9 48,8 116,1 84,4 48,7 76,4 27,2 82,7 85,5 97,7 70,8 62,4 33,2 72,0 33,9 39,4 58,7 55,0 64,4 46,7 35,1 45,3 37,8 49,0 52,0 25,0 41,8 30,5 42,4 61,8 30,2 38,6 61,7 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

39,2 23,6 60,7 27,1 176,9 66,8 56,2 62,6 32,8 64,8 33,1 28,7 63,1 57,6 42,1 74,5 66,0 74,3 63,4 71,3 60,9 41,1 46,1 38,9 58,6 46,4 48,1 76,5 49,8 71,5 49,0 117,7 85,4 49,2 77,1 27,3 83,6 86,6 98,7 71,4 62,9 33,6 72,5 34,3 39,9 59,3 55,4 65,0 47,2 35,6 45,7 37,9 49,3 52,6 25,2 42,4 30,7 42,8 62,1 30,7 38,8 62,3 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

39,5 23,7 61,0 27,4 177,1 67,4 56,5 63,1 33,3 64,9 33,3 29,1 63,8 58,0 43,0 74,9 66,4 74,9 63,8 71,9 61,4 41,4 46,0 39,2 58,5 46,9 48,5 78,2 50,3 72,1 49,2 119,4 86,4 49,7 77,8 27,3 84,6 87,7 99,7 72,1 63,4 34,0 73,0 34,7 40,4 59,8 55,8 65,7 47,7 36,0 46,1 38,1 49,7 53,2 25,4 43,1 30,9 43,2 62,5 31,2 39,1 62,9 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

39,8 23,9 61,2 27,7 177,2 68,0 56,9 63,5 33,8 65,0 33,4 29,5 64,4 58,3 43,8 75,4 66,7 75,6 64,2 72,4 61,9 41,8 46,0 39,5 58,5 47,4 48,9 79,9 50,7 72,6 49,4 121,0 87,5 50,2 78,6 27,4 85,5 88,9 100,7 72,8 64,0 34,5 73,6 35,1 40,9 60,4 56,2 66,4 48,1 36,5 46,6 38,2 50,1 53,8 25,6 43,9 31,1 43,6 62,9 31,7 39,4 63,6 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

40,1 24,1 61,5 28,0 177,4 68,6 57,3 64,0 34,4 65,1 33,6 29,9 65,0 58,7 44,6 75,8 67,0 76,2 64,7 72,9 62,4 42,1 46,0 39,8 58,5 47,9 49,4 81,7 51,2 73,2 49,7 122,7 88,6 50,7 79,3 27,4 86,5 90,1 101,7 73,5 64,5 34,9 74,1 35,5 41,4 60,9 56,6 67,1 48,6 36,9 47,0 38,4 50,5 54,5 25,8 44,6 31,3 44,0 63,2 32,2 39,6 64,2 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

40,4 24,2 61,8 28,3 177,6 69,2 57,7 64,5 34,9 65,3 33,7 30,3 65,7 59,1 45,5 76,2 67,3 76,9 65,1 73,4 62,8 42,5 46,0 40,1 58,5 48,5 49,8 83,5 51,6 73,8 49,9 124,4 89,7 51,2 80,1 27,5 87,5 91,3 102,7 74,3 65,1 35,3 74,7 35,9 41,9 61,5 57,0 67,8 49,1 37,4 47,4 38,6 50,8 55,1 26,0 45,3 31,5 44,4 63,6 32,7 39,9 64,8 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

40,7 24,4 62,1 28,6 177,8 69,8 58,1 64,9 35,5 65,4 33,9 30,7 66,4 59,4 46,4 76,7 67,6 77,6 65,6 73,9 63,4 42,8 46,0 40,4 58,5 49,0 50,2 85,3 52,1 74,4 50,1 126,2 90,7 51,8 80,8 27,6 88,5 92,5 103,8 75,0 65,7 35,8 75,2 36,3 42,4 62,1 57,5 68,4 49,6 37,9 47,9 38,7 51,2 55,8 26,2 46,0 31,7 44,9 64,0 33,2 40,2 65,5 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

41,0 24,6 62,3 28,9 177,9 70,4 58,5 65,4 36,0 65,5 34,0 31,1 67,0 59,8 47,3 77,1 67,9 78,2 66,1 74,5 63,9 43,2 46,0 40,8 58,5 49,6 50,6 87,2 52,6 75,0 50,3 127,9 91,9 52,3 81,6 27,6 89,5 93,7 104,8 75,7 66,2 36,3 75,8 36,7 42,9 62,7 57,9 69,2 50,0 38,3 48,3 38,9 51,6 56,4 26,4 46,8 31,9 45,3 64,3 33,7 40,4 66,1 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

41,2 24,8 62,6 29,2 178,1 71,0 58,9 65,9 36,6 65,6 34,2 31,5 67,7 60,1 48,2 77,6 68,2 78,9 66,5 75,0 64,4 43,5 46,0 41,1 58,5 50,1 51,1 89,2 53,0 75,6 50,6 129,7 93,0 52,8 82,3 27,7 90,5 95,0 105,9 76,4 66,8 36,7 76,3 37,1 43,4 63,3 58,3 69,9 50,5 38,8 48,8 39,0 52,0 57,1 26,6 47,6 32,1 45,7 64,7 34,2 40,7 66,8 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

41,5 24,9 62,9 29,5 178,3 71,6 59,2 66,3 37,2 65,8 34,4 31,9 68,4 60,5 49,1 78,0 68,6 79,6 67,0 75,6 64,9 43,9 45,9 41,4 58,4 50,7 51,5 91,2 53,5 76,2 50,8 131,5 94,1 53,4 83,1 27,7 91,5 96,2 107,0 77,2 67,4 37,2 76,9 37,5 44,0 63,9 58,7 70,6 51,0 39,3 49,2 39,2 52,4 57,8 26,8 48,4 32,4 46,2 65,1 34,7 41,0 67,4 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

41,8 25,1 63,1 29,9 178,5 72,2 59,6 66,8 37,8 65,9 34,5 32,3 69,1 60,9 50,1 78,5 68,9 80,3 67,4 76,1 65,4 44,3 45,9 41,7 58,4 51,2 51,9 93,2 54,0 76,9 51,0 133,4 95,3 53,9 83,9 27,8 92,5 97,5 108,0 77,9 68,0 37,7 77,5 38,0 44,5 64,5 59,1 71,3 51,5 39,8 49,7 39,4 52,8 58,5 27,0 49,2 32,6 46,6 65,5 35,3 41,2 68,1 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

42,1 25,3 63,4 30,2 178,7 72,9 60,0 67,3 38,3 66,0 34,7 32,8 69,7 61,2 51,1 78,9 69,2 81,0 67,9 76,7 65,9 44,6 45,9 42,1 58,4 51,8 52,4 95,3 54,5 77,5 51,3 135,2 96,4 54,5 84,7 27,9 93,6 98,8 109,1 78,7 68,5 38,1 78,1 38,4 45,1 65,1 59,6 72,0 52,0 40,3 50,1 39,5 53,2 59,2 27,3 50,0 32,8 47,0 65,9 35,8 41,5 68,8 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

42,4 25,5 63,7 30,5 178,8 73,5 60,4 67,8 39,0 66,1 34,8 33,2 70,4 61,6 52,0 79,4 69,5 81,7 68,4 77,2 66,4 45,0 45,9 42,4 58,4 52,4 52,8 97,4 55,0 78,1 51,5 137,1 97,6 55,0 85,5 27,9 94,6 100,1 110,2 79,5 69,1 38,6 78,6 38,8 45,6 65,7 60,0 72,8 52,5 40,8 50,6 39,7 53,6 59,9 27,5 50,8 33,0 47,5 66,2 36,4 41,8 69,5 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

42,7 25,7 64,0 30,9 179,0 74,1 60,8 68,3 39,6 66,3 35,0 33,6 71,2 62,0 53,1 79,9 69,9 82,4 68,9 77,8 67,0 45,4 45,9 42,8 58,4 53,0 53,3 99,5 55,5 78,8 51,7 139,0 98,8 55,6 86,3 28,0 95,7 101,5 111,4 80,2 69,7 39,1 79,2 39,2 46,2 66,3 60,5 73,5 53,1 41,3 51,1 39,9 54,0 60,6 27,7 51,6 33,2 48,0 66,6 36,9 42,1 70,1 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

1849 1859 1860 1861 1862 1863 1864 1865 1866 1867 1868 1869 1870 1871 1872 1873 1874 1875 1876 1877

297

Tabelle A.7: F RANK’scher Modernisierungsindex für 1859–1914

Fortsetzung umseitig

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71

REGB1939

Königsberg Gumbinnen Danzig Marienwerder Stadt Berlin Potsdam Frankfurt Stettin Köslin Stralsund Posen Bromberg Breslau Liegnitz Oppeln Magdeburg Merseburg Erfurt Schleswig Hannover Hildesheim Lüneburg Stade Osnabrück Aurich Münster Minden Arnsberg Kassel Wiesbaden Koblenz Düsseldorf Köln Trier Aachen Sigmaringen Dresden Leipzig Zwickau Bautzen Starkenburg Oberhessen Rheinhessen Konstanz Freiburg Karlsruhe Mannheim Neckarkreis Schwarzwaldkreis Jagstkreis Donaukreis Oldenburg Mecklenburg Oberbayern Niederbayern Pfalz Oberpfalz Oberfranken Mittelfranken Unterfranken Schwaben Thüringen Braunschweig Anhalt Schaumburg-Lippe Lippe Bremen Hamburg Unterelsaß Oberelsaß Lothringen

Name 43,1 25,8 64,3 31,2 179,2 74,8 61,2 68,8 40,2 66,4 35,2 34,1 71,9 62,4 54,1 80,3 70,2 83,2 69,3 78,3 67,5 45,8 45,9 43,1 58,4 53,6 53,7 101,8 56,0 79,4 52,0 141,0 100,0 56,2 87,1 28,0 96,8 102,8 112,5 81,0 70,3 39,6 79,8 39,7 46,8 66,9 60,9 74,3 53,6 41,8 51,6 40,0 54,4 61,3 27,9 52,5 33,4 48,4 67,0 37,5 42,4 70,8 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

43,4 26,0 64,5 31,5 179,4 75,4 61,7 69,3 40,8 66,5 35,3 34,5 72,6 62,7 55,1 80,8 70,5 83,9 69,8 78,9 68,1 46,1 45,8 43,4 58,3 54,2 54,2 104,0 56,5 80,0 52,2 142,9 101,2 56,7 87,9 28,1 97,9 104,2 113,6 81,8 70,9 40,1 80,4 40,1 47,3 67,6 61,3 75,1 54,1 42,4 52,0 40,2 54,8 62,1 28,1 53,3 33,6 48,9 67,4 38,1 42,6 71,5 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

43,7 26,2 64,8 31,9 179,5 76,1 62,1 69,8 41,5 66,6 35,5 35,0 73,3 63,1 56,2 81,3 70,8 84,6 70,3 79,5 68,6 46,5 45,8 43,8 58,3 54,8 54,7 106,3 57,0 80,7 52,4 144,9 102,5 57,3 88,7 28,2 99,0 105,6 114,8 82,6 71,6 40,7 81,0 40,6 47,9 68,2 61,8 75,8 54,6 42,9 52,5 40,4 55,3 62,8 28,3 54,2 33,9 49,3 67,8 38,7 42,9 72,3 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

44,0 26,4 65,1 32,2 179,7 76,7 62,5 70,3 42,1 66,8 35,6 35,4 74,1 63,5 57,3 81,7 71,2 85,4 70,8 80,0 69,1 46,9 45,8 44,1 58,3 55,4 55,1 108,7 57,5 81,3 52,7 146,9 103,7 57,9 89,6 28,2 100,1 107,0 115,9 83,4 72,2 41,2 81,6 41,0 48,5 68,9 62,2 76,6 55,2 43,5 53,0 40,5 55,7 63,5 28,6 55,1 34,1 49,8 68,2 39,3 43,2 73,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0 0,0

44,3 26,6 65,4 32,6 179,9 77,4 62,9 70,8 42,8 66,9 35,8 35,9 74,8 63,9 58,4 82,2 71,5 86,1 71,3 80,6 69,7 47,3 45,8 44,5 58,3 56,0 55,6 111,1 58,0 82,0 52,9 149,0 105,0 58,5 90,4 28,3 101,2 108,4 117,1 84,2 72,8 41,7 82,2 41,5 49,1 69,5 62,7 77,4 55,7 44,0 53,5 40,7 56,1 64,3 28,8 56,0 34,3 50,3 68,6 39,9 43,5 73,7 79,2 85,6 59,6 47,3 150,5 158,3 65,0 80,9 53,8

44,8 27,0 66,0 33,1 179,8 79,2 63,6 71,6 43,1 66,9 36,2 36,7 75,7 64,4 59,7 83,0 72,1 86,6 72,0 81,9 70,2 48,1 46,5 45,0 58,5 58,0 56,7 112,6 58,4 83,0 53,3 149,3 106,2 59,6 90,9 28,1 102,3 109,7 118,2 84,9 73,9 42,0 82,9 41,7 49,7 70,6 64,0 78,3 56,3 44,3 53,8 42,7 56,6 65,6 29,0 57,5 35,5 51,1 69,8 40,5 44,6 74,6 79,9 86,6 60,4 47,5 150,4 158,4 65,4 81,3 54,2

45,3 27,5 66,6 33,6 179,6 81,0 64,3 72,3 43,4 66,9 36,6 37,5 76,6 65,0 60,9 83,8 72,8 87,2 72,7 83,2 70,8 49,0 47,1 45,6 58,7 60,1 57,8 114,0 58,8 84,1 53,7 149,7 107,4 60,6 91,5 27,8 103,4 111,0 119,2 85,7 74,9 42,3 83,7 41,9 50,3 71,8 65,4 79,3 56,8 44,6 54,1 44,7 57,1 66,9 29,3 59,1 36,7 51,9 71,0 41,0 45,8 75,6 80,5 87,7 61,4 47,7 150,4 158,4 65,7 81,7 54,6

45,8 28,0 67,2 34,0 179,5 82,9 65,0 73,1 43,7 66,9 37,0 38,3 77,5 65,5 62,2 84,6 73,4 87,7 73,4 84,5 71,3 49,9 47,8 46,2 58,8 62,3 58,9 115,5 59,3 85,2 54,0 150,0 108,6 61,7 92,0 27,6 104,5 112,4 120,3 86,4 76,0 42,7 84,4 42,2 50,9 72,9 66,8 80,2 57,4 44,9 54,5 46,8 57,5 68,2 29,5 60,6 38,0 52,8 72,3 41,6 47,0 76,5 81,2 88,8 62,3 48,0 150,3 158,5 66,0 82,1 55,0

46,3 28,4 67,8 34,5 179,3 84,9 65,8 73,9 44,0 67,0 37,4 39,1 78,4 66,1 63,6 85,4 74,1 88,3 74,2 85,9 71,9 50,7 48,5 46,7 59,0 64,6 60,0 117,1 59,7 86,2 54,4 150,4 109,8 62,8 92,5 27,3 105,6 113,7 121,4 87,1 77,1 43,0 85,1 42,4 51,5 74,1 68,2 81,2 58,0 45,2 54,8 49,1 58,0 69,6 29,7 62,3 39,4 53,6 73,5 42,2 48,2 77,5 81,9 89,9 63,2 48,2 150,2 158,5 66,4 82,4 55,4

46,8 28,9 68,4 35,0 179,2 86,8 66,5 74,7 44,3 67,0 37,8 39,9 79,3 66,7 65,0 86,2 74,7 88,8 74,9 87,3 72,4 51,6 49,2 47,3 59,2 67,0 61,2 118,6 60,1 87,3 54,8 150,8 111,0 64,0 93,1 27,1 106,7 115,1 122,5 87,9 78,3 43,3 85,9 42,6 52,2 75,3 69,7 82,2 58,5 45,5 55,1 51,4 58,5 71,0 30,0 64,0 40,8 54,5 74,8 42,8 49,5 78,4 82,6 91,0 64,2 48,4 150,1 158,6 66,7 82,8 55,8

47,3 29,4 69,0 35,5 179,0 88,9 67,2 75,5 44,6 67,0 38,2 40,8 80,3 67,2 66,3 87,0 75,4 89,4 75,6 88,7 73,0 52,5 49,9 47,9 59,4 69,4 62,4 120,2 60,6 88,4 55,2 151,1 112,3 65,1 93,6 26,9 107,8 116,4 123,7 88,6 79,4 43,6 86,6 42,9 52,8 76,5 71,2 83,1 59,1 45,8 55,4 53,9 59,0 72,4 30,2 65,7 42,2 55,4 76,1 43,4 50,8 79,4 83,3 92,1 65,1 48,6 150,0 158,6 67,1 83,2 56,2

47,8 29,9 69,6 36,1 178,9 90,9 68,0 76,3 44,9 67,0 38,6 41,7 81,2 67,8 67,8 87,8 76,1 89,9 76,4 90,1 73,5 53,5 50,6 48,5 59,6 71,9 63,6 121,8 61,0 89,6 55,6 151,5 113,5 66,3 94,2 26,6 109,0 117,8 124,8 89,4 80,6 44,0 87,4 43,1 53,5 77,8 72,7 84,1 59,7 46,1 55,8 56,5 59,5 73,8 30,5 67,4 43,7 56,3 77,4 44,0 52,1 80,4 84,0 93,2 66,1 48,9 149,9 158,7 67,4 83,6 56,6

48,4 30,4 70,3 36,6 178,7 93,0 68,8 77,1 45,2 67,0 39,0 42,6 82,2 68,4 69,2 88,6 76,7 90,5 77,1 91,5 74,1 54,4 51,3 49,1 59,8 74,5 64,8 123,4 61,4 90,7 56,0 151,8 114,8 67,5 94,7 26,4 110,1 119,3 125,9 90,2 81,8 44,3 88,2 43,3 54,1 79,0 74,3 85,2 60,3 46,4 56,1 59,2 60,0 75,3 30,7 69,3 45,2 57,2 78,8 44,6 53,5 81,4 84,7 94,4 67,1 49,1 149,8 158,7 67,8 84,0 57,0

48,9 30,9 70,9 37,1 178,6 95,2 69,5 78,0 45,5 67,0 39,5 43,5 83,2 68,9 70,7 89,5 77,4 91,0 77,9 93,0 74,7 55,4 52,1 49,7 60,0 77,2 66,0 125,0 61,9 91,9 56,4 152,2 116,1 68,7 95,3 26,2 111,3 120,7 127,1 90,9 82,9 44,6 88,9 43,6 54,8 80,3 75,9 86,2 60,9 46,7 56,4 62,0 60,5 76,8 31,0 71,1 46,8 58,1 80,2 45,2 54,9 82,4 85,5 95,5 68,1 49,4 149,8 158,8 68,2 84,4 57,5

49,4 31,4 71,5 37,6 178,4 97,4 70,3 78,8 45,8 67,1 39,9 44,5 84,2 69,5 72,2 90,3 78,1 91,6 78,7 94,5 75,3 56,4 52,8 50,3 60,1 80,0 67,3 126,6 62,3 93,0 56,8 152,5 117,4 69,9 95,8 26,0 112,5 122,1 128,3 91,7 84,2 45,0 89,7 43,8 55,4 81,6 77,5 87,2 61,5 47,0 56,8 65,0 61,0 78,3 31,2 73,0 48,4 59,1 81,6 45,8 56,4 83,4 86,2 96,7 69,1 49,6 149,7 158,8 68,5 84,7 57,9

50,0 31,9 72,2 38,2 178,3 99,7 71,1 79,7 46,1 67,1 40,3 45,4 85,2 70,1 73,8 91,2 78,8 92,2 79,4 96,0 75,8 57,4 53,6 50,9 60,3 83,0 68,6 128,3 62,8 94,2 57,2 152,9 118,7 71,2 96,4 25,7 113,7 123,6 129,4 92,5 85,4 45,3 90,5 44,0 56,1 82,9 79,2 88,3 62,1 47,4 57,1 68,1 61,6 79,9 31,5 75,0 50,1 60,0 83,0 46,5 57,8 84,5 86,9 97,9 70,2 49,8 149,6 158,9 68,9 85,1 58,3

50,5 32,5 72,8 38,7 178,1 102,0 71,9 80,5 46,4 67,1 40,8 46,4 86,2 70,7 75,4 92,0 79,5 92,7 80,2 97,5 76,4 58,4 54,3 51,6 60,5 86,0 69,9 130,0 63,2 95,4 57,6 153,2 120,1 72,5 96,9 25,5 114,9 125,1 130,6 93,3 86,6 45,7 91,3 44,3 56,8 84,2 80,9 89,3 62,8 47,7 57,5 71,4 62,1 81,5 31,7 77,0 51,9 61,0 84,4 47,1 59,3 85,5 87,7 99,1 71,2 50,1 149,5 159,0 69,2 85,5 58,7

51,1 33,0 73,5 39,3 178,0 104,4 72,7 81,4 46,7 67,1 41,2 47,4 87,2 71,3 77,0 92,9 80,2 93,3 81,0 99,1 77,0 59,4 55,1 52,2 60,7 89,1 71,3 131,7 63,7 96,6 58,0 153,6 121,4 73,8 97,5 25,3 116,1 126,6 131,8 94,1 87,9 46,0 92,1 44,5 57,5 85,6 82,6 90,4 63,4 48,0 57,8 74,8 62,6 83,1 32,0 79,1 53,7 62,0 85,9 47,8 60,9 86,6 88,4 100,3 72,3 50,3 149,4 159,0 69,6 85,9 59,1

51,9 33,4 74,3 39,6 178,1 105,9 73,0 81,9 47,0 67,2 41,8 47,8 87,8 71,8 78,3 93,3 80,7 93,8 81,7 99,5 77,4 59,9 55,6 52,6 60,8 90,7 72,1 133,0 64,4 97,6 58,4 154,5 122,5 74,8 98,3 25,4 116,8 127,6 132,6 95,0 89,5 46,8 93,1 45,3 58,1 86,5 83,9 91,5 64,1 48,2 58,3 76,1 63,1 83,6 32,0 79,6 53,1 62,7 87,0 48,0 61,0 87,3 88,9 101,1 72,8 51,3 150,0 159,4 70,3 86,6 60,6

52,7 33,7 75,0 39,9 178,2 107,5 73,4 82,4 47,4 67,2 42,4 48,3 88,5 72,3 79,6 93,8 81,2 94,4 82,5 99,9 77,8 60,4 56,2 53,0 60,9 92,3 72,9 134,3 65,1 98,5 58,9 155,4 123,7 75,7 99,2 25,5 117,6 128,5 133,4 96,0 91,1 47,5 94,2 46,0 58,6 87,3 85,3 92,7 64,9 48,5 58,7 77,5 63,5 84,2 32,0 80,0 52,6 63,3 88,1 48,3 61,1 88,0 89,4 101,9 73,3 52,4 150,7 159,9 71,0 87,2 62,0

1878 1879 1880 1881 1882 1883 1884 1885 1886 1887 1888 1889 1890 1891 1892 1893 1894 1895 1896 1897

298 Fortsetzung zu Tabelle A.7: F RANK’scher Modernisierungsindex für 1859–1914

Fortsetzung umseitig

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71

REGB1939

Name Königsberg Gumbinnen Danzig Marienwerder Stadt Berlin Potsdam Frankfurt Stettin Köslin Stralsund Posen Bromberg Breslau Liegnitz Oppeln Magdeburg Merseburg Erfurt Schleswig Hannover Hildesheim Lüneburg Stade Osnabrück Aurich Münster Minden Arnsberg Kassel Wiesbaden Koblenz Düsseldorf Köln Trier Aachen Sigmaringen Dresden Leipzig Zwickau Bautzen Starkenburg Oberhessen Rheinhessen Konstanz Freiburg Karlsruhe Mannheim Neckarkreis Schwarzwaldkreis Jagstkreis Donaukreis Oldenburg Mecklenburg Oberbayern Niederbayern Pfalz Oberpfalz Oberfranken Mittelfranken Unterfranken Schwaben Thüringen Braunschweig Anhalt Schaumburg-Lippe Lippe Bremen Hamburg Unterelsaß Oberelsaß Lothringen

53,5 34,1 75,8 40,1 178,3 109,1 73,7 82,9 47,7 67,3 43,0 48,7 89,1 72,8 81,0 94,2 81,7 94,9 83,2 100,4 78,3 60,9 56,7 53,4 61,0 94,0 73,8 135,6 65,8 99,5 59,4 156,3 124,8 76,7 100,1 25,6 118,3 129,5 134,3 96,9 92,8 48,3 95,3 46,8 59,2 88,2 86,6 93,8 65,6 48,7 59,2 78,8 64,0 84,7 32,0 80,5 52,1 64,0 89,2 48,5 61,2 88,7 89,9 102,7 73,8 53,5 151,3 160,3 71,6 87,9 63,5

54,4 34,5 76,6 40,4 178,5 110,7 74,1 83,4 48,0 67,3 43,7 49,1 89,8 73,2 82,4 94,7 82,2 95,4 84,0 100,8 78,7 61,4 57,3 53,8 61,1 95,6 74,6 137,0 66,5 100,5 59,8 157,2 126,0 77,7 100,9 25,7 119,1 130,5 135,1 97,8 94,4 49,1 96,3 47,6 59,7 89,1 88,0 95,0 66,4 48,9 59,6 80,2 64,5 85,2 32,1 80,9 51,5 64,7 90,3 48,8 61,3 89,4 90,4 103,5 74,2 54,6 151,9 160,8 72,3 88,5 65,0

55,2 34,9 77,4 40,7 178,6 112,3 74,4 83,8 48,4 67,4 44,3 49,6 90,4 73,7 83,7 95,2 82,8 96,0 84,7 101,2 79,1 61,9 57,8 54,2 61,2 97,4 75,5 138,3 67,2 101,5 60,3 158,2 127,2 78,7 101,8 25,8 119,8 131,5 136,0 98,8 96,1 49,9 97,4 48,5 60,3 90,0 89,4 96,2 67,1 49,1 60,1 81,6 65,0 85,8 32,1 81,4 51,0 65,3 91,4 49,0 61,4 90,1 91,0 104,3 74,8 55,7 152,5 161,2 73,1 89,2 66,6

56,1 35,3 78,2 41,0 178,7 114,0 74,8 84,3 48,7 67,4 45,0 50,0 91,1 74,2 85,2 95,6 83,3 96,5 85,5 101,7 79,6 62,4 58,4 54,6 61,3 99,1 76,3 139,7 68,0 102,5 60,7 159,1 128,4 79,8 102,7 25,9 120,6 132,5 136,8 99,8 97,9 50,7 98,5 49,3 60,9 90,9 90,8 97,4 67,9 49,4 60,6 83,0 65,4 86,3 32,1 81,9 50,5 66,0 92,5 49,3 61,5 90,8 91,5 105,1 75,3 56,8 153,2 161,7 73,8 89,8 68,2

57,0 35,7 79,0 41,3 178,8 115,7 75,1 84,8 49,0 67,5 45,6 50,5 91,8 74,7 86,6 96,1 83,8 97,0 86,2 102,1 80,0 62,9 59,0 55,1 61,4 100,9 77,2 141,1 68,7 103,5 61,2 160,0 129,5 80,8 103,6 26,1 121,4 133,5 137,7 100,8 99,7 51,5 99,6 50,1 61,5 91,9 92,3 98,7 68,7 49,6 61,1 84,5 65,9 86,9 32,1 82,3 49,9 66,7 93,7 49,5 61,7 91,6 92,0 105,9 75,8 58,0 153,8 162,1 74,5 90,5 69,8

57,9 36,1 79,8 41,6 178,9 117,4 75,5 85,4 49,4 67,6 46,3 50,9 92,5 75,2 88,1 96,5 84,3 97,6 87,0 102,5 80,4 63,5 59,5 55,5 61,5 102,7 78,1 142,5 69,4 104,6 61,7 161,0 130,8 81,9 104,5 26,2 122,2 134,5 138,5 101,7 101,5 52,4 100,8 51,0 62,1 92,8 93,8 99,9 69,5 49,8 61,5 86,0 66,4 87,4 32,1 82,8 49,4 67,4 94,9 49,8 61,8 92,3 92,5 106,7 76,3 59,2 154,5 162,6 75,2 91,2 71,5

58,8 36,5 80,6 41,9 179,0 119,1 75,8 85,9 49,7 67,6 47,0 51,4 93,1 75,8 89,6 97,0 84,9 98,1 87,8 103,0 80,9 64,0 60,1 55,9 61,6 104,5 79,0 143,9 70,2 105,6 62,2 161,9 132,0 82,9 105,4 26,3 122,9 135,6 139,4 102,7 103,3 53,2 101,9 51,9 62,7 93,7 95,3 101,1 70,3 50,1 62,0 87,5 66,9 88,0 32,1 83,3 48,9 68,1 96,1 50,0 61,9 93,0 93,0 107,6 76,8 60,4 155,1 163,0 76,0 91,9 73,2

59,7 36,9 81,4 42,2 179,2 120,9 76,2 86,4 50,1 67,7 47,7 51,9 93,8 76,3 91,1 97,5 85,4 98,7 88,6 103,4 81,3 64,5 60,7 56,3 61,7 106,4 79,9 145,3 71,0 106,7 62,6 162,9 133,2 84,0 106,3 26,4 123,7 136,6 140,2 103,8 105,2 54,1 103,1 52,8 63,3 94,7 96,8 102,4 71,1 50,3 62,5 89,0 67,4 88,6 32,2 83,7 48,4 68,8 97,3 50,3 62,0 93,8 93,6 108,4 77,3 61,6 155,8 163,5 76,7 92,5 74,9

60,6 37,3 82,3 42,5 179,3 122,7 76,5 86,9 50,4 67,7 48,4 52,3 94,5 76,8 92,6 97,9 86,0 99,2 89,4 103,9 81,8 65,1 61,3 56,8 61,8 108,3 80,8 146,7 71,7 107,7 63,1 163,8 134,4 85,1 107,3 26,5 124,5 137,6 141,1 104,8 107,1 55,0 104,2 53,7 63,9 95,6 98,3 103,7 71,9 50,6 63,0 90,6 67,9 89,1 32,2 84,2 47,9 69,6 98,5 50,5 62,1 94,5 94,1 109,2 77,8 62,9 156,4 163,9 77,4 93,2 76,7

61,6 37,7 83,1 42,8 179,4 124,5 76,9 87,4 50,8 67,8 49,1 52,8 95,2 77,3 94,2 98,4 86,5 99,8 90,2 104,3 82,2 65,6 61,9 57,2 61,9 110,2 81,7 148,2 72,5 108,8 63,6 164,8 135,7 86,2 108,2 26,6 125,3 138,7 142,0 105,8 109,0 55,9 105,4 54,6 64,5 96,6 99,9 105,0 72,7 50,8 63,5 92,2 68,4 89,7 32,2 84,7 47,4 70,3 99,7 50,8 62,2 95,3 94,6 110,1 78,4 64,2 157,1 164,4 78,2 93,9 78,6

62,3 38,2 83,7 43,4 179,6 124,9 77,3 87,9 51,3 68,3 49,7 53,4 95,6 77,7 94,6 98,9 87,1 100,1 90,8 104,7 82,6 65,6 62,5 57,8 62,1 111,0 82,3 148,4 72,9 109,3 64,0 165,0 136,1 86,7 108,6 27,2 125,8 139,0 142,2 105,9 109,4 56,2 105,6 55,3 64,9 97,2 100,4 105,8 73,5 51,4 64,1 92,6 69,0 90,3 32,6 85,3 47,9 70,8 100,2 51,3 62,8 95,6 95,1 110,6 78,4 64,8 157,5 164,5 79,0 94,6 80,5

62,9 38,8 84,2 44,0 179,8 125,4 77,8 88,3 51,7 68,9 50,3 54,0 96,0 78,0 95,0 99,4 87,6 100,5 91,3 105,1 83,0 65,6 63,0 58,4 62,3 111,8 82,9 148,7 73,3 109,7 64,4 165,1 136,6 87,2 109,0 27,9 126,2 139,3 142,5 106,0 109,7 56,6 105,8 55,9 65,4 97,8 101,0 106,6 74,2 51,9 64,7 93,0 69,6 90,9 33,0 85,8 48,5 71,2 100,8 51,9 63,4 96,0 95,5 111,0 78,4 65,5 157,9 164,6 79,7 95,3 82,4

63,6 39,3 84,8 44,6 180,0 125,8 78,3 88,8 52,2 69,4 50,9 54,6 96,3 78,4 95,4 99,9 88,2 100,8 91,9 105,5 83,5 65,7 63,6 59,0 62,5 112,6 83,5 148,9 73,8 110,2 64,7 165,3 137,0 87,7 109,4 28,6 126,7 139,6 142,7 106,1 110,1 56,9 106,0 56,6 65,9 98,3 101,5 107,5 75,0 52,5 65,2 93,4 70,2 91,5 33,4 86,4 49,0 71,7 101,3 52,4 64,1 96,3 96,0 111,5 78,5 66,1 158,4 164,7 80,5 96,1 84,4

64,3 39,9 85,3 45,2 180,1 126,2 78,7 89,2 52,7 70,0 51,5 55,2 96,7 78,8 95,8 100,4 88,8 101,1 92,4 105,9 83,9 65,7 64,2 59,6 62,7 113,4 84,1 149,1 74,2 110,6 65,1 165,4 137,5 88,2 109,8 29,2 127,1 139,9 143,0 106,3 110,5 57,2 106,2 57,3 66,3 98,9 102,1 108,3 75,8 53,1 65,8 93,8 70,8 92,1 33,7 87,0 49,6 72,1 101,9 53,0 64,7 96,7 96,4 112,0 78,5 66,8 158,8 164,8 81,3 96,8 86,4

64,9 40,5 85,9 45,8 180,3 126,7 79,2 89,7 53,1 70,5 52,1 55,8 97,1 79,2 96,2 101,0 89,3 101,5 93,0 106,3 84,3 65,7 64,8 60,2 62,9 114,2 84,7 149,4 74,6 111,1 65,5 165,6 137,9 88,6 110,3 29,9 127,6 140,2 143,2 106,4 110,8 57,6 106,4 58,0 66,8 99,5 102,6 109,1 76,5 53,6 66,4 94,2 71,4 92,7 34,1 87,6 50,1 72,6 102,4 53,5 65,3 97,0 96,9 112,5 78,6 67,4 159,2 164,9 82,1 97,5 88,5

65,6 41,0 86,5 46,4 180,5 127,1 79,6 90,2 53,6 71,1 52,8 56,4 97,5 79,5 96,6 101,5 89,9 101,8 93,6 106,7 84,7 65,7 65,4 60,8 63,1 115,0 85,3 149,6 75,1 111,6 65,9 165,8 138,3 89,1 110,7 30,6 128,1 140,5 143,5 106,5 111,2 57,9 106,6 58,7 67,2 100,1 103,2 110,0 77,3 54,2 67,0 94,6 72,1 93,4 34,6 88,1 50,7 73,1 102,9 54,1 66,0 97,4 97,3 113,0 78,6 68,1 159,7 165,0 82,9 98,2 90,6

66,3 41,6 87,1 47,1 180,7 127,6 80,1 90,7 54,1 71,7 53,4 57,0 97,9 79,9 97,1 102,0 90,5 102,1 94,2 107,1 85,2 65,8 65,9 61,4 63,2 115,8 85,9 149,8 75,5 112,0 66,3 165,9 138,8 89,6 111,1 31,4 128,5 140,8 143,7 106,6 111,6 58,3 106,9 59,5 67,7 100,7 103,8 110,8 78,1 54,8 67,6 95,0 72,7 94,0 35,0 88,7 51,3 73,5 103,5 54,6 66,6 97,7 97,8 113,5 78,6 68,8 160,1 165,1 83,7 98,9 92,8 102,8 119,0 79,1 76,6 165,0 166,1

86,3 59,3 102,8 66,2 185,4 139,1 92,6 103,3 67,8 87,4 72,1 75,0 108,2 90,0 108,0 116,0 106,3 111,0 109,8 117,8 96,6 66,4 82,7 79,1 68,3 138,2 102,6 155,8 87,2 124,3 76,9 170,0 150,4 103,1 122,2 56,6 140,7 148,5 150,1 109,5 121,2 67,5 112,2 80,6 80,5 116,9 118,8 134,4 101,1 71,9 84,7 105,6 90,4 111,0 46,9 104,7 67,8 86,3 118,3 70,8 85,2 107,0

1898 1899 1900 1901 1902 1903 1904 1905 1906 1907 1908 1909 1910 1911 1912 1913 1914 1925 1939

299

Fortsetzung zu Tabelle A.7: F RANK’scher Modernisierungsindex für 1859–1914

300 Anmerkung zu Tab. A.7: Je nach Quellenlage mußten die Werte des von Harald F RANK konstruierten Modernisierungsindexes auf unterschiedliche Weise berechnet bzw. geschätzt werden: 1849, 1882, 1907 und 1939

Die Werte für die in der Tabelle mit den Nummern 1 bis 62 bezeichneten Territorien entstammen Frank (1994), S. 52. F RANKs Quellen finden sich ebenda in den Anhängen 2 (sektorale Erwerbstätigkeit) bzw. 3 (Urbanität), S. V–XIII, seine Berechnungsweise auf S. 50–51. Für die übrigen Territorien (Braunschweig, Anhalt, Schaumburg-Lippe, Lippe, Bremen und Hamburg) wurde der Modernisierungsindex für die Jahre 1882 und 1907 nach der oben (s. Abschnitt 4.2.2.3., S. 112) mitgeteilten Formel neu berechnet. Die dafür notwendigen Daten entstammen den Berufszählungen von 1882 und 1907, teilweise in der von K AELBLE und H OHLS bearbeiteten Form, bzw. den Volkszählungen von 1885 und 1910.42 Gleiches gilt beim Modernisierungsindex für den Regierungsberzirk Aachen im Jahr 1907, der bei F RANK mit dem offensichtlich fehlerhaften Wert von 83,6 deutlich hinter den bereits 1882 erreichten Modernisierungsgrad von 90,4 zurückzufallen scheint. Eine Neuberechnung mit Hilfe der bei F RANK genannten Beschäftigtenanteile (s. unten) sowie eines anhand der amtlichen Statistik korrigierten Wertes für die Urbanität ergab hingegen den erheblich realistischeren Wert von 108,2 für 1907.

1895

Für 1895 findet sich bei F RANK kein Modernisierungsindex; in den o.a. Anhängen gibt er jedoch Werte für die beiden Bestandteile Beschäftigungsanteil in Industrie, Handel und Verkehrswesen sowie Urbanität wieder. Der Modernisierungsindex konnte mit diesen Daten nach der oben bezeichneten Formel berechnet werden (siehe F RANK (1994), S. V–XIII). Bezüglich der bei F RANK ignorierten Gebiete wurde analog zu 1907 verfahren und der Modernisierungsindex aus den Angaben der amtlichen Statistik neu berechnet.43

1859–1881, 1883–1894, 1896–1906

Da empirische Werte nur für die oben aufgeführten Stichjahre erhältlich sind, wurden für die dazwischen liegenden Jahre unter der Annahme konstanter Wachstumsraten Werte mithilfe linearer Interpolation (siehe oben) geschätzt.

1908–1914

Für die bei F RANK berücksichtigten Territorien wurden Schätzwerte für die Jahre nach der letzten im Untersuchungszeitraum vorgenommenen Berufszählung mittels linearer Interpolation zwischen den Daten für 1907 und denen für 1939 geschätzt. Abweichend hiervon wurden die Daten für die bei F RANK fehlenden Länder für die Jahre 1908 bis 1914 zwischen den Werten für 1907 (x1907 ) und für 1925

42

43

Für 1882: Kaiserliches Statistisches Amt (1884), S. 439–445 (Beschäftigtenanteile), Kaiserliches Statistisches Amt (Hrsg.), Die Volkszählung im Deutschen Reich am 1. Dezember 1885 (Statistik des Deutschen Reichs, N.F. Bd. 32), Berlin 1888, S. 31* (Urbanität), für 1907: Kaelble und Hohls (1989), S. 190 und 202 (Beschäftigtenanteile) und Kaiserliches Statistisches Amt (Hrsg.), Die Volkszählung im Deutschen Reiche am 1. Dezember 1910 (Statistik des Deutschen Reichs, Bd. 240), Berlin 1915, S. 10–13 (Urbanität). Siehe Kaelble und Hohls (1989), S. 169 und 181 (Beschäftigtenanteile) und Anonymus (1897), H. II, S. 168 und H. III, S. 29–31 (Urbanität).

301 (x1925 , N = 18, n = 1, . . . , 7) linear interpoliert.44 Eine Interpolation zwischen 1907 und 1939, wie bei den übrigen Regierungsbezirken unter Rückgriff auf F RANK geschehen, wäre, aufgrund von Grenzverschiebungen zwischen 1925 und 1939 namentlich für Hamburg nur unter ungleich größeren Schwierigkeiten möglich gewesen.45 Für die drei 1918 vom Reich abgetrennten Regierungsbezirke Elsaß-Lothringens waren keine Werte für 1925 oder für 1939 erhältlich. Hier mussten die Werte, eine konstante Wachstumsrate unterstellend, durch Extrapolation des Trends von 1895 bis 1907 (rLothringen = 0, 024, rOberelsaß = 0, 008 und rUnterelsaß = 0, 010) geschätzt werden.46

44

45

46

Als Quellen für die 1925-Daten diente erneut Kaelble und Hohls (1989), S. 211 und 223 (Beschäftigtenanteile), sowie Statistisches Reichsamt (Hrsg.), Volks-, Berufs- und Betriebszählung vom 16. Juni 1925. Volkszählung. Die Bevölkerung des Deutschen Reiches nach den Ergebnissen der Volkszählung 1925, Teil I (Statistik des Deutschen Reiches, Bd. 401,I), Berlin 1928, S. 94–95 (Urbanität). Mit Wirkung vom 1. April 1937 wurde das Gebiet Hamburgs durch das Groß-Hamburg-Gesetz (erlassen von der Reichsregierung am 26. Januar 1937, RGBl. 1937, S. 91), um die bis dahin preussischen Städte Altona, Harburg-Wilhelmsburg und Wandsbek erweitert. Gleichzeitig wurden einige hamburgische Exklaven, u.a. Cuxhaven an Preußen abgetreten. Ein Vergleich analog extrapolierter Werte für Braunschweig, Anhalt, Schaumburg-Lippe, Lippe, Bremen und Hamburg mit den mithilfe der 1925-Daten konstruierten Werte ergab keine statistisch signifikanten Unterschiede der beiden Methoden und rechtfertigte dieses Verfahren für Elsaß-Lothringen (der W ILCO XON -Vorzeichen-Rang-Test ergab eine Ablehnung der Nullhypothese auf einem Signifikanzniveau von α = 0, 003 mit z = −2, 951).

302 Tabelle A.8: Berufsklassifikationsschema HISCO, Minor Groups Berufshauptgruppe 0/1: Wissenschaftler, Techniker und verwandte Fachkräfte (Professional, technical and related workers) 0-1 0-2/03 0-4 0-5 0-6/0-7 0-8 0-9 1-1 1-2 1-3 1-4 1-5 1-6 1-7 1-8 1-9

Chemiker, Physiker und verwandte Berufe Architekten, Ingenieure und verwandte Techniker Flugzeug- und Schiffsingenieure Naturwissenschaftler und naturwissenschaftlichtechnische Hilfskräfte Ärztliche, zahnärztliche, tierärztliche und verwandte Berufe Statistiker, Mathematiker, Systemanalytiker und verwandte technische Sonderfachkräfte Wirtschaftswissenschaftler Wirtschaftsrechnungssachverständige, Buchprüfer Juristen Lehrkräfte Seelsorger, Seelsorgehelfer Schriftsteller, Journalisten und verwandte publizistische Berufe Bildhauer, Kunstmaler, Lichtbildner und verwandte gestaltende Künstler Musiker, Darsteller, Tänzer und ähnliche Künstler Berufssportler und verwandte Berufe Wissenschaftler, technische und verwandte Fachkräfte, soweit nicht anderweitig klassifiziert

Physical Scientists and Related Technicians Architects, Engineers and Related Technicians Aircraft and Ships’ Officers Life Scientists and Related Technicians Medical, Dental, Veterinary and Related Workers Statisticians, Mathematicians, Systems Analysts and Related Technicians Economists Accountants Jurists Teachers Workers in Religion Authors, Journalists and Related Writers Sculptors, Painters, Photographers and Related Creative Artists Composers and Performing Artists Athletes, Sportsmen and Related Workers Professional, Technical and Related Workers Not Elsewhere Classified

Berufshauptgruppe 2: Verwaltungs- und Managementberufe (Administrative and managerial workers) 2-0 2-1 2-2

3-0 3-1 3-2 3-3 3-4 3-6 3-7 3-8 3-9

Angehörige gesetzgebender Körperschaften und VerwalLegislative Officials and Government Administrators tungsbedienstete in leitender Stellung Führungskräfte in der Privatwirtschaft Managers Aufseher und Vorarbeiter Supervisors, Foremen and Inspectors Berufshauptgruppe 3: Bürokräfte und verwandte Berufe (Clerical and related workers) Bürokräfte und verwandte Berufe, ohne Spezifikation Ausführende Verwaltungsbedienstete Stenographen, Maschinenschreiber, Lochkartenlocher, Lochstreifenlocher Buchhalter, Kassierer und verwandte Berufe Bediener von Rechenanlagen Schaffner Postverteiler Telephonisten und Telegraphisten Bürokräfte und verwandte Berufe, soweit nicht anderweitig klassifiziert

Clerical and Related Workers, Specialisation Unknown Government Executive Officials Stenographers, Typists and Card and TapePunching Machine Operators Bookkeepers, Cashiers and Related Workers Computing Machine Operators Transport Conductors Mail Distribution Clerks Telephone and Telegraph Operators Clerical and Related Workers Not Elsewhere Classified

Berufshauptgruppe 4: Handelsberufe (Sales workers) 4-1 4-2 4-3 4-4 4-5

Tätige Inhaber (Großhandel, Einzelhandel) Verkaufs-Aufsichtskräfte und Einkäufer Technische Verkäufer, Handelsreisende und Handelsvertreter Versicherungsvertreter, Versicherungs-, Immobilien- und Börsenmakler, Vermittler geschäftlicher Dienstleistungen und Versteigerer Verkäufer, Verkaufshilfskräfte und verwandte Berufe

Working Proprietors (Wholesale and Retail Trade) Buyers Technical Salesmen, Commercial Travellers and Manufacturers Agents Insurance Real Estate, Securities and Business Services Salesmen and Auctioneers Salesmen, Shop Assistants and related Workers

Fortsetzung umseitig

303 Forts. zu Tabelle A.8: Berufsklassifikationsschema HISCO, Minor Groups 4-9

Verkaufskräfte, soweit nicht anderweitig klassifiziert

Sales Workers Not Elsewhere Classified

Berufshauptgruppe 5: Dienstleistungsberufe (Service workers) 5-1 5-3 5-4 5-5 5-6 5-7 5-8 5-9

Tätige Inhaber von Gaststätten- und Beherbergungsunternehmen Köche, Kellner, Barmixer und verwandte Berufe Hausgehilfinnen und verwandte hauswirtschaftliche Berufe, soweit nicht anderweitig klassifiziert Gebäudemeister, Raum-, Gebäudereiniger und verwandte Berufe Wäscher, Chemischreiniger, Bügler Friseure, Schönheitspfleger und verwandte Berufe Sicherheitsbedienstete Dienstleistungsberufe, soweit nicht anderweitig klassifiziert

Working Proprietors (Catering, Lodging and Leisure Services) Cooks, Waiters, Bartenders and Related Workers Maids and Related Housekeeping Service Workers Not Elsewhere Classified Building Caretakers, Charworkers, Cleaners and Related Workers Launderers, Dry-Cleaners and Pressers Hairdressers, Barbers, Beauticians and Related Workers Protective Service Workers Service Workers Not Elsewhere Classified

Berufshauptgruppe 6: Berufe des Pflanzenbaus, der Tier-, Forst- und Fischwirtschaft sowie der Jagd (Agricultural, animal husbandary and forestry workers, fishermen and hunters) 6-1 6-2 6-3 6-4

Landwirte Land- und tierwirtschaftliche Arbeitskräfte Forstarbeitskräfte Fischer, Jäger und verwandte Berufe

Farmers Agricultural and Animal Husbandry Workers Forestry Workers Fishermen, Hunters and Related Workers

Berufshauptgruppe 7/8/9: Gütererzeugende und verwandte Berufstätigkeiten, Bedienung von Transportmitteln und Handlangertätigkeiten (Production and related workers, transport equipment operators and labourers) 7-1 7-2 7-3 7-4 7-5 7-6 7-7 7-8 7-9 8-0 8-1 8-2 8-3 8-4 8-5 8-6 8-7 8-8 8-9 9-0 9-1 9-2 9-3

Bergleute, Steinbrecher, Tiefbohrer und verwandte Berufe Hüttenwerker, Gießer, Härter und verwandte Berufe Holzaufbereiter, Papierhersteller Chemiewerker und verwandte Berufe Spinner, Weber, Stricker, Färber und verwandte Berufe Gerber, Fellzurichter, Rauchwarenzurichter Nahrungsmittel- und Getränkehersteller Tabakaufbereiter, Tabakwarenhersteller Schneider, Damenschneiderinnen, Näher, Polsterer und verwandte Berufe Schuhmacher, Lederwarenmacher Möbeltischler und verwandte Holzbearbeiter Steinbearbeiter, Steinbildhauer Grobschmiede, Werkzeugmacher, Werkzeugmaschinenbediener Maschinenschlosser, Maschinenmonteure und Präzisionsinstrumentenmacher (ausgenommen für elektrische Maschinen und Geräte) Elektromechaniker und verwandte Elektro- und Elektronikwerker Sendestationsbediener, Tonaufnahme- und Tonwiedergabeanlagenbediener und Filmvorführer Rohrinstallateure, Schweißer, Blech- und Baumetallverformer und Metallbaumonteure Schmuckwarenhersteller, Edelmetallbearbeiter Glasverformer, Töpfer und verwandte Berufe Gummi- und Kunststoffwarenmacher Papierwarenmacher, Kartonagenmacher Drucker und verwandte Berufe Maler

Miners, Quarrymen, Well Drillers and Related Workers Metal Processors Wood Preparation Workers and Paper Makers Chemical Processors and Related Workers Spinners, Weavers, Knitters, Dyers and Related Workers Tanners, Fellmongers and Pelt Dressers Food and Beverage Processors Tobacco Preparers and Tobacco Product Makers Tailors, Dressmakers, Sewers, Upholsterers and Related Workers Shoemakers and Leather Goods Makers Cabinetmakers and Related Woodworkers Stone Cutters and Carvers Blacksmiths, Toolmakers and Machine Tool Operators Machinery Fitters, Machine Assemblers and PrecisionInstrument Makers (except Electrical) Electrical Fitters and Related Electrical and Electronics Workers Broadcasting Station and Sound Equipment Operators and Cinema Projectionists Plumbers, Welders, Sheet Metal and Structural Metal Preparers and Erectors Jewellery and Precious Metal Workers Glass Formers, Potters and Related Workers Rubber and Plastics Product Makers Paper and Paperboard Products Makers Printers and Related Workers Painters

Fortsetzung umseitig

304 Forts. zu Tabelle A.8: Berufsklassifikationsschema HISCO, Minor Groups 9-4 9-5 9-6 9-7 9-8 9-9

Gütererzeugende und ähnliche Berufstätigkeiten, soweit nicht anderweitig klassifiziert Maurer, Zimmerer und andere Bauarbeiter Bediener (Maschinisten) stationärer (Kraft-) Maschinen und ähnlicher Anlagen Bediener von Materialbewegungsgeräten und ähnlichen Einrichtungen; Hafen- und Ladearbeiter Transporteinrichtungsbediener Handlanger, ungelernte Handarbeiter, soweit nicht anderweitig klassifiziert

Production and Related Workers Not Elsewhere Classified Bricklayers, Carpenters and Other Construction Workers Stationary Engine and Related Equipment Operators Material Handling and Related Equipment Operators, Dockers and Freight Handlers Transport Equipment Operators Labourers Not Elsewhere Classified

Quellen und Anmerkungen zu Tab. A.8: Das hier wiedergegebene englische Klassifikationsschema entstammt dem HISCO-KodierHandbuch (van Leeuwen, Maas und Miles (2002), S. 39–41). Die deutsche Übersetzung lehnt sich weitgehend an diejenige in der deutschen Übersetzung des ISCO-68-Schemas an (Statistisches Bundesamt (1971)).

305 Tabelle A.9: Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und

Beruf Adeliger Rentier Akkordarbeiter (Bohrschmied) Amtsrichter Ankerwickler Anreißer Anschläger Anschläger (Steinkohle) Appreturgehilfe Arbeiter Arbeiter (Apotheke) Arbeiter (Bleihütte) Arbeiter (Bleiweißfabrik) Arbeiter (Cementfabrik) Arbeiter (Chemie) Arbeiter (chemische Fabrik) Arbeiter (Dachpappenfab.) Arbeiter (Dynamitfab.) Arbeiter (Eisenbahn) Arbeiter (Eisengießerei) Arbeiter (Eisenhütte) Arbeiter (Gas) Arbeiter (Gasanstalt) Arbeiter (im Winter Korbmacher) Arbeiter (Kalksteinbruch) Arbeiter (Knochenmühle) Arbeiter (Lampenfab.) Arbeiter (Lederfab.) Arbeiter (Maschinenfabrik) Arbeiter (Ölmühle) Arbeiter (Spinnerei) Arbeiter (städtisch) Arbeiter (Stärkefabrik) Arbeiter (Steinfabrik) Arbeiter (Tuchfabr.) Arbeiter (Uhrenfabrik) Arbeiter (Weberei) Arbeiter (Zinkhütte) Arbeiter (Zuckerfabrik) Arbeiter (Zündwarenfab.) Arbeiter (Zwirnfabrik) Arbeiterin Arbeiterin (Spiegelbelege) Arbeiterin (Witwe) Arbeitersekretär Armenaufseher Aufgeber Aufkerber (Eisenerz) Aufseher Aufseher (Erz) Aufseher (städtisch)

HISCO5

HISCLASS

-1 8 - 31 . 90 1 - 22 . 10 8 - 51 . 20 8 - 49 . 00 8 - 74 . 30 7 - 11 . 05 7 - 56 . 00 9 - 99 . 00 7 - 49 . 90 7 - 24 . 20 7 - 49 . 90 7 - 12 . 00 7 - 49 . 90 7 - 49 . 90 9 - 49 . 90 7 - 49 . 90 9 - 74 . 50 7 - 24 . 20 7 - 21 . 00 7 - 49 . 25 7 - 49 . 25 9 - 42 . 20 7 - 11 . 10 9 - 49 . 90 9 - 99 . 30 8 - 03 . 10 8 - 41 . 00 7 - 79 . 20 7 - 52 . 20 9 - 99 . 00 7 - 71 . 90 7 - 12 . 00 7 - 50 . 00 8 - 42 . 20 7 - 54 . 40 7 - 21 . 70 7 - 72 . 00 9 - 49 . 90 7 - 55 . 20 7 - 54 . 00 8 - 91 . 56 9 - 99 . 00 3 - 00 . 00 5 - 89 . 90 7 - 21 . 20 7 - 11 . 60 2 - 20 . 00 2 - 20 . 00 2 - 20 . 00

1 9 2 7 6 7 9 11 12 9 9 9 9 9 9 11 9 9 9 9 9 9 9 9 11 11 9 7 9 9 11 9 9 9 7 9 9 9 11 9 9 9 11 5 5 9 7 3 3 3

HISCLASS

Häufigkeit Anzahl 1 1 10 1 1 1 5 1 102 1 1 1 2 2 1 1 1 1 1 6 1 4 1 1 1 1 1 1 1 1 35 1 1 6 1 1 1 7 1 1 2 1 1 1 1 1 1 2 1 4

Anteil [%] 0,03 0,03 0,25 0,03 0,03 0,03 0,13 0,03 2,55 0,03 0,03 0,03 0,05 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,15 0,03 0,10 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,88 0,03 0,03 0,15 0,03 0,03 0,03 0,18 0,03 0,03 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,05 0,03 0,10

Fortsetzung umseitig

306 Forts. zu Tabelle A.9: Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und HISCLASS Beruf Aufseher (Steinkohle) Aufseher und Gartenarbeiter Aushilfsarbeiter Ausläufer Auslieferer Ausstürzer (Eisenerz) Austräger Automatendreher Bäcker Bäcker (Schichtführer) Bäckergehilfe Bäckergeselle Backmeister Bahn-Assistent Bahngehilfe Bahnreiniger Bahnsteigschaffner Bahn-Werkführer Baler Bandwirker Bandwirkergeselle Bankbeamter Bankier Barbier (selbständig) Barbier-Gehilfe Batteur-Arbeiter (Spinnerei) Bauarbeiter Bauaufseher Baubeamter Bauer Bauer Bauer (wg. Trunksucht entmündigt) Bauer (wohlhabend) Bäuerin Bauflaschner Bauführer Bauführer (Gemeindebeamter) Bauhandwerker Bauhülfsarbeiter Bauingenieur Baumeister (städtischer Beamter) Baumwollarbeiter Bauschlosser Bauschreiber Bausekretär Bautechniker Bautechniker (Beamter) Bautechniker (-Führer) Bautechniker (Geschäftsführer) Bautechniker (in Stadtverwaltung)

HISCO5

HISCLASS

2 - 20 . 00 6 - 29 . 60 9 - 99 . 10 3 - 70 . 40 3 - 70 . 40 7 - 11 . 05 3 - 70 . 40 8 - 33 . 20 7 - 76 . 10 2 - 26 . 65 7 - 76 . 10 7 - 76 . 10 7 - 76 . 10 3 - 99 . 60 9 - 84 . 30 5 - 52 . 90 3 - 60 . 20 3 - 99 . 60 9 - 71 . 70 7 - 54 . 52 7 - 54 . 52 3 - 39 . 40 2 - 11 . 10 5 - 70 . 30 5 - 70 . 30 7 - 51 . 30 9 - 50 . 00 0 - 33 . 40 3 - 10 . 90 6 - 10 . 11 6 - 11 . 10 6 - 12 . 50 6 - 11 . 10 6 - 11 . 10 8 - 73 . 10 0 - 33 . 40 0 - 33 . 40 9 - 50 . 00 9 - 50 . 00 0 - 33 . 10 0 - 21 . 30 7 - 50 . 00 8 - 74 . 30 3 - 93 . 20 3 - 10 . 90 0 - 33 . 10 0 - 33 . 10 0 - 33 . 10 0 - 33 . 10 0 - 33 . 10

3 11 11 9 9 9 9 7 7 6 11 7 6 5 9 11 9 5 9 9 9 5 1 7 11 9 9 4 4 8 8 8 8 8 7 4 4 9 11 4 2 9 7 5 4 4 4 4 4 4

Häufigkeit Anzahl 6 1 1 1 1 1 1 1 2 1 1 3 3 3 3 1 1 1 1 1 3 2 1 1 1 1 4 1 15 1 62 1 6 1 1 4 1 1 1 1 1 1 4 1 1 10 1 1 1 1

Anteil [%] 0,15 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,05 0,03 0,03 0,08 0,08 0,08 0,08 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,08 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03 0,10 0,03 0,38 0,03 1,55 0,03 0,15 0,03 0,03 0,10 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,10 0,03 0,03 0,25 0,03 0,03 0,03 0,03

Fortsetzung umseitig

307 Forts. zu Tabelle A.9: Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und HISCLASS Beruf Bautechniker (Kreisbeamter) Bautechniker (Staatsbeamter) Bautechniker (städtischer Beamter) Bautischler Beamter Beamter der Amerikalinie Beamter der Straßenbahn Bergarbeiter Bergmann (Eisenerz) Betonarbeiter Betriebsingenieur Betriebsleiter Bezirksbriefträger Bezirksleiter (Gewerkschaft) Bierbrauer Bierkutscher Bijouteriearbeiter Bijoutier Bildhauer Bildhauergehilfe Binder (Eisenhütte) Blacksmith Bleacher Blechner Blechschmied Blechzuschneider Bleicher Bleistiftarbeiter Blenderöster (Zinkhütte) Bohrer Boiler tender Borstenzurichter Bote Böttcher Böttchergehilfe Bottom builder Box maker Brauer Brauereiarbeiter Brauereiheizer Brauereitaglöhner Braugehilfe Bremser (Steinkohle) Brenner Brenner Bricklayer Briefträger Broom Maker Buchbinder Buchdrucker

HISCO5

HISCLASS

0 - 33 . 10 0 - 33 . 10 0 - 33 . 10 9 - 54 . 20 3 - 10 . 00 3 - 00 . 00 3 - 00 . 00 7 - 11 . 05 7 - 11 . 05 9 - 52 . 10 0 - 32 . 00 2 - 26 . 10 3 - 70 . 30 2 - 21 . 10 7 - 78 . 10 9 - 86 . 20 8 - 80 . 10 8 - 80 . 10 1 - 61 . 20 1 - 61 . 20 7 - 21 . 00 8 - 31 . 10 7 - 56 . 15 8 - 73 . 10 8 - 73 . 10 8 - 73 . 10 7 - 56 . 15 9 - 49 . 90 7 - 21 . 70 8 - 34 . 50 9 - 69 . 30 9 - 42 . 30 3 - 70 . 40 8 - 19 . 30 8 - 19 . 30 7 - 26 . 20 8 - 19 . 90 7 - 78 . 10 7 - 78 . 10 7 - 78 . 10 7 - 78 . 10 7 - 78 . 10 9 - 84 . 50 7 - 49 . 30 8 - 93 . 50 9 - 51 . 20 3 - 70 . 30 9 - 42 . 40 9 - 26 . 25 9 - 21 . 10

4 4 4 7 5 5 5 9 9 7 4 3 9 3 7 9 7 7 4 5 9 7 9 7 7 7 9 11 9 9 9 9 9 7 11 9 9 7 9 9 11 11 9 9 9 7 9 9 7 7

Häufigkeit Anzahl 1 1 1 2 13 1 1 136 9 1 1 3 1 1 1 1 1 1 2 2 1 3 5 1 2 1 2 2 1 10 3 1 1 2 1 1 1 4 4 1 1 2 2 1 1 1 48 1 5 25

Anteil [%] 0,03 0,03 0,03 0,05 0,33 0,03 0,03 3,41 0,23 0,03 0,03 0,08 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,05 0,05 0,03 0,08 0,13 0,03 0,05 0,03 0,05 0,05 0,03 0,25 0,08 0,03 0,03 0,05 0,03 0,03 0,03 0,10 0,10 0,03 0,03 0,05 0,05 0,03 0,03 0,03 1,20 0,03 0,13 0,63

Fortsetzung umseitig

308 Forts. zu Tabelle A.9: Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und HISCLASS Beruf Buchdruckerhilfsarbeiter Bûcheron (Holzhauer) Buchhalter Buchhalter/Schreiber Buchhändler Büdner Büdner und Gärtner Bürger Büroassistent Bürobeamter Bürochef Bürodiätar Büro-Hilfsarbeiter Bürovorsteher Bürstenmacher Busfahrer Buttereiarbeiter (Markthelfer) Carder Carpenter Chausséearbeiter Chausseewärter Coal heaver Coal wheeler Combmaker Dachdecker Dachdeckerarbeiter Dachdeckerhilfsarbeiter Dekorateur Dekorationsmaler Depotarbeiter Doublemacher Dozent der Klassischen Philologie Drag-out Drahtzieher Drawer Drechsler Drechslergehilfe Drechslergeselle Dreher Dreher Dreher (Eisenhütte) Dreher (Silberwarenfabrik) Droschkenkutscher Drucker Druckereifaktor Einkassierer Einkassierer (Gaswerke) Eisenarbeiter Eisenbahnarbeiter Eisenbahnassistent

HISCO5

HISCLASS

9 - 21 . 10 6 - 31 . 10 3 - 31 . 10 3 - 31 . 10 4 - 10 . 30 6 - 11 . 15 6 - 11 . 15 -1 3 - 93 . 10 3 - 93 . 10 2 - 21 . 10 3 - 93 . 10 3 - 93 . 10 2 - 21 . 10 9 - 42 . 30 9 - 85 . 40 7 - 75 . 30 7 - 51 . 35 9 - 54 . 10 9 - 74 . 15 9 - 74 . 15 7 - 49 . 20 7 - 26 . 20 7 - 59 . 90 9 - 53 . 00 9 - 53 . 00 9 - 53 . 00 1 - 62 . 30 1 - 62 . 90 3 - 91 . 40 8 - 80 . 90 1 - 31 . 70 7 - 11 . 05 7 - 32 . 10 7 - 49 . 20 8 - 12 . 30 8 - 12 . 30 8 - 12 . 30 8 - 12 . 30 8 - 33 . 20 8 - 33 . 20 8 - 80 . 90 9 - 86 . 20 9 - 21 . 10 2 - 26 . 10 3 - 31 . 35 3 - 31 . 35 7 - 20 . 00 9 - 74 . 50 3 - 99 . 60

11 10 4 4 4 10 10 1 5 5 3 5 5 3 9 9 9 9 7 11 11 9 9 9 9 9 11 2 4 9 7 2 9 9 9 9 11 9 9 7 7 7 9 7 3 5 5 9 9 5

Häufigkeit Anzahl 1 1 5 11 1 5 1 7 3 2 1 3 3 1 1 1 1 2 2 1 1 1 1 1 4 1 1 2 4 1 1 1 2 1 2 1 2 1 1 35 1 1 4 1 1 1 1 1 8 2

Anteil [%] 0,03 0,03 0,13 0,28 0,03 0,13 0,03 0,18 0,08 0,05 0,03 0,08 0,08 0,03 0,03 0,03 0,03 0,05 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,10 0,03 0,03 0,05 0,10 0,03 0,03 0,03 0,05 0,03 0,05 0,03 0,05 0,03 0,03 0,88 0,03 0,03 0,10 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,20 0,05

Fortsetzung umseitig

309 Forts. zu Tabelle A.9: Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und HISCLASS Beruf Eisenbahn-Schaffner Eisenbahnsekretär Eisenbahn-Unterassistent Eisenbahnweichensteller Eisendreher Eisenfräser (Uhrenfabrik) Eisengießer Eisenhobler Eisenhüttenarbeiter (Schichter) Eisenstoßer Eisenwerker Elektroinstallateur Elektromonteur Engineer Engineer in Cotton mill Erdarbeiter Erwerbsunfähiger Erzfahrer Erzfahrer (Eisenhütte) Ewerführer Expedient Fabrikant Fabrikarbeiter Fabrikarbeiter (Dynamitfab.) Fabrikarbeiter (Eisenfab.) Fabrikarbeiter (Eisengießerei) Fabrikarbeiter (Eisenhütte) Fabrikarbeiter (Eisenindustrie) Fabrikarbeiter (Kleinschmied) Fabrikarbeiter (Maschinenbau) Fabrikarbeiter (Porzellan) Fabrikarbeiter (Textil) Fabrikarbeiter (Weberei) Fabrikaufseher Fabrikaufseher (Textil) Fabrikklempner Fabrikmeister Fabrikschlosser Fabrikschmied Fabrikschuhmacher Fabrik-Spinner Fabriktischler Fabrik-Töpfer Fabrikwächter (Dynamitfab.) Fabrikweber Fabrik-Zimmermann Faktor (Druckerei) Färber Färber (Fabrik) Färbergehilfe

HISCO5

HISCLASS

3 - 60 . 20 3 - 99 . 60 3 - 99 . 60 9 - 84 . 30 8 - 33 . 20 8 - 33 . 30 7 - 24 . 20 8 - 34 . 40 7 - 21 . 20 8 - 34 . 40 7 - 20 . 00 8 - 55 . 10 8 - 55 . 10 8 - 41 . 00 8 - 41 . 00 9 - 50 . 00 -1 7 - 21 . 20 7 - 21 . 20 0 - 42 . 17 4 - 22 . 20 2 - 11 . 10 9 - 99 . 30 7 - 49 . 90 7 - 20 . 00 7 - 24 . 20 7 - 21 . 00 8 - 30 . 00 8 - 31 . 10 8 - 41 . 00 8 - 92 . 00 7 - 50 . 00 7 - 54 . 40 2 - 26 . 10 2 - 26 . 10 8 - 73 . 10 2 - 26 . 10 8 - 74 . 30 8 - 31 . 10 8 - 01 . 10 7 - 52 . 20 8 - 11 . 20 8 - 92 . 00 5 - 89 . 40 7 - 54 . 40 9 - 54 . 10 2 - 26 . 90 7 - 56 . 00 7 - 56 . 00 7 - 56 . 00

9 5 5 9 7 9 9 9 9 9 9 7 7 7 7 9 -1 9 9 3 4 1 11 9 9 9 9 9 7 7 9 9 9 3 3 7 3 7 7 7 9 7 9 11 9 7 6 9 9 11

Häufigkeit Anzahl 1 3 1 2 11 2 1 3 1 1 1 2 1 2 1 1 1 1 1 3 1 1 23 1 1 1 1 1 1 2 1 18 4 1 3 2 1 2 1 1 1 1 1 1 5 1 1 1 1 1

Anteil [%] 0,03 0,08 0,03 0,05 0,28 0,05 0,03 0,08 0,03 0,03 0,03 0,05 0,03 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,08 0,03 0,03 0,58 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,05 0,03 0,45 0,10 0,03 0,08 0,05 0,03 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,13 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03

Fortsetzung umseitig

310 Forts. zu Tabelle A.9: Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und HISCLASS Beruf Fasser Fasser (Bijouteriefabrik) Feilenhärter Feilenhauer Feilenhauer (selbständig) Feiler Feingoldschläger Feinmechaniker Feinsäger (Uhrenfabrik) Fensterreiniger Feuermann (Gasanstalt) Feuerwehrmann Feuerwerker Filler Finisher Finisher Fireman Flachshechler Flaschner Fliesenleger Foreman, Cutters Foreman, locksmith Foreman, puddlers and rollers Foreman, rollers Forman Former Former (Bronzewerkstätte) Former (Eisengießerei) Former (Eisenhütte) Formergeselle Formermeister Forstarbeiter Frachtschiffer Fraismaschinenarbeiter Fräser Friseur Fuhrknecht Fuhrmann (städtisch) Füller (Steinkohle) Futtermeister Futtermeister (Steinkohle) Galanteriearbeiter (Kartonfab.) Gallery cutter Gallery cutter Gardinenweber Gärführer Garnierer (Porzellanfab.) Gartenarbeiter Gärtner Gärtnerei-Tagelöhner

HISCO5

HISCLASS

8 - 80 . 40 8 - 80 . 40 8 - 39 . 15 8 - 39 . 15 8 - 39 . 15 8 - 35 . 90 8 - 80 . 70 8 - 42 . 30 8 - 11 . 90 5 - 52 . 30 9 - 69 . 30 5 - 81 . 10 -1 7 - 49 . 20 7 - 26 . 90 7 - 56 . 00 9 - 69 . 30 7 - 51 . 90 8 - 73 . 10 9 - 51 . 50 2 - 26 . 30 2 - 26 . 30 2 - 26 . 30 2 - 26 . 30 2 - 26 . 70 7 - 25 . 00 7 - 25 . 00 7 - 25 . 00 7 - 25 . 00 7 - 25 . 00 7 - 25 . 00 6 - 32 . 30 0 - 42 . 17 8 - 33 . 30 8 - 33 . 30 5 - 70 . 25 9 - 86 . 20 9 - 86 . 20 7 - 11 . 05 6 - 24 . 60 6 - 24 . 60 9 - 10 . 25 7 - 11 . 05 7 - 49 . 20 7 - 54 . 90 7 - 78 . 35 8 - 92 . 90 6 - 27 . 00 6 - 27 . 00 6 - 27 . 00

7 7 7 7 7 9 7 7 7 11 9 7 -1 9 11 9 9 11 7 7 6 6 6 6 6 7 7 7 7 7 6 12 3 9 9 7 9 9 9 10 10 9 9 9 9 9 9 10 10 12

Häufigkeit Anzahl 1 1 1 3 1 1 3 2 1 1 1 3 1 1 8 1 1 1 2 1 1 1 1 1 1 40 1 1 3 2 1 2 1 1 1 1 1 5 1 1 1 1 1 1 3 1 1 2 10 1

Anteil [%] 0,03 0,03 0,03 0,08 0,03 0,03 0,08 0,05 0,03 0,03 0,03 0,08 0,03 0,03 0,20 0,03 0,03 0,03 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 1,00 0,03 0,03 0,08 0,05 0,03 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,13 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,08 0,03 0,03 0,05 0,25 0,03

Fortsetzung umseitig

311 Forts. zu Tabelle A.9: Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und HISCLASS Beruf Gärtnergehilfe Gärtnergeselle Gasarbeiter (Steinkohle) Gelbgießer Gelegenheitsarbeiter Gemeindelehrer Gemeindewächter Geometer (städtischer Beamter) Gerüstbauer Geschäftsdiener Geschäftsführer Geschäftsführer (Metallarbeiterverband) Geschäftskutscher Gespannknecht Gewerkschafter Gewerkschaftsführer Gichter (Eisenhütte) Gießereiarbeiter Glasarbeiter Glaser Glasergehilfe Glasergeselle Glasmacher Glasofenschürer Glasschleifer Glasschmelzer Glasschneider Goldarbeiter Goldleistenarbeiter Graf und Erbdroste Graveur Graveur (Bijouteriefabrik) Greaser Großbauer Gummidrechsler Gürtler Gürtler (Silberwarenfabrik) Gürtlergeselle Gußputzer Gutstagelöhner Hadernkocher Hafenarbeiter Hammersmith Handarbeiter Handlungsgehilfe Handschuhmacher Handstricker Handwerker Hauer Häuer (Eisenerz)

HISCO5

HISCLASS

6 - 27 . 00 6 - 27 . 00 7 - 49 . 25 7 - 24 . 20 9 - 99 . 10 1 - 33 . 20 5 - 89 . 40 0 - 30 . 10 9 - 59 . 40 4 - 51 . 25 2 - 11 . 10 2 - 11 . 10 9 - 86 . 20 6 - 24 . 60 3 - 93 . 10 2 - 19 . 80 7 - 21 . 90 7 - 24 . 20 8 - 93 . 00 9 - 57 . 20 9 - 57 . 20 9 - 57 . 20 8 - 93 . 20 8 - 93 . 20 8 - 91 . 48 8 - 93 . 20 8 - 91 . 56 8 - 80 . 90 8 - 80 . 90 -1 8 - 80 . 80 8 - 80 . 80 7 - 26 . 20 6 - 11 . 10 9 - 01 . 00 8 - 03 . 10 8 - 03 . 10 8 - 03 . 10 7 - 29 . 30 9 - 99 . 20 7 - 33 . 40 9 - 71 . 20 8 - 31 . 20 9 - 99 . 10 3 - 93 . 10 7 - 94 . 75 7 - 55 . 50 -1 7 - 11 . 05 7 - 11 . 05

12 10 9 9 11 4 5 4 9 5 1 1 9 10 5 1 9 9 9 7 11 7 9 9 9 9 9 7 7 1 7 7 9 8 9 9 7 9 11 12 9 11 7 11 5 7 9 7 9 9

Häufigkeit Anzahl 7 1 1 2 1 2 1 1 1 2 4 1 1 3 2 1 1 2 1 1 3 2 3 1 1 1 2 7 1 5 2 2 1 25 1 3 2 1 4 2 1 5 3 4 4 2 1 1 1 17

Anteil [%] 0,18 0,03 0,03 0,05 0,03 0,05 0,03 0,03 0,03 0,05 0,10 0,03 0,03 0,08 0,05 0,03 0,03 0,05 0,03 0,03 0,08 0,05 0,08 0,03 0,03 0,03 0,05 0,18 0,03 0,13 0,05 0,05 0,03 0,63 0,03 0,08 0,05 0,03 0,10 0,05 0,03 0,13 0,08 0,10 0,10 0,05 0,03 0,03 0,03 0,43

Fortsetzung umseitig

312 Forts. zu Tabelle A.9: Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und HISCLASS Beruf Häuer (Erz) Häuer (Steinkohle) Hauptlehrer Hausdiener Hausfrau Haushälter Häusler Häusler und Chausseearbeiter Häusler und Forstarbeiter Häusler/Knecht Head cutter Heater Heimarbeiterin in der Kinderkonfektion Heimweber Heizer Heizer (Erz) Heizergehilfe Hilfsarbeiter Hilfsaufseher (Straßenreinigung) Hilfsbahnwärter Hilfsbeamter (Diätar) Hilfskranführer Hilfsmaschinist Hilfsrangierführer Hilfsschaffner Hilfsunterbeamter (Eisenbahn) Hilfs-Weichensteller Hintermann (Eisenhütte) Hintermann (Walzwerk) Hintermann (Zinkhütte) Hobler Hobler (Fabrik) Hochbautechniker Hochbautechniker (Staatsbeamtenanwärter) Hoher Beamter Höherer Beamter Hohlglasmacher Holzarbeiter Holzarbeiter Holzbildhauer Holzhänger (Erz) Holzhänger (Steinkohle) Hooker Horizontalbohrer Hülfsrichter am Oberlandesgericht Hutarbeiter Hüttenarbeiter Hüttenarbeiter (Schichter) Ingenieur

Häufigkeit

HISCO5

HISCLASS

7 - 11 . 05 7 - 11 . 05 1 - 39 . 40 5 - 40 . 20 7 - 54 . 00 2 - 24 . 30 6 - 11 . 15 6 - 11 . 15 6 - 11 . 15 6 - 11 . 15 7 - 11 . 05 9 - 69 . 30 7 - 95 . 10 7 - 54 . 30 9 - 69 . 30 9 - 69 . 30 9 - 69 . 30 9 - 99 . 10 9 - 99 . 10 9 - 84 . 30 3 - 10 . 00 9 - 73 . 15 9 - 69 . 10 9 - 84 . 40 3 - 60 . 00 3 - 99 . 60 9 - 84 . 30 7 - 21 . 00 7 - 22 . 20 7 - 21 . 70 8 - 34 . 40 8 - 34 . 40 0 - 33 . 10 0 - 33 . 10

9 9 1 9 9 6 10 10 10 10 9 9 9 9 9 9 11 11 11 11 5 11 11 11 9 5 11 9 9 9 9 9 4 4

49 145 1 1 2 2 16 1 1 4 1 5 1 1 8 1 1 4 1 2 1 2 1 1 1 1 2 1 1 1 4 1 1 1

1,23 3,63 0,03 0,03 0,05 0,05 0,40 0,03 0,03 0,10 0,03 0,13 0,03 0,03 0,20 0,03 0,03 0,10 0,03 0,05 0,03 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03 0,05 0,03 0,03 0,03 0,10 0,03 0,03 0,03

2 - 02 . 10 2 - 02 . 10 8 - 93 . 20 6 - 31 . 10 7 - 32 . 00 1 - 61 . 20 7 - 11 . 05 7 - 11 . 05 7 - 26 . 20 8 - 34 . 50 1 - 22 . 10 7 - 93 . 10 7 - 21 . 00 7 - 21 . 20 0 - 20 . 00

1 1 9 10 9 4 9 9 9 9 2 9 9 9 2

14 78 1 17 7 4 1 2 2 3 1 1 4 1 7

0,35 1,95 0,03 0,43 0,18 0,10 0,03 0,05 0,05 0,08 0,03 0,03 0,10 0,03 0,18

Anzahl

Anteil [%]

Fortsetzung umseitig

313 Forts. zu Tabelle A.9: Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und HISCLASS Beruf Installateur Instleute Instrumentenmacher Invalide Invalide (Eisenbahner) Invalide (Erz) Invalide (Steinkohle) Iron breaker Iron loader k. A. (minderbemittelte Klassen) Kabinettmeister (Bijouteriefabrik) Kaiarbeiter Kalksteinbrecher Kanalarbeiter Kanzleisekretär Kapseldreher Kardenmeister Kassenbote Kaufmann Kaufmannswitwe Kehrer Kernmacher Kesselheizer (Textil) Kesselheizer (Zinkhütte) Kesselschmied Kesselwärter (Eisenhütte) Kesselwärter (Steinkohle) Kettenmacher Kettenmacher (Bijouteriefabrik) Kettenputzer Kistenmacher Kleinbauer Kleinindustriearbeiter der Metallindustrie Kleinlandwirt Kleinschmied Kleinschmied (Fabrikant) Klempner Klempnergeselle Knecht Knochenmüller Knopfarbeiter Knopfmacher Kohlenarbeiter Koksarbeiter Kommis (Kommissionsgeschäft der Kleineisenindustrie) Konditor Konditorgehilfe Konstrukteur Kontordiener

Häufigkeit

HISCO5

HISCLASS

8 - 71 . 05 6 - 11 . 15 8 - 42 . 30 -1 -1 -1 -1 7 - 21 . 00 7 - 21 . 00 -1 8 - 80 . 90 9 - 71 . 20 7 - 11 . 10 9 - 74 . 15 3 - 93 . 20 8 - 93 . 90 7 - 51 . 35 3 - 39 . 90 4 - 10 . 25 4 - 10 . 25 9 - 99 . 10 7 - 25 . 00 9 - 69 . 30 9 - 69 . 30 8 - 73 . 50 9 - 69 . 30 9 - 69 . 30 8 - 80 . 90 8 - 80 . 90 7 - 54 . 22 8 - 11 . 90 6 - 11 . 15 8 - 30 . 00 6 - 11 . 15 8 - 31 . 10 8 - 31 . 10 8 - 73 . 10 8 - 73 . 10 6 - 21 . 20 9 - 49 . 90 9 - 49 . 90 9 - 49 . 90 9 - 99 . 00 7 - 49 . 20 4 - 22 . 30

7 10 7 -1 -1 -1 -1 9 9 11 7 11 9 11 5 11 6 5 4 4 11 7 9 9 7 9 9 7 7 11 7 10 9 10 7 6 7 7 12 11 11 11 11 9 4

3 4 1 1 2 1 1 1 1 2 1 1 1 2 1 1 1 2 22 23 1 11 2 1 7 1 2 5 1 1 2 15 1 1 1 1 24 6 3 1 1 2 2 3 1

0,08 0,10 0,03 0,03 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03 0,05 0,03 0,03 0,03 0,05 0,03 0,03 0,03 0,05 0,55 0,58 0,03 0,28 0,05 0,03 0,18 0,03 0,05 0,13 0,03 0,03 0,05 0,38 0,03 0,03 0,03 0,03 0,60 0,15 0,08 0,03 0,03 0,05 0,05 0,08 0,03

7 - 76 . 30 7 - 76 . 30 0 - 20 . 00 3 - 93 . 10

9 11 2 5

1 1 3 1

0,03 0,03 0,08 0,03

Anzahl

Anteil [%]

Fortsetzung umseitig

314 Forts. zu Tabelle A.9: Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und HISCLASS Beruf Kontorist Kontrolleur Kontrolleur (Gas- und Wasserwerke) Korbmacher Korbmachergehilfe Korkarbeiter Korrektor Kranführer Krankenbesucher Krankenkassen-Beamter Krankenkassen-Kontrolleur Krempelmeister (Fabrik) Kriegsinvalide Kriminalschutzmann Küfer Kunstgärtner Kupferschmied Kupferschmiedegeselle Kürschnergehilfe Küstenfischer Kutscher Laborant Laborer Laborer Laborer Lackierer Lagerarbeiter Lagerarbeiter (Textil) Lagerhalter Lagerist Lagerplatzarbeiter Landarbeiter Landbriefträger Landrichter Laternenwärter Lebkuchenbäcker Lehrer Lehrer (Volksschule) Lehrer a. D. Leitungsaufseher Leitungsaufseher 1. Klasse Leitungsaufseher 2. Klasse Leveller Lever man Limestone breaker Limestone wheeler Lithograph Lithograph Lithographen-Gehilfe Lithographie-Steinschleifer

HISCO5

HISCLASS

3 - 93 . 10 3 - 00 . 00 3 - 31 . 35 9 - 42 . 20 9 - 42 . 20 9 - 49 . 90 3 - 99 . 40 9 - 73 . 15 -1 3 - 00 . 00 3 - 00 . 00 7 - 51 . 35 -1 5 - 82 . 30 8 - 19 . 30 6 - 27 . 90 8 - 73 . 30 8 - 73 . 30 7 - 92 . 20 6 - 41 . 30 9 - 86 . 20 0 - 14 . 00 7 - 11 . 05 7 - 26 . 20 7 - 51 . 00 8 - 95 . 50 9 - 71 . 45 9 - 71 . 45 3 - 91 . 30 3 - 91 . 40 3 - 91 . 40 6 - 21 . 05 3 - 70 . 30 1 - 22 . 10 5 - 99 . 90 7 - 76 . 30 1 - 30 . 20 1 - 33 . 20 1 - 30 . 20 8 - 57 . 40 8 - 57 . 40 8 - 57 . 40 7 - 49 . 20 7 - 26 . 20 7 - 11 . 10 7 - 11 . 10 9 - 22 . 50 9 - 24 . 15 9 - 22 . 50 9 - 24 . 15

5 5 5 9 9 11 5 9 -1 5 5 6 -1 4 7 8 7 7 11 10 9 4 9 9 9 9 11 11 5 9 9 12 9 2 11 9 2 4 2 7 7 7 9 9 9 9 9 7 11 7

Häufigkeit Anzahl 7 2 1 3 1 1 1 3 1 1 1 1 1 2 8 1 1 1 1 4 5 2 1 4 7 11 1 1 1 2 1 246 17 10 3 2 90 2 2 11 1 2 3 1 1 1 1 1 2 1

Anteil [%] 0,18 0,05 0,03 0,08 0,03 0,03 0,03 0,08 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,05 0,20 0,03 0,03 0,03 0,03 0,10 0,13 0,05 0,03 0,10 0,18 0,28 0,03 0,03 0,03 0,05 0,03 6,16 0,43 0,25 0,08 0,05 2,25 0,05 0,05 0,28 0,03 0,05 0,08 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,05 0,03

Fortsetzung umseitig

315 Forts. zu Tabelle A.9: Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und HISCLASS Beruf Loader Lohnarbeiter Lohndiener Lohnkutscher Lohnschreiber Lokomotivführer Lokomotivheizer Loom fixer Loom fixer and machinist Losmann Machinist Machinist Magazinverwalter Magd Magistrats-Assistent Magistratsbeamter Magistratsbote Magistratsgehilfe Magistratssekretär Maler Maler (städtisch) Malergehilfe Malergeselle Mangelgeselle Mark.-Aufseher (Steinkohle) Mark.-Kontrolleur (Erz) Markthelfer Maschinenarbeiter Maschinen-Arbeiter (Eisenhütte) Maschinen-Arbeiter (Erz) Maschinen-Arbeiter (Steinkohle) Maschinenaufseher (Textil) Maschinenbau-Bohrer Maschinenbauer Maschinenformer Maschinenführer (Papierfab.) Maschineningenieur Maschinenmeister Maschinenputzer Maschinenschlosser Maschinentechniker Maschinentechniker (Beamter) Maschinentechniker (Eisenbahn) Maschinentechniker (Oberassistent, Eisenbahn) Maschinen-Tischler Maschinenwärter Maschinen-Wärter (Bleihütte) Maschinen-Wärter (Eisenerz) Maschinen-Wärter (Eisenhütte)

Häufigkeit

HISCO5

HISCLASS

7 - 26 . 20 9 - 99 . 30 5 - 40 . 20 9 - 86 . 20 3 - 93 . 20 9 - 83 . 20 9 - 83 . 30 7 - 53 . 20 7 - 53 . 20 6 - 11 . 15 7 - 50 . 00 8 - 34 . 10 3 - 91 . 30 5 - 40 . 20 3 - 10 . 90 3 - 10 . 90 3 - 70 . 40 3 - 93 . 10 3 - 10 . 90 9 - 31 . 20 9 - 31 . 20 9 - 31 . 20 9 - 31 . 20 5 - 60 . 65 7 - 11 . 05 7 - 11 . 05 9 - 71 . 45 9 - 99 . 30 7 - 21 . 00 7 - 11 . 25 7 - 11 . 25 9 - 69 . 10 8 - 34 . 50 0 - 24 . 10 7 - 25 . 60 7 - 34 . 00 0 - 24 . 10 9 - 69 . 10 9 - 99 . 10 8 - 41 . 05 0 - 35 . 10 0 - 35 . 10 0 - 35 . 10 0 - 35 . 10

9 11 9 9 5 7 9 7 7 10 9 7 5 9 4 4 9 5 4 9 9 11 9 9 9 9 11 11 9 9 9 9 9 2 9 9 2 9 11 7 4 4 4 4

1 1 1 1 1 3 2 2 1 1 2 1 1 1 7 1 2 1 4 9 1 22 1 1 1 1 5 8 1 1 6 1 1 7 5 2 4 5 3 2 1 1 1 1

0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,08 0,05 0,05 0,03 0,03 0,05 0,03 0,03 0,03 0,18 0,03 0,05 0,03 0,10 0,23 0,03 0,55 0,03 0,03 0,03 0,03 0,13 0,20 0,03 0,03 0,15 0,03 0,03 0,18 0,13 0,05 0,10 0,13 0,08 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03

8 - 11 . 20 7 - 11 . 25 7 - 21 . 70 7 - 11 . 25 7 - 21 . 00

7 9 9 9 9

1 3 1 1 2

0,03 0,08 0,03 0,03 0,05

Anzahl

Anteil [%]

Fortsetzung umseitig

316 Forts. zu Tabelle A.9: Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und HISCLASS Beruf Maschinen-Wärter (Erz) Maschinen-Wärter (Steinkohle) Maschinen-Wärter (Zinkhütte) Maschinenwender Maschinist Maschinist (städtisch) Mason Mason Materialienverwalter Maurer Maurer (Eisenhütte) Maurer (Gasanstalt) Maurer (städtisch) Maurer (Steinkohle) Maurergehilfe Maurergeselle Maurergeselle (Hütte) Maurerpolier Mechaniker Meister (Zinkhütte) Meßgehilfe Messingbohrer Metallarbeiter Metallbeizer Metallbrenner Metalldreher Metalldrücker Metallformer Metallputzer Metallschleifer Militär-Anwärter Militärarbeiter Miner Mittelschullehrer Modelltischler Montagearbeiter (Steinkohle) Monteur Motorwagenführer Motorwärter Moulder Mühlenarbeiter Müller Müllergeselle Nadelrichter Nagelschmied Näherin Nailmaker Nieter Ober-Bahnassistent Ober-Feuerwehrmann

HISCO5

HISCLASS

7 - 11 . 25 7 - 11 . 25 7 - 21 . 70 8 - 39 . 60 9 - 69 . 10 9 - 69 . 10 7 - 11 . 05 8 - 20 . 70 3 - 91 . 40 9 - 51 . 20 9 - 51 . 20 9 - 51 . 20 9 - 51 . 20 9 - 51 . 20 9 - 51 . 20 9 - 51 . 20 9 - 51 . 20 2 - 26 . 75 8 - 41 . 00 7 - 21 . 70 0 - 30 . 20 8 - 34 . 50 7 - 20 . 00 7 - 28 . 90 7 - 28 . 90 8 - 33 . 20 8 - 39 . 50 8 - 39 . 50 8 - 35 . 20 8 - 34 . 65 5 - 83 . 00 9 - 99 . 10 7 - 11 . 05 1 - 32 . 00 8 - 19 . 40 7 - 11 . 60 8 - 41 . 00 9 - 85 . 00 9 - 69 . 10 7 - 25 . 00 7 - 71 . 20 7 - 71 . 20 7 - 71 . 20 8 - 39 . 90 8 - 39 . 90 7 - 95 . 10 8 - 39 . 90 8 - 74 . 62 3 - 99 . 60 5 - 81 . 10

9 9 9 9 9 9 9 7 5 7 7 7 7 7 11 7 7 6 7 6 5 9 9 9 9 7 7 7 9 7 9 11 9 2 7 7 7 9 9 7 9 7 7 7 7 9 7 9 4 6

Häufigkeit Anzahl 6 22 1 2 5 1 1 1 1 51 1 1 1 6 1 12 1 2 6 1 2 1 46 2 1 3 4 2 1 5 1 1 29 1 5 1 8 1 2 2 1 2 4 1 1 4 1 2 1 2

Anteil [%] 0,15 0,55 0,03 0,05 0,13 0,03 0,03 0,03 0,03 1,28 0,03 0,03 0,03 0,15 0,03 0,30 0,03 0,05 0,15 0,03 0,05 0,03 1,15 0,05 0,03 0,08 0,10 0,05 0,03 0,13 0,03 0,03 0,73 0,03 0,13 0,03 0,20 0,03 0,05 0,05 0,03 0,05 0,10 0,03 0,03 0,10 0,03 0,05 0,03 0,05

Fortsetzung umseitig

317 Forts. zu Tabelle A.9: Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und HISCLASS Beruf Oberhäuer (Eisenerz) Oberhäuer (Erz) Oberlandesgerichtsrat Ober-Leitungsaufseher Oberleitungsaufseher Obermaler Obermaschinist Ober-Postassistent Ober-Postschaffner Ober-Telegrafen-Assistent Operative in Cotton mill Optiker Overseer Overseer, dyeing room Overseer, finishing department Overseer, spinning department Overseer, weaving department Packer Packer und Markthelfer Packmeister (Eisenbahn) Pappwaren-Fabrikant Parkarbeiter Parkaufseher Patternmaker Pfarrer Pfefferkuchenbäcker Pferdeknecht Pferdeknecht (Erz) Pferdeknecht (Steinkohle) Pflasterer Picking-room hand Piecer Pinselmacher Plate repairer Plätterin Plattierer Platzarbeiter (Eisenhütte) Polizeisergeant Portier Porzellandreher Porzellanmaler Posamentierer Posamentierer (Fabrikarbeiter) Postassistent Postbeamter Postbote Postschaffner Postsekretär Postunterbeamter Postverwalter

HISCO5

HISCLASS

7 - 11 . 05 7 - 11 . 05 1 - 22 . 10 8 - 57 . 40 8 - 57 . 40 9 - 31 . 20 9 - 69 . 10 3 - 70 . 20 3 - 70 . 90 3 - 80 . 40 7 - 52 . 20 0 - 75 . 30 2 - 26 . 70 2 - 26 . 70 2 - 26 . 70 2 - 26 . 70 2 - 26 . 70 9 - 71 . 50 9 - 71 . 45 9 - 71 . 30 9 - 10 . 25 6 - 29 . 60 5 - 89 . 40 8 - 19 . 35 1 - 41 . 20 7 - 76 . 30 6 - 24 . 60 6 - 24 . 60 6 - 24 . 60 9 - 51 . 60 7 - 51 . 00 7 - 52 . 90 9 - 42 . 30 7 - 26 . 20 5 - 60 . 65 7 - 28 . 90 7 - 21 . 00 5 - 82 . 20 5 - 99 . 90 8 - 92 . 25 8 - 95 . 30 7 - 54 . 52 7 - 54 . 50 3 - 70 . 20 3 - 31 . 70 3 - 70 . 30 3 - 70 . 90 3 - 93 . 10 3 - 31 . 70 2 - 22 . 80

6 6 2 6 6 6 6 4 9 4 9 4 6 6 6 6 6 11 11 11 9 11 11 7 2 9 10 10 10 9 9 11 9 9 9 9 9 4 11 9 7 9 9 5 5 9 9 5 5 3

Häufigkeit Anzahl 1 1 9 1 1 1 2 43 15 7 2 1 2 1 1 2 2 1 1 1 1 1 1 3 17 2 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 3 1 1 59 1 5 52 9 1 6

Anteil [%] 0,03 0,03 0,23 0,03 0,03 0,03 0,05 1,08 0,38 0,18 0,05 0,03 0,05 0,03 0,03 0,05 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,08 0,43 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,08 0,03 0,03 1,48 0,03 0,13 1,30 0,23 0,03 0,15

Fortsetzung umseitig

318 Forts. zu Tabelle A.9: Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und HISCLASS Beruf Presser Printer Privatbeamter Prokurist Provinzialsekretär Puddler Puddler (erster) I. Puddler (Eisenhütte) Puddler (zweiter) Puddler (dritter) III. Puddler Pumpenwärter Radspanner Rammer Rauher Rauher (Fabrikarbeiter) Realschullehrer Rebbauer Redakteur Reißzeugmacher Rektor Rentier Rentmeister Revisor Riemendrehergeselle Ringmacher Roadman Röhrenprobierer Rohrwart (städtisch) Roll adjuster Roller Röster (Zinkhütte) Sackträger (Müllergehilfe) Sägemüller Salzfahrer (Saline) Sandsteinhauer Sattler Sattlergehilfe Sattlergeselle Schacht-Fördermann (Saline) Schäfer Schaffner Schaltbrettwärter Scharwerker Schauermann Scheerer (Textil) Schichter Schieferdecker Schiffbauer Schiffbauergehilfe

HISCO5

HISCLASS

8 - 31 . 40 7 - 56 . 20 3 - 00 . 00 2 - 19 . 40 3 - 10 . 90 7 - 21 . 90 7 - 21 . 90 7 - 21 . 90 7 - 21 . 90 7 - 21 . 90 7 - 21 . 90 7 - 11 . 90 8 - 19 . 25 9 - 51 . 60 7 - 56 . 55 7 - 56 . 55 1 - 32 . 00 6 - 11 . 10 1 - 59 . 20 8 - 42 . 30 1 - 39 . 40 -1 2 - 19 . 40 1 - 10 . 20 7 - 54 . 52 8 - 19 . 25 7 - 11 . 05 9 - 49 . 80 9 - 99 . 00 7 - 22 . 00 7 - 22 . 00 7 - 21 . 70 7 - 71 . 20 7 - 32 . 10 7 - 11 . 05 8 - 20 . 70 8 - 03 . 20 8 - 03 . 20 8 - 03 . 20 7 - 11 . 05 6 - 24 . 30 3 - 60 . 00 2 - 26 . 80 6 - 11 . 15 9 - 71 . 20 7 - 56 . 90 7 - 21 . 20 9 - 53 . 20 8 - 74 . 50 8 - 74 . 50

9 9 5 1 4 7 7 9 7 7 9 11 7 9 9 9 2 8 2 7 1 1 1 2 9 7 9 9 9 9 9 9 11 9 9 7 7 11 7 9 10 9 6 10 11 9 9 9 7 11

Häufigkeit Anzahl 2 9 8 1 2 5 3 1 2 1 1 1 1 2 1 1 2 1 2 3 1 2 1 1 1 1 1 2 1 1 7 2 1 3 2 1 4 5 5 1 1 1 1 1 2 1 1 1 3 1

Anteil [%] 0,05 0,23 0,20 0,03 0,05 0,13 0,08 0,03 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03 0,05 0,03 0,03 0,05 0,03 0,05 0,08 0,03 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,05 0,03 0,03 0,18 0,05 0,03 0,08 0,05 0,03 0,10 0,13 0,13 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,05 0,03 0,03 0,03 0,08 0,03

Fortsetzung umseitig

319 Forts. zu Tabelle A.9: Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und HISCLASS Beruf Schiffsarbeiter Schiffswerfttischler Schiffszimmerer Schirmmacher Schirrmeister Schleifer Schleifer (Spiegelfabrik) Schleifergehilfe Schlepper (Eisenerz) Schlepper (Erz) Schlepper (Steinkohle) Schleusser Schlittschuhschlosser Schlosser Schlosser (Eisenbahn) Schlosser (Eisenhütte) Schlosser (Maschinenfab.) Schlosser (Silberwarenfabrik) Schlosser (Steinkohle) Schlosser/Eichgehilfe Schlossergehilfe Schlossergeselle Schmelzer Schmelzer (Bleihütte) Schmelzer (Zinkhütte) Schmied Schmied (Eisenbahn) Schmied (Eisenhütte) Schmied (Saline) Schmied (städtisch) Schmied (Steinkohle) Schmiedearbeiter Schmiedegeselle Schmiedelohnarbeiter, Geselle beim Kluppenschmied Schmiedetagelöhner (Geselle an Zangen) Schmiedgehilfe Schneider Schneider (selbständig) Schneidergehilfe Schneidergeselle Schneiderin Schneidermeister Schraubendreher Schraubenschneider Schreiber Schreiner Schreinereiarbeiter in Eisenbahnwerkstatt

Häufigkeit

HISCO5

HISCLASS

9 - 81 . 90 9 - 54 . 40 9 - 54 . 55 7 - 99 . 30 9 - 89 . 90 8 - 35 . 20 8 - 91 . 48 8 - 35 . 20 7 - 11 . 05 7 - 11 . 05 7 - 11 . 05 6 - 21 . 20 8 - 31 . 90 8 - 74 . 30 8 - 74 . 30 8 - 74 . 30 8 - 41 . 05 8 - 74 . 30 8 - 74 . 30 8 - 74 . 30 8 - 74 . 30 8 - 74 . 30 7 - 21 . 00 7 - 21 . 70 7 - 21 . 70 8 - 31 . 10 8 - 31 . 10 8 - 31 . 10 8 - 31 . 10 8 - 31 . 10 8 - 31 . 10 8 - 31 . 10 8 - 31 . 10 8 - 31 . 10

11 7 7 7 9 9 9 11 9 9 9 10 7 7 7 7 7 7 7 7 11 7 9 9 9 7 7 7 7 7 7 7 7 7

1 1 8 2 1 8 1 2 2 5 27 1 1 81 5 2 2 1 2 2 2 9 2 3 7 18 1 3 1 1 7 1 5 1

0,03 0,03 0,20 0,05 0,03 0,20 0,03 0,05 0,05 0,13 0,68 0,03 0,03 2,03 0,13 0,05 0,05 0,03 0,05 0,05 0,05 0,23 0,05 0,08 0,18 0,45 0,03 0,08 0,03 0,03 0,18 0,03 0,13 0,03

8 - 31 . 10 8 - 31 . 10 7 - 91 . 00 7 - 91 . 00 7 - 91 . 00 7 - 91 . 00 7 - 91 . 00 7 - 91 . 00 8 - 33 . 20 8 - 33 . 30 3 - 93 . 20 8 - 11 . 20 8 - 10 . 00

7 11 7 6 11 7 7 6 7 9 5 7 9

1 1 5 2 3 8 1 2 4 1 1 28 1

0,03 0,03 0,13 0,05 0,08 0,20 0,03 0,05 0,10 0,03 0,03 0,70 0,03

Anzahl

Anteil [%]

Fortsetzung umseitig

320 Forts. zu Tabelle A.9: Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und HISCLASS Beruf Schreinergeselle Schriftsetzer Schuhmacher Schuhmacher (selbständig) Schuhmachergehilfe Schuhmachergeselle Schuhzwicker Schuldiener Schürer Schürer (Erz) Schürer (Steinkohle) Schürer (Zinkhütte) Schutzmann Schweißer (Eisenhütte) Seiler Seilergehilfe Senatspräsident am Oberlandesgericht Setzer Shearmen's helper Shoemaker Sielbau-Aufseher (städt. Beamter) Silberarbeiter Silberschmied Slag wheeler Slasher Tender Spengler Spiegelbeleger Spinner Spinnereiaufseher Spinnmeister Staatsbahnwächter Stadthauptkassierer Städtischer Arbeiter (Kanalarbeit und Schlamm) Stahlgraveur Stamper Stanzer Stationsgehilfe Steinbildhauer Steinbrecher Steindrucker Steingutfabrikarbeiter Steingutschleifer Steinmetz Steinschleifer Steinsetzer Stellmacher Stellmacher (Eisenbahn) Stellmachergeselle Steuerkassen-Diätar

Häufigkeit

HISCO5

HISCLASS

8 - 11 . 20 9 - 21 . 20 8 - 01 . 10 8 - 01 . 10 8 - 01 . 10 8 - 01 . 10 8 - 02 . 50 5 - 51 . 90 7 - 21 . 00 7 - 11 . 90 7 - 11 . 90 7 - 21 . 70 5 - 82 . 20 8 - 72 . 10 7 - 57 . 10 7 - 57 . 10 1 - 22 . 10 9 - 21 . 20 7 - 26 . 20 8 - 01 . 10 0 - 33 . 40 8 - 80 . 90 8 - 80 . 50 7 - 26 . 20 7 - 94 . 00 8 - 73 . 10 8 - 91 . 56 7 - 52 . 20 2 - 26 . 70 7 - 52 . 20 9 - 89 . 90 3 - 10 . 20 9 - 99 . 10

7 7 7 6 11 7 9 5 9 11 11 9 4 9 9 11 2 7 9 7 4 7 7 9 9 7 9 9 6 6 11 4 11

3 23 6 3 1 1 1 1 1 1 2 7 11 2 1 1 1 3 1 1 1 2 1 1 4 2 2 13 1 1 1 1 1

0,08 0,58 0,15 0,08 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,05 0,18 0,28 0,05 0,03 0,03 0,03 0,08 0,03 0,03 0,03 0,05 0,03 0,03 0,10 0,05 0,05 0,33 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03

9 - 24 . 20 8 - 39 . 60 8 - 39 . 60 3 - 99 . 60 8 - 20 . 70 7 - 11 . 10 9 - 22 . 50 8 - 92 . 25 8 - 92 . 25 8 - 20 . 70 8 - 20 . 20 9 - 51 . 60 8 - 19 . 25 8 - 19 . 25 8 - 19 . 25 3 - 10 . 20

7 9 9 5 7 9 9 9 9 7 9 9 7 7 7 4

1 1 2 1 1 5 1 2 1 2 2 4 2 1 1 1

0,03 0,03 0,05 0,03 0,03 0,13 0,03 0,05 0,03 0,05 0,05 0,10 0,05 0,03 0,03 0,03

Anzahl

Anteil [%]

Fortsetzung umseitig

321 Forts. zu Tabelle A.9: Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und HISCLASS Beruf Straßenarbeiter (städtisch) Straßenbahnarbeiter Straßenbahnführer Straßenbahnschaffner Straßenbauarbeiter Straßenbesprenger (städtisch) Straßenreiniger Stukkateur Stukkateurgehilfe Subalternbeamter Tafelglasmacher Tagearbeiter (Glashütte) Tagearbeiter (Steinkohle) Tagearbeiter (Zinkhütte) Tagelöhner Tagelöhner (Eisenerzförderung) Tagewächter Taglöhner Tagner (städtisches Bauamt) Tapezierer Tapezierergehilfe Techniker Techniker (Assistent) Techniker (Staats-Kanaldienst) Techniker (städtisch) Techniker (städtischer Beamter) Technischer Bürovorsteher Telegrafen-Assistent Telegrafen-Sekretär Textilarbeiterin Timberman Tischler Tischler (Eisenhütte) Tischler (Maschinenfab.) Tischler (Uhrenfab.) Tischlergehilfe Tischlergeselle Töpfergeselle Töpfergeselle (Fabrik) Tracklayer Transportarbeiter Tuchmacher Tuchmacher-Geselle Turner Uhrenarbeiter Uhrenfabrikarbeiter Uhrenkastenschreiner Uhrenmacher Uhrmacher Uhrmacher (Fabrik)

HISCO5

HISCLASS

9 - 74 . 15 9 - 89 . 90 9 - 85 . 20 3 - 60 . 40 9 - 74 . 15 9 - 99 . 10 9 - 99 . 10 9 - 55 . 10 9 - 55 . 10 3 - 93 . 10 8 - 91 . 20 9 - 99 . 20 9 - 99 . 20 9 - 99 . 20 9 - 99 . 20 9 - 99 . 20 5 - 89 . 40 9 - 99 . 20 9 - 99 . 20 9 - 59 . 25 9 - 59 . 25 0 - 32 . 00 0 - 32 . 00 0 - 33 . 10 0 - 32 . 00 0 - 32 . 00 2 - 21 . 10 3 - 80 . 40 3 - 80 . 40 7 - 50 . 00 7 - 11 . 60 8 - 11 . 20 8 - 11 . 20 8 - 11 . 20 8 - 11 . 20 8 - 11 . 20 8 - 11 . 20 8 - 92 . 10 8 - 92 . 10 7 - 11 . 05 9 - 80 . 00 7 - 54 . 32 7 - 54 . 32 8 - 33 . 20 8 - 42 . 20 8 - 42 . 20 8 - 11 . 90 8 - 42 . 20 8 - 42 . 20 8 - 42 . 20

11 11 9 9 11 11 11 9 11 5 7 11 11 11 11 11 5 12 11 9 11 4 4 4 4 4 3 5 5 9 7 7 7 7 7 11 7 7 7 9 9 9 9 7 7 7 7 7 7 7

Häufigkeit Anzahl 3 1 5 12 2 2 4 3 1 2 1 2 17 2 28 1 1 2 1 6 1 3 1 1 1 1 1 8 7 2 2 13 1 1 2 3 24 1 1 1 3 1 1 1 14 1 3 1 3 2

Anteil [%] 0,08 0,03 0,13 0,30 0,05 0,05 0,10 0,08 0,03 0,05 0,03 0,05 0,43 0,05 0,70 0,03 0,03 0,05 0,03 0,15 0,03 0,08 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,20 0,18 0,05 0,05 0,33 0,03 0,03 0,05 0,08 0,60 0,03 0,03 0,03 0,08 0,03 0,03 0,03 0,35 0,03 0,08 0,03 0,08 0,05

Fortsetzung umseitig

322 Forts. zu Tabelle A.9: Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und HISCLASS Beruf Uhrschildmaler Unloader Verbandsbeamter Vergolder Verlader (Eisenerz) Vernickler Vogt Volksschullehrer Vorarbeiter Vorarbeiter (Brettmühle) Vorarbeiter (Eisenbahn) Vorarbeiter (Erz) Vorarbeiter (städtisch) Vordermann (Eisenhütte) Vordermann (Walzwerk) Vordermann (Zinkhütte) Vorführer Vorschlosser Vorschullehrer Vorwalzer Wächter (Steinkohle) Wagenmeister (Zinkhütte) Wagenstößer (Eisenerzförderung) Wagner Walzendrucker Walzenführer Walzer Walzwerkarbeiter Walzwerk-Gehilfe (Zinkhütte) Wäscherin Waschlederfärber Wassermesserwärter Watchman Weaver Weber Weber Weber (Fabrik) Weberin Weberin (Witwe) Webermeister Weichensteller Weichensteller (Eisenbahn) Weinhandlungsarbeiter Weißbinder Weißzeugnäherin Werftarbeiter Werkarbeiter Werkführer Werkführer (Tonwarenfab.) Werkmeister

HISCO5

HISCLASS

8 - 42 . 20 9 - 71 . 30 3 - 93 . 10 9 - 39 . 20 7 - 11 . 05 7 - 28 . 30 2 - 02 . 10 1 - 33 . 20 2 - 26 . 10 2 - 26 . 10 2 - 26 . 10 2 - 26 . 10 2 - 26 . 10 7 - 21 . 20 7 - 22 . 20 7 - 22 . 50 8 - 62 . 20 8 - 74 . 30 1 - 34 . 20 7 - 22 . 20 5 - 89 . 40 7 - 21 . 70 7 - 21 . 20 8 - 19 . 25 9 - 22 . 20 9 - 99 . 30 7 - 22 . 00 7 - 22 . 00 8 - 91 . 44 5 - 60 . 10 7 - 61 . 55 3 - 31 . 35 5 - 89 . 40 7 - 54 . 00 7 - 54 . 00 7 - 54 . 40 7 - 54 . 40 7 - 54 . 40 7 - 54 . 30 7 - 54 . 00 9 - 84 . 30 9 - 84 . 30 4 - 10 . 25 8 - 19 . 30 7 - 95 . 10 8 - 74 . 50 7 - 20 . 00 2 - 26 . 10 2 - 26 . 10 2 - 26 . 10

7 11 5 7 9 9 1 4 3 3 3 3 3 9 9 9 5 7 4 9 5 9 9 7 9 11 9 9 11 9 9 5 5 9 9 9 9 9 9 6 9 9 4 7 9 7 9 3 3 3

Häufigkeit Anzahl 1 1 4 1 1 1 1 41 2 1 1 1 3 1 1 2 2 1 1 1 1 1 1 1 4 1 1 2 1 1 1 1 1 25 61 1 1 1 1 3 2 1 1 1 1 1 1 2 1 4

Anteil [%] 0,03 0,03 0,10 0,03 0,03 0,03 0,03 1,03 0,05 0,03 0,03 0,03 0,08 0,03 0,03 0,05 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,10 0,03 0,03 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,63 1,53 0,03 0,03 0,03 0,03 0,08 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,05 0,03 0,10

Fortsetzung umseitig

323 Forts. zu Tabelle A.9: Berufsangaben und deren Klassifikation in HISCO 5 und HISCLASS Beruf Werkzeugmacher Werkzeugschlosser Wheeler Wickler Wirker Wissenschaftlicher Mitarbeiter Witwe Witwe (Maurer) Wood turner Zementarbeiter Ziegelbrenner Ziegelei-Arbeiter Ziegelmeister Ziegelstreicher Ziegeltaglöhner Zigarrenarbeiter Zigarrenmacher Zigarrenpresser Zigarrensortierer Zimmerer (Erz) Zimmerer (Steinkohle) Zimmergeselle Zimmermann Zimmermann (Fabrik) Zimmerpolier Zinkhüttenarbeiter (Schichter) Zinkschmelzer Zinngießer Zirkel- und Bohrschmied (selbständig) Ziseleur Zollamtsassistent Zollaufseher Zugführer Zurichter Zuschläger Zuschneider keine Berufsangabe

Häufigkeit

HISCO5

HISCLASS

8 - 32 . 20 8 - 32 . 20 7 - 49 . 20 8 - 51 . 20 7 - 54 . 52 1 - 99 . 90 -1 9 - 51 . 20 8 - 12 . 30 7 - 12 . 00 8 - 93 . 60 8 - 93 . 60 8 - 92 . 42 8 - 95 . 30 8 - 93 . 60 7 - 82 . 00 7 - 82 . 00 7 - 82 . 00 7 - 82 . 90 7 - 11 . 60 7 - 11 . 60 9 - 54 . 10 9 - 54 . 10 9 - 54 . 10 2 - 26 . 75 7 - 21 . 20 7 - 21 . 70 7 - 24 . 20 8 - 31 . 90 8 - 39 . 50 3 - 10 . 40 3 - 10 . 40 3 - 60 . 20 8 - 80 . 90 8 - 31 . 20 7 - 94 . 20

7 7 9 7 9 4 -1 7 9 9 9 9 6 7 11 9 9 9 7 7 7 7 7 7 6 9 9 9 7 7 4 4 9 7 7 9

2 2 1 1 4 12 2 1 1 1 1 1 1 1 1 23 11 1 2 6 20 14 10 1 2 1 1 1 1 3 1 1 1 1 2 1

0,05 0,05 0,03 0,03 0,10 0,30 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,03 0,58 0,28 0,03 0,05 0,15 0,50 0,35 0,25 0,03 0,05 0,03 0,03 0,03 0,03 0,08 0,03 0,03 0,03 0,03 0,05 0,03

-1

-1

2

0,05

Anzahl

Anteil [%]

Quellen zu Tab. A.9: Die Klassifikation folgt – wo möglich – dem HISCO-Kodier-Handbuch (van Leeuwen, Maas und Miles (2002), S. 417–426), als weitere Quellen zur Eingruppierung der Berufe wurden genutzt: Lorenzen-Schmidt (1996), Molle (1951), Palla (1994), Reith (1990), das Répértoire technologique (1909) und Triebel (1991b), Bd. 1, S. 84–192. Die Häufigkeitsangaben entstammen einer Auswertung des „Kölner Datensatzes“.

Gesamt

1 Adel und Rentiers 2 Hohe/höhere Beamte und Richter 3 Wirtschaftsbürger 4 Gehobene Beamte und leitende Angestellte 5 Lehrer 6 Mittlere Beamte und Angestellte 7 Handwerksmeister 8 Gelernte Arbeiter (inkl. Handwerker) 9 Vollbauern 10 Unterbeamte und kleine Angestellte 11 Angelernte Industriearbeiter 12 Kleinbauern und Fischer 13 Ungelernte Arbeiter und Handlanger 14 Landarbeiter und Tagelöhner

Berufsstellungs-Kategorie

HISCLASS-Kategorien

120

171

27 96

51

275

188

186

53

873

3

139

1.397

54

366

294

294

Higher managers

366

2 Higher professionals

54

3

Lower managers

179 . 1.218

4 Lower prof and clerical, sales

139

5 Lower clerical and sales

870

6

Foremen 16 37

7 Skilled workers

2

8

Farmers

49 180 46

9 Lower skilled workers

51

10 Lower skilled farm workers

48

11

Unskilled workers

15 93 7 3 2

12 Unskilled farm workers

1

3.981

15 141 56 263 144 202 37 870 139 182 1.218 54 366 294

Gesamt

324 Tabelle A.10: HISCLASS-Klassifikation und Berufsstellung (Variable BERUF)

325 Tabelle A.11: Privathaushalte und deren Einkommen im Deutschen Reich 1871–1913/14 Bevölkerung des Deutschen Reichs Jahr

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gesamt

Anzahl der Privatin Privat- haushalte haushalten

Durchschnittliche Haushaltsgröße

Privates verfügbares Einkommen (in laufenden Preisen) gesamt

pro Haushalt

[Mio"]

[Mio"]

[Mio"]

[Mio" Mark]

[Mark]

%

&

'

(

)

*

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Preisindex für den privaten Verbrauch 1913 = 100 +

+- , ,) $ ,- ) -$ ' ,) + ,* % ,( ) ,& ( +- , ,' + ,% ,& , ,$ & +- & ++ ) ++ $ +* ( ++ % +- , ,& ' ,' & ,& , +, % ++ $ ++ & +, + ,$ % ,$ & ,% ,( ( ,( ' ,( ) ,( ) ,) $ ,+ + -& ) -& $ -% ) -( ) -, ( -+ -- ' %$$ $

Privates verfügbares Einkommen (in Preisen von 1913) gesamt

pro Haushalt

[Mio" Mark]

[Mark]

,

-

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326 Quellen und Anmerkungen zu Tab. A.11: Im einzelnen entstanden die Spalten der Tabelle wie folgt: 1 – Mittlere Bevölkerung im Deutschen Reich nach: GESIS-ZA, Studie 8295: Christoph Besser, Grunddaten zur Bevölkerungsstatistik in Deutschland von 1871 bis 1939, Tab. A1.01. Die Daten entstammen den amtliche Veröffentlichungen des Kaiserlichen Statistischen Amtes. Für nähere Details siehe das digital erhältliche Quellenverzeichnis (http://www.histat.gesis.org). 2 – Bevölkerung in Privathaushalten nach: Rothenbacher (1997), S. 51 (1871, 1875, 1880, 1885, 1890, 1895, 1900, 1905 und 1910). Die dazwischenliegenden Werte wurde wie oben beschrieben interpoliert. Die Werte für 1911 bis 1914 wurden unter Annahme eines konstanten, dem Wert für 1910 entsprechenden, Anteils an der Gesamtbevölkerung von 97,28% aus Sp. 1 berechnet. 3 – Anzahl der Privathaushalte 1871 bis 1910 analog zu Sp. 2. Die Werte für 1911 bis 1914 wurden durch Division von Sp. 2 durch Sp. 4 berechnet. 4 – Durchschnittliche Haushaltsgröße 1871 bis 1910 wurde durch Division von Sp. 2 durch Sp. 3 berechnet. Für 1911 bis 1914 wurde der Trend zur abnehmenden Haushaltsgröße aus dem Zeitraum 1900 und 1910 extrapoliert, wobei die jährliche Schrumpfungsrate wie oben beschrieben berechnet wurde. 5 – Privates verfügbares Einkommen (in laufenden Preisen) aus v. Knorring (1970), Tabellenanhang, Tab. 1, Sp. Yv pr . 6 – Durchschnittliches Einkommen pro Haushalt (in laufenden Preisen) wurde berechnet durch Division von Sp. 5 durch Spalte 3. 7 – Preisindex für den privaten Verbrauch (1913 = 100) wurde entnommen Hoffmann (1965), S. 598–601, Tab. 148, Sp. 10. 8 – Privates verfügbares Einkommen (in Preisen von 1913) wurde berechnet durch Division von Sp. 5 durch Sp. 7, multipliziert mit 100. 9 – Durchschnittliches Einkommen pro Haushalt (in Preisen von 1913) berechnet analog zu Sp. 6.

Insgesamt

10

9

8

7

6

5

4

3

2

1

Mittelwert Median Std.abw. N Mittelwert Median Std.abw. N Mittelwert Median Std.abw. N Mittelwert Median Std.abw. N Mittelwert Median Std.abw. N Mittelwert Median Std.abw. N Mittelwert Median Std.abw. N Mittelwert Median Std.abw. N Mittelwert Median Std.abw. N Mittelwert Median Std.abw. N Mittelwert Median Std.abw. N

Cluster

4,73 3,00 3,29 928 2,48 1,00 2,67 1.573 2,34 1,00 2,59 458 2,58 1,00 2,81 101 6,18 8,00 3,06 84 7,83 9,00 2,86 6 1,28 1,00 1,24 43 1,06 1,00 0,24 18 1,00 1,00 0,00 15 8,00 9,00 2,65 7 3,18 1,00 3,08 3.233

ORTSTYP

Ortsgrößenklasse

78,14 70,70 32,53 1.120 107,85 95,60 36,36 1.520 113,64 101,00 38,51 419 132,18 158,95 44,47 100 73,89 70,70 13,65 81 81,48 83,00 28,16 5 168,40 178,50 20,86 38 145,31 158,50 32,09 15 176,52 179,30 10,94 15 66,75 66,75 0,85 6 99,52 89,70 39,69 3.319

ZONE

TIER

Getränke

Genussmittel

Nahrungsmittel insgesamt

Heizung und Beleuchtung Wohnen insgesamt Kleidung

Körperpflege und Gesundheit

73,45 41,87 530,42 66,00 35,82 540,00 47,29 40,61 146,22 537 708 1.342 132,04 79,81 944,94 123,53 59,30 924,00 55,96 70,65 150,78 1.176 1.375 1.818 179,29 118,64 1.374,05 167,08 94,96 1.333,05 97,68 97,30 302,30 435 440 502 315,73 236,38 2.343,91 348,10 199,39 2.338,11 184,79 175,62 593,51 56 68 121 160,78 89,61 1.402,95 95,78 75,60 1.342,00 145,49 70,97 280,47 21 85 87 372,00 2.640,00 18.182,17 372,00 2.640,00 16.800,00 . . 5.475,77 1 1 6 359,95 239,94 3.231,97 354,30 115,14 3.223,00 81,81 305,88 455,75 28 35 55 231,46 352,37 3.720,60 265,70 339,93 3.607,12 75,71 151,85 644,01 4 8 18 . 399,73 3.386,32 . 399,73 3.374,00 . . 255,35 0 1 15 230,27 578,01 2.771,73 230,27 578,01 2.163,20 141,04 565,68 2.114,11 2 2 7 135,22 84,72 992,17 120,04 57,75 867,00 88,79 105,46 904,09 2.260 2.723 3.971

GEIST

Kultur, geistige Betätigung FREIZEIT

Freizeit und Vergnügen Sonstige Ausgaben

Ausgaben für NichtGrundbedürfnisse

61,36 26,00 119,75 1.130 111,49 65,00 141,16 1.593 422,22 345,91 333,34 501 970,16 969,08 374,60 120 2.669,55 2.414,38 883,38 23 27.787,67 28.405,00 10.915,32 6 961,18 783,00 467,89 55 3.414,43 3.016,44 1.591,48 18 3.810,21 3.541,00 1.605,37 15 15.262,79 14.463,40 4.029,44 7 316,25 68,90 1.500,94 3.468

117,05 54,90 172,54 1.337 289,77 247,54 223,13 1.810 874,85 817,98 468,28 501 2.576,16 2.522,00 912,69 121 833,86 18,50 1.408,07 86 56.220,83 53.218,00 12.889,35 6 5.237,38 5.096,00 1.349,80 55 6.611,06 6.231,84 2.301,47 18 11.176,37 11.333,00 2.028,46 15 18.744,17 16.023,78 7.163,32 7 644,98 218,38 2.632,97 3.956

STEUER SONSTAUS RESTAUS

Steuern und Versicherungen

55,94 160,05 129,51 23,48 9,64 27,04 34,14 53,30 132,00 120,00 13,00 4,99 9,97 20,00 25,30 97,51 66,60 32,04 18,00 38,93 39,13 1.248 1.322 1.321 552 841 517 1.039 76,00 346,91 229,26 46,71 24,45 60,72 90,34 72,59 338,13 210,83 28,18 13,60 48,51 79,26 28,84 160,80 99,36 59,08 35,75 65,06 73,70 1.753 1.806 1.800 1.397 1.440 1.138 1.712 108,68 625,94 423,72 81,67 86,68 135,00 191,33 105,70 597,31 406,27 48,68 26,35 98,31 167,07 46,35 334,46 164,82 102,49 145,60 137,50 130,48 485 500 502 432 424 432 484 250,39 1.603,24 763,81 166,28 335,43 555,49 609,91 240,85 1.677,68 701,70 131,30 269,40 490,08 503,00 99,52 688,71 416,59 163,93 319,30 401,44 388,66 108 121 121 118 116 113 121 87,31 278,02 301,72 45,96 22,45 130,41 74,21 75,00 159,50 260,00 24,80 9,44 80,53 18,00 55,35 270,73 143,99 62,00 37,05 155,19 124,60 85 86 87 18 13 17 85 3.472,83 34.252,50 11.773,17 1.176,80 3.738,17 13.464,67 12.299,60 2.776,50 35.188,00 12.082,00 1.272,00 3.793,00 11.441,00 10.705,00 2.674,63 16.975,34 5.366,82 308,25 612,26 9.154,17 4.823,04 6 6 6 5 6 6 5 406,17 2.648,81 1.038,45 293,27 1.638,01 1.487,48 857,44 407,00 2.907,73 992,00 193,00 1.458,00 1.349,02 900,00 115,84 905,97 499,16 305,52 815,38 1.129,64 327,52 43 55 55 55 55 55 55 440,28 3.669,45 1.721,60 405,95 777,93 1.531,91 480,84 435,05 3.727,63 1.543,47 324,50 730,84 1.347,63 91,53 83,18 519,38 564,46 268,98 333,85 903,01 643,39 18 18 18 18 18 18 18 611,51 3.469,46 1.091,00 244,98 3.710,77 1.043,60 2.366,80 659,00 3.400,00 1.052,00 232,00 4.068,00 1.009,00 2.458,00 126,64 515,34 299,65 93,60 917,20 368,53 633,58 15 15 15 15 15 15 15 419,97 2.629,24 708,78 13,93 229,25 1.990,45 1.458,03 219,77 1.840,55 130,94 10,03 82,40 64,34 1.495,18 510,44 2.359,54 1.489,93 10,40 367,36 5.075,47 320,84 7 7 7 6 7 7 6 92,29 473,00 278,54 63,85 103,26 183,84 143,74 70,00 285,97 194,94 29,18 11,66 51,58 68,14 184,09 1.560,03 548,66 114,60 417,00 918,67 531,23 3.762 3.936 3.932 2.616 2.935 2.318 3.540

PFLANZE GETRAENK GENUSS NAHRUNG OFENLICH WOHNEN KLEIDUNG KOERPER

Pflanzliche Lebensmittel

4,43 1.022,36 185,56 232,90 5,00 980,00 178,39 228,98 1,68 388,94 85,70 81,63 1.350 1.052 546 552 5,05 1.833,84 353,56 362,10 5,00 1.800,74 348,53 350,36 1,82 420,30 111,10 116,65 1.822 1.755 1.180 1.180 5,94 3.269,15 543,03 514,73 6,00 3.083,17 536,84 467,49 2,39 762,45 164,68 209,13 502 460 436 436 6,33 7.728,48 1.128,39 785,46 6,00 7.452,00 1.147,98 782,46 2,97 1.971,95 333,18 249,61 121 81 56 56 7,74 3.117,45 603,10 551,33 8,00 2.191,00 640,23 507,06 2,05 2.138,74 226,26 187,66 87 86 21 21 33,17 130.932,00 6.195,00 4.197,00 35,50 134.844,00 6.195,00 4.197,00 8,73 18.496,28 . . 6 5 1 1 7,00 12.215,09 1.800,79 911,15 7,00 12.958,00 1.798,19 923,42 2,13 3.030,21 412,07 113,12 55 53 28 28 6,17 18.584,32 1.667,37 1.138,71 6,00 17.147,51 1.576,50 1.154,71 1,04 3.265,61 362,34 212,63 18 4 4 4 4,93 21.995,60 . . 5,00 23.568,00 . . 0,26 3.414,49 . . 15 15 0 0 7,71 22.208,96 1.904,83 1.299,58 7,00 23.143,88 1.904,83 1.299,58 1,89 3.799,96 2.397,33 1.687,76 7 6 2 2 5,13 2.425,76 395,00 382,76 5,00 1.710,00 342,09 340,83 2,33 5.482,09 307,39 212,29 3.983 3.517 2.274 2.280

ANZAHL EINNAHME

GesamtTierische Struktur- größe des GesamtLebenszone Hauseinnahmen mittel halts

929,83 914,00 328,08 1.344 1.804,67 1.769,83 396,40 1.814 3.294,48 3.141,70 715,55 502 7.287,12 7.036,52 1.725,33 121 2.803,77 1.937,00 1.721,32 87 120.428,67 125.991,00 26.747,52 6 12.156,61 11.789,17 2.478,01 55 15.722,71 15.040,91 2.814,87 18 19.123,15 18.959,00 2.309,21 15 25.049,32 19.978,80 12.308,17 7 2.378,24 1.618,68 5.335,94 3.969

AUSGABEN

Gesamtausgaben

327

Tabelle A.12: Mittelwerte der rohen 10-Cluster-Lösung

Konsummuster

Gesamtausgaben

Anteilswerte [%] Tierische Lebensmittel Pflanzliche Lebensmittel Getränke Genussmittel Nahrungsmittel insgesamt Heizung und Beleuchtung Wohnen insgesamt Kleidung Körperpflege und Gesundheit Kultur, geistige Betätigung Freizeit und Vergnügen Steuern Sonstige Ausgaben Ausgaben für NichtGrundbedürfnisse

Gesamtausgaben

Absolutbeträge [Mark] Tierische Lebensmittel Pflanzliche Lebensmittel Getränke Genussmittel Nahrungsmittel insgesamt Heizung und Beleuchtung Wohnen insgesamt Kleidung Körperpflege und Gesundheit Kultur, geistige Betätigung Freizeit und Vergnügen Steuern Sonstige Ausgaben Ausgaben für NichtGrundbedürfnisse

Anzahl der Fälle Ortsgrößenklasse Strukturzone Gesamtgröße des Haushalts Gesamteinnahmen

231,69

14,95 100,00

12,49 100,00

20,46 22,10 8,09 4,68 55,32 4,45 17,43 12,30 2,02 1,01 2,27 3,87 5,78

19,68 24,70 7,79 4,44 56,61 5,97 17,08 13,82 1,88 0,77 2,17 2,74 4,92

1.549,41

116,15 929,83

316,98 342,41 125,29 72,44 857,11 68,91 270,08 190,52 31,27 15,62 35,20 59,99 89,62

913 2,83 102,19 5,01 1.599,08

2.1

182,98 229,65 72,42 41,28 526,34 55,51 158,82 128,52 17,52 7,19 20,18 25,47 45,79

1.350 4,73 78,14 4,43 1.022,36

1

100,00

13,30

22,18 24,88 8,37 5,27 60,70 3,86 12,98 13,02 1,96 1,11 2,03 3,16 5,04

1.912,99

254,37

424,23 475,97 160,18 100,84 1.161,22 73,91 248,39 249,02 37,43 21,18 38,92 60,47 96,37

321 3,47 96,90 6,30 1.939,24

2.2

100,00

16,54

19,28 18,83 6,84 4,31 49,26 4,08 21,52 12,69 2,41 1,33 3,08 4,75 4,97

2.105,56

348,21

406,00 396,39 143,99 90,73 1.037,11 85,99 453,09 267,15 50,76 28,00 64,80 99,99 104,65

443 1,60 121,04 4,97 2.114,41

2.3

100,00

24,17

14,91 13,15 5,21 3,12 36,39 3,90 26,57 12,88 2,60 1,26 4,88 6,23 9,20

2.236,54

540,58

333,43 294,03 116,44 69,87 813,76 87,17 594,18 288,01 58,04 28,10 109,17 139,43 205,84

189 2,16 116,54 3,84 2.258,13

2.4

100,00

28,63

16,58 15,62 5,43 3,53 41,16 3,21 17,89 12,31 2,19 2,31 3,67 5,20 15,27

3.392,84

971,52

562,38 530,04 184,25 119,90 1.396,58 108,77 606,94 417,80 74,24 78,42 124,49 176,43 517,93

548 2,69 110,27 6,14 3.430,46

3

7

8

9

5.239,94

1.757,37 889,18 351,27 234,16 3.231,97 406,17 2.648,81 1.038,45 293,27 1.638,01 1.487,48 827,42 993,76

. . . 399,73 3.386,32 611,51 3.469,46 1.091,00 244,98 3.710,77 1.043,60 1.637,40 4.479,61 7.976,11 11.116,37

1.943,56 1.333,85 237,68 399,22 3.914,30 499,84 3.843,27 1.845,73 403,58 787,64 2.149,24 478,04 4.157,61

100,00

38,47

13,87 9,65 3,90 2,94 30,36 3,27 21,37 9,80 2,08 4,23 6,96 7,81 17,39

100,00

43,09

14,45 7,31 2,89 1,93 26,58 3,34 21,78 8,54 2,41 13,47 12,23 6,80 8,17

100,00

45,37

11,06 7,59 1,35 2,27 22,27 2,84 21,86 10,50 2,30 4,48 12,23 2,72 23,65

100,00

58,31

. . . 2,10 17,76 3,21 18,20 5,72 1,29 19,47 5,47 8,59 23,50

7.665,49 12.159,18 17.579,41 19.063,15

2.949,03

1.063,51 739,63 298,78 225,20 2.327,13 250,58 1.637,80 751,54 159,49 324,12 533,33 598,83 1.333,26

124 55 19 15 2,77 1,28 1,11 1,00 130,29 168,40 145,31 176,52 6,35 7,36 6,47 6,80 8.255,05 12.215,09 18.584,32 21.995,60

4

100,00

47,66

6,85 4,64 0,41 2,92 14,82 2,83 27,92 9,60 0,96 3,05 10,98 10,03 22,65

120.428,67

57.396,42

8.249,49 5.588,88 495,37 3.515,52 17.849,27 3.409,25 33.625,37 11.557,61 1.155,25 3.669,72 13.218,14 12.074,41 27.278,90

6 7,83 81,48 33,17 130.932,00

6

100,00

26,95

16,49 15,98 5,64 3,54 41,64 3,87 19,75 11,66 2,02 3,27 5,82 5,41 10,43

2.378,24

640,82

392,08 379,93 134,22 84,09 990,31 92,11 469,72 277,36 48,03 77,68 138,30 128,70 248,10

3.983 3,20 99,52 5,15 2.425,76

Insgesamt

328 Tabelle A.13: Mittelwerte der überarbeiteten endgültigen Clusterlösung

nicht bekannt bis 500 500 - unter 1.000 1.000 - unter 1.500 1.500 - unter 2.000 2.000 - unter 2.500 2.500 - unter 3.000 3.000 - unter 3.500 3.500 - unter 4.000 4.000 - unter 4.500 4.500 - unter 5.000 5.000 - unter 6.000 6.000 - unter 7.000 7.000 - unter 8.000 8.000 - unter 9.000 9.000 - unter 10.000 10.000 - unter 15.000 15.000 - unter 20.000 über 20.000

nicht bekannt unter 900 900 - unter 3.000 3.000 - unter 6.000 6.000 - unter 10.000 10.000 - unter 20.000 über 20.000

Gesamt

Ausgabengruppen [Mark]

Absolute Häufigkeiten

Gesamt

Ausgabengruppen [Mark]

Absolute Häufigkeiten

1.350

6 644 700

1

1.350

6 119 706 460 50 8 1

1

2

913

909 2

2.1

913

321

1 3 315 2

2.2

321

1

3

443

438 1 1

2.3

443

1 1

2 182 224 30

3 33 154 117 11 1

403 458 45 3 2

3

2.3 1

2.2 2

2.1 2

1 1 1 548

2

189

233 305 7 2 1 548

3

Konsummuster

180 7

2.4

189

1

16 49 168 131 80 54 26 14 5 1 1

3

Konsummuster

3 56 83 38 6

2.4

29 82 12 1 124

4

2 3 24 34 25 10 13 10 2 1 124

4

7

7

55

11 44

55

4 2 5 36 8

8

8

17 2 19

8 9 2 19

9

9

12 3 15

12 3 15

6

6

6 6

6 6

14 647 2.775 346 101 87 13 3.983

Gesamt

14 119 709 901 916 526 251 138 82 56 30 40 40 30 13 18 55 32 13 3.983

Gesamt

329

Tabelle A.14: Gesamtausgabenvolumen nach Konsummustern (absolut)

nicht bekannt bis 500 500 - unter 1.000 1.000 - unter 1.500 1.500 - unter 2.000 2.000 - unter 2.500 2.500 - unter 3.000 3.000 - unter 3.500 3.500 - unter 4.000 4.000 - unter 4.500 4.500 - unter 5.000 5.000 - unter 6.000 6.000 - unter 7.000 7.000 - unter 8.000 8.000 - unter 9.000 9.000 - unter 10.000 10.000 - unter 15.000 15.000 - unter 20.000 über 20.000

nicht bekannt unter 900 900 - unter 3.000 3.000 - unter 6.000 6.000 - unter 10.000 10.000 - unter 20.000 über 20.000

Gesamt

Ausgabengruppen [Mark]

% von Konsummuster

Gesamt

Ausgabengruppen [Mark]

% von Konsummuster

100,00

1 0,44 47,70 51,85

100,00

1 0,44 8,81 52,30 34,07 3,70 0,59 0,07

100,00

99,56 0,22

2.1 0,22

100,00

100,00

2.2 0,31 0,93 98,13 0,62

100,00

0,31

100,00

98,87 0,23 0,23

2.3 0,68

100,00

0,23 0,23

0,45 41,08 50,56 6,77

0,93 10,28 47,98 36,45 3,43 0,31

44,14 50,16 4,93 0,33 0,22

2.3 0,68

2.2 0,31

2.1 0,22

0,18 0,18 0,18 100,00

2,92 8,94 30,66 23,91 14,60 9,85 4,74 2,55 0,91 0,18 0,18

100,00

95,24 3,70

2.4 1,06

42,52 55,66 1,28 0,36 0,18 100,00

3

Konsummuster

100,00

0,53

1,59 29,63 43,92 20,11 3,17

3

Konsummuster 2.4 1,06

23,39 66,13 9,68 0,81 100,00

4

1,61 2,42 19,35 27,42 20,16 8,06 10,48 8,06 1,61 0,81 100,00

4

100,00

20,00 80,00

7

100,00

7,27 3,64 9,09 65,45 14,55

7

89,47 10,53 100,00

8

42,11 47,37 10,53 100,00

8

80,00 20,00 100,00

9

80,00 20,00 100,00

9

100,00 100,00

6

100,00 100,00

6

Gesamt 0,35 16,24 69,67 8,69 2,54 2,18 0,33 100,00

0,35 2,99 17,80 22,62 23,00 13,21 6,30 3,46 2,06 1,41 0,75 1,00 1,00 0,75 0,33 0,45 1,38 0,80 0,33 100,00

Gesamt

330 Tabelle A.15: Gesamtausgabenvolumen nach Konsummustern (prozentual)

Lohneinkommen des Mannes Einkommen von Frau und Kindern Untermiete Soziale Zuwendungen Geschenke Verkauf Naturaleinnahmen Sonstige Einnahmen

1 96,3 45,6 5,8 4,3 3,0 20,4 19,3 29,2

2.1 98,6 45,1 11,7 8,2 5,2 23,6 22,1 60,7

2.2 95,8 48,6 9,2 6,3 5,1 27,3 26,7 63,9

2.3 99,3 41,3 26,0 7,9 3,2 5,7 6,8 72,2

Konsummuster 2.4 3 4 97,8 92,9 87,8 25,7 30,3 11,0 26,2 15,9 15,9 2,6 0,6 1,3 3,4 3,2 27,5 13,7 34,3 12,5 14,5 31,4 12,2 66,9 69,4 87,7 100,0

49,0

4,1

7 100,0

100,0

8 75,0 25,0

100,0

9 100,0

Einnahmequellen

Lohneinkommen des Mannes Einkommen von Frau und Kindern Untermiete Soziale Zuwendungen Geschenke Verkauf Naturaleinnahmen Sonstige Einnahmen

% des jeweiligen Median-Einkommens 1 81,9 18,6 7,5 7,1 3,1 24,4 22,2 5,5

2.1 86,5 10,6 6,5 4,9 3,2 26,9 9,2 5,5

2.2 72,8 17,4 6,5 5,1 10,0 34,3 12,1 5,1

2.3 84,0 9,9 7,9 2,1 2,8 62,6 5,9 7,2

Konsummuster 2.4 3 4 84,8 77,1 67,8 7,6 16,4 36,7 8,4 6,1 0,8 2,2 2,8 1,5 3,0 47,7 9,4 70,2 47,4 61,6 10,2 19,9 38,0 7,1 10,6 13,6

39,8

7,3

0,5

7 60,7

44,7

8 54,2 1,3

0,5

9 99,1

Z! 9fl]ad \]k =afcgee]fk Ymk ]af]j =affY`e]im]dd] af Hjgr]fl \]k E]\aYf]afcgee]fk Ydd]j @Ymk`Ydl]$ \a] =affY`e]f Ymk \a]k]j Im]dd] Z]ra]`]f

Einnahmequellen

% von Konsummuster

Y! Ngjcgee]f ]af]j =affY`e]im]dd] af Hjgr]fl Ydd]j @Ymk`Ydl] ]af]k Cgfkmeemkl]jk

100,0

6

100,0

6

Gesamt ∅ 82,1 14,7 6,9 4,9 6,5 29,4 12,3 7,2

Gesamt ∅ 96,5 40,3 12,8 4,9 5,3 21,0 20,0 58,5

331

Tabelle A.16: Einnahmequellen und deren Anteil an den Gesamteinnahmen nach Konsummustern

332 Tabelle A.17: Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 1

Einnahmequelle

Anzahl der gültigen Fälle

Einkommen von Frau und Kindern

Durchschnittliche Einkommenshöhe Arithm. Mittel Anteil Betrag [%] [Mark]

Median Anteil Betrag [%] [Mark]

Anzahl

Anteil [%]

1.022

984

96,28

822,75

80,87

800,00

81,93 18,63

(N) Einkommen des Mannes

Häufigkeit des Vorkommens

981

447

45,57

243,79

24,49

180,00

1.032

60

5,81

157,49

12,75

96,00

7,53

Soziale Zuwendungen

809

35

4,33

129,54

11,02

88,50

7,13

Geschenke

809

24

2,97

133,45

12,38

34,20

3,15

Untervermietung

Verkauf

923

188

20,37

303,65

28,39

250,00

24,41

Naturaleinnahmen

945

182

19,26

288,98

23,43

243,50

22,25

Sonstige Einnahmen (u. a. Kapitaleinkünfte)

705

206

29,22

115,02

8,88

70,08

5,54

Gesamt

1.052

1.022,36

980,00

Tabelle A.18: Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 2.1

Einnahmequelle

Anzahl der gültigen Fälle (N)

Häufigkeit des Vorkommens

Anzahl

Anteil [%]

Durchschnittliche Einkommenshöhe Arithm. Mittel Anteil Betrag [%] [Mark]

Median Anteil Betrag [%] [Mark]

Einkommen des Mannes

867

855

98,62

1.314,98

82,61

1.353,00

86,54

Einkommen von Frau und Kindern

822

371

45,13

233,80

14,50

167,63

10,56

Untervermietung

863

101

11,70

149,15

8,54

113,00

6,46

Soziale Zuwendungen

561

46

8,20

103,44

6,60

77,51

4,93

Geschenke

561

29

5,17

108,77

7,02

50,00

3,25

Verkauf

682

161

23,61

543,05

31,53

425,00

26,89

Naturaleinnahmen

824

182

22,09

297,68

16,70

154,78

9,17

Sonstige Einnahmen (u. a. Kapitaleinkünfte)

671

407

60,66

125,41

7,33

90,00

5,49

Gesamt

876

1.599,08

1.573,18

333 Tabelle A.19: Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 2.2

Einnahmequelle

Anzahl der gültigen Fälle (N)

Häufigkeit des Vorkommens Anzahl

Anteil [%]

Durchschnittliche Einkommenshöhe Arithm. Mittel Anteil Betrag [%] [Mark]

Median Anteil Betrag [%] [Mark]

Einkommen des Mannes

306

293

95,75

1.412,41

72,41

1.430,00

72,84

Einkommen von Frau und Kindern

290

141

48,62

457,59

22,89

359,00

17,45

Untervermietung

303

28

9,24

236,98

11,63

134,88

6,54

Soziale Zuwendungen

175

11

6,29

136,96

6,71

100,88

5,15

Geschenke

175

9

5,14

285,35

13,36

218,21

10,03

Verkauf

227

62

27,31

748,44

37,53

585,00

34,34

Naturaleinnahmen

273

73

26,74

486,64

22,79

254,48

12,13

Sonstige Einnahmen (u. a. Kapitaleinkünfte)

208

133

63,94

193,02

9,10

106,35

5,06

Gesamt

312

1.939,24

1.951,95

Tabelle A.20: Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 2.3

Einnahmequelle

Anzahl der gültigen Fälle (N)

Häufigkeit des Vorkommens Anzahl

Anteil [%]

Durchschnittliche Einkommenshöhe Arithm. Mittel Anteil Betrag [%] [Mark]

Median Anteil Betrag [%] [Mark]

Einkommen des Mannes

434

431

99,31

1.754,20

83,07

1.731,74

84,01

Einkommen von Frau und Kindern

421

174

41,33

258,44

12,29

206,80

9,94

Untervermietung

430

112

26,05

202,08

9,70

162,50

7,89

Soziale Zuwendungen

278

22

7,91

104,50

5,21

42,23

2,12

Geschenke

278

9

3,24

222,25

10,02

60,00

2,81

Verkauf

280

16

5,71

1.849,15

44,47

1.794,21

62,61

Naturaleinnahmen

429

29

6,76

529,14

19,46

135,00

5,93

Sonstige Einnahmen (u. a. Kapitaleinkünfte)

431

311

72,16

192,61

8,95

150,00

7,16

Gesamt

430

2.114,41

2.060,54

334 Tabelle A.21: Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 2.4

Einnahmequelle

Anzahl der gültigen Fälle (N)

Häufigkeit des Vorkommens Anzahl

Anteil [%]

Durchschnittliche Einkommenshöhe Arithm. Mittel Anteil Betrag [%] [Mark]

Median Anteil Betrag [%] [Mark]

Einkommen des Mannes

178

174

97,75

1.964,15

87,10

1.904,34

84,83

Einkommen von Frau und Kindern

171

44

25,73

211,28

9,62

161,06

7,60

Untervermietung

172

45

26,16

221,45

10,37

171,40

8,41

Soziale Zuwendungen

117

3

2,56

104,43

5,65

43,95

2,22

Geschenke

117

4

3,42

64,25

3,07

64,00

3,03

Verkauf

117

16

13,68

2.138,66

73,61

1.698,00

70,22

Naturaleinnahmen

172

25

14,53

307,35

13,07

244,33

10,19

Sonstige Einnahmen (u. a. Kapitaleinkünfte)

178

119

66,85

217,54

9,55

159,00

7,09

Gesamt

181

2.258,13

2.237,60

Tabelle A.22: Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 3

Einnahmequelle

Anzahl der gültigen Fälle (N)

Häufigkeit des Vorkommens Anzahl

Anteil [%]

Durchschnittliche Einkommenshöhe Arithm. Mittel Anteil Betrag [%] [Mark]

Median Anteil Betrag [%] [Mark]

Einkommen des Mannes

522

485

92,91

2.323,50

71,04

2.340,00

77,10

Einkommen von Frau und Kindern

508

154

30,31

703,31

22,69

481,10

16,40

Untervermietung

516

82

15,89

366,33

11,12

183,00

6,11

Soziale Zuwendungen

341

2

0,59

76,85

2,83

76,85

2,83

Geschenke

341

11

3,23

1.247,86

30,35

1.900,00

47,68

Verkauf

353

121

34,28

2.890,57

61,77

1.565,72

47,39

Naturaleinnahmen

506

159

31,42

791,54

22,39

642,79

19,94

Sonstige Einnahmen (u. a. Kapitaleinkünfte)

487

338

69,40

467,44

13,02

336,30

10,59

Gesamt

505

3.430,46

3.079,39

335 Tabelle A.23: Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 4

Einnahmequelle

Anzahl der gültigen Fälle (N)

Häufigkeit des Vorkommens Anzahl

Anteil [%]

Durchschnittliche Einkommenshöhe Arithm. Mittel Anteil Betrag [%] [Mark]

Median Anteil Betrag [%] [Mark]

Einkommen des Mannes

82

72

87,80

5.613,61

71,83

5.140,28

67,79

Einkommen von Frau und Kindern

82

9

10,98

3.322,92

37,57

3.651,90

36,68

Untervermietung

82

13

15,85

84,93

1,07

62,72

0,78

Soziale Zuwendungen

80

1

1,25

70,00

1,55

70,00

1,55

Geschenke

80

22

27,50

657,62

8,02

784,50

9,40

Verkauf

80

10

12,50

8.517,44

76,32

3.897,95

61,58

Naturaleinnahmen

82

10

12,20

2.535,07

38,35

2.378,00

38,02

Sonstige Einnahmen (u. a. Kapitaleinkünfte)

81

71

87,65

1.708,71

19,90

1.076,00

13,57

Gesamt

84

8.255,05

7.479,62

Tabelle A.24: Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 6

Einnahmequelle

Anzahl der gültigen Fälle (N)

Sonstige Einnahmen (u. a. Kapitaleinkünfte)

5

Gesamt

5

Häufigkeit des Vorkommens Anzahl 5

Anteil [%] 100,00

Durchschnittliche Einkommenshöhe Arithm. Mittel Anteil Betrag [%] [Mark] 130.932,00

100,00

130.932,00

Median Anteil Betrag [%] [Mark] 134.844,00

100,00

134.844,00

Tabelle A.25: Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 7

Einnahmequelle

Anzahl der gültigen Fälle (N)

Häufigkeit des Vorkommens Anzahl

Durchschnittliche Einkommenshöhe

Anteil [%]

Arithm. Mittel Anteil Betrag [%] [Mark]

Median Anteil Betrag [%] [Mark]

Einkommen des Mannes

49

49

100,00

7.980,82

66,98

7.648,00

Untervermietung

49

2

4,08

66,36

0,52

66,36

0,52

Geschenke

49

24

48,98

981,98

6,26

1.000,00

7,29

Sonstige Einnahmen (u. a. Kapitaleinkünfte)

49

49

100,00

3.542,25

29,73

5.015,00

39,80

Gesamt

53

12.215,09

12.958,00

60,69

336 Tabelle A.26: Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 8

Einnahmequelle

Anzahl der gültigen Fälle (N)

Häufigkeit des Vorkommens Anzahl

Durchschnittliche Einkommenshöhe

Anteil [%]

Arithm. Mittel Anteil Betrag [%] [Mark]

Median Anteil Betrag [%] [Mark]

Einkommen des Mannes

4

3

75,00

9.422,91

55,57

9.248,00

54,20

Einkommen von Frau und Kindern

4

1

25,00

300,00

1,28

300,00

1,28

Sonstige Einnahmen (u. a. Kapitaleinkünfte)

4

4

100,00

11.442,14

61,57

7.662,28

44,68

Gesamt

4

18.584,32

17.147,51

Tabelle A.27: Einkommen und Einnahmequellen in Konsummuster 9

Einnahmequelle

Anzahl der gültigen Fälle (N)

Häufigkeit des Vorkommens Anzahl

Anteil [%]

Durchschnittliche Einkommenshöhe Arithm. Mittel Anteil Betrag [%] [Mark]

Median Anteil Betrag [%] [Mark]

Einkommen des Mannes

15

15

100,00

21.169,33

96,24

23.355,00

99,10

Sonstige Einnahmen (u. a. Kapitaleinkünfte)

15

15

100,00

826,27

3,76

120,00

0,51

Gesamt

15

21.995,60

23.568,00

Anmerkung zu den Tabellen A.17 bis A.24: Die Prozentangabe des Anteil der jeweiligen Einnahmequelle an Mittelwert bzw. Median der Gesamteinnahmen bezieht sich stets nur auf den Durchschnitt jener Haushalte, denen Einkommen aus besagter Quelle tatsächlich zufließt, nicht etwa auf die angegebenen mittleren Einkommen aller Haushalte des Konsummusters.

Gesamt

Zeitabschnitte

bis 1870 1871 - 1879 1880 - 1889 1890 - 1899 1900 - 1909 1910 - 1914

bis 1870 1871 - 1879 1880 - 1889 1890 - 1899 1900 - 1909 1910 - 1914

% von Konsummuster

Gesamt

Zeitabschnitte

Absolute Häufigkeiten

1 1,0 36,0 19,6 19,1 19,0 5,3 100,0

1 13 486 264 258 257 72 1.350

2.1 0,1 4,4 7,3 21,9 50,3 16,0 100,0

2.1 1 40 67 200 459 146 913

2,5 11,5 26,2 43,6 16,2 100,0

2.2

8 37 84 140 52 321

2.2

2.3 0,2 0,5 1,4 1,4 72,5 24,2 100,0

2.3 1 2 6 6 321 107 443

Konsummuster 2.4 3 4 1,3 8,1 2,1 2,9 12,1 9,9 21,8 4,2 6,0 25,8 69,8 52,9 25,8 23,8 27,0 6,5 100,0 100,0 100,0

Konsummuster 2.4 3 4 7 10 4 16 15 54 27 8 33 32 132 290 32 45 148 8 189 548 124

100,0

10,9 9,1 29,1 50,9

7

55

6 5 16 28

7

15,8 100,0

6,7 100,0

26,7 66,7

9

1 15

3 19

8 5,3 5,3 63,2 10,5

4 10

9

1 1 12 2

8 1 1 1 1 1 1 6

6 16,7 16,7 16,7 16,7 16,7 16,7 100,0

6

Gesamt 0,9 14,6 12,1 16,1 41,7 14,6 100,0

Gesamt 34 583 483 640 1.660 583 3.983

337

Tabelle A.28: Zeitliche Verteilung der Haushalte nach Konsummustern

Gesamt

Staat

Königreich Preußen Königreich Bayern Königreich Sachsen Königreich Württemberg Reichsland Elsaß-Lothringen Großherzogtum Baden Großherzogtum Hessen Freie Stadt Hamburg Großherzogtum Mecklenburg-Schwerin Übrige kleinere Staaten

Königreich Preußen Königreich Bayern Königreich Sachsen Königreich Württemberg Reichsland Elsaß-Lothringen Großherzogtum Baden Großherzogtum Hessen Freie Stadt Hamburg Großherzogtum Mecklenburg-Schwerin Übrige kleinere Staaten

% von Konsummuster

Gesamt

Staat

Absolute Häufigkeiten

1 65,0 5,0 9,1 1,5 2,0 9,3 1,0 1,4 1,0 4,6 100,0

1 767 59 107 18 24 110 12 17 12 54 1.180

2.1 59,7 7,7 8,0 1,6 2,0 7,7 0,8 6,7 1,6 4,2 100,0

2.1 498 64 67 13 17 64 7 56 13 35 834

2.2 63,1 6,9 7,2 2,8 4,8 8,3 0,3 3,1 0,3 3,1 100,0

2.2 183 20 21 8 14 24 1 9 1 9 290

2.3 43,0 9,7 11,5 1,8 1,0 10,8 0,8 17,8 0,5 2,9 100,0

2.3 164 37 44 7 4 41 3 68 2 11 381

Konsummuster 2.4 3 4 55,4 62,6 61,5 4,2 4,3 11,3 4,7 7,7 0,6 3,6 2,0 0,9 3,6 9,2 7,7 1,2 0,6 17,3 11,0 21,4 1,4 3,0 4,3 0,9 100,0 100,0 100,0

Konsummuster 2.4 3 4 93 320 72 7 22 19 24 9 1 6 10 1 6 47 9 2 3 29 56 25 7 5 22 1 168 511 117

100,0

2,5

2,5

7 95,0

40

1

1

7 38 5

100,0

72,2

8 27,8

18

13

8

100,0

9 100,0

15

9 15

5

5

100,0

6 100,0

6

Gesamt 60,7 5,9 8,2 1,3 2,1 8,5 0,8 7,7 1,0 3,8 100,0

Gesamt 2.160 209 292 47 76 301 28 274 35 137 3.559

338 Tabelle A.29: Geographische Verteilung der Haushalte nach Konsummustern

Großstadt (> 100.000 Einwohner) Mittelstadt (20.000-100.000 Einwohner) Kleinstadt (5.000-20.000 Einwohner) Landstadt (2.000-5.000 Einwohner) Kurort Dorf (2.000-5.000 Einwohner) Dorf ( 100.000 Einwohner) Mittelstadt (20.000-100.000 Einwohner) Kleinstadt (5.000-20.000 Einwohner) Landstadt (2.000-5.000 Einwohner) Kurort Dorf (2.000-5.000 Einwohner) Dorf (100)

Durchschnittlich (70 < Mkt < 100)

Ländlich-Rückständig (Mkt < 70)

Regionen, gruppiert nach Entwicklungsstand: FRANK'scher Modernisierungsindex (Mkt)

1 39,4 48,9 11,7 100,0

2.1 10,3 61,3 28,4 100,0

2.2 10,3 65,4 24,3 100,0

3,7 47,0 49,3 100,0

2.3

6,0 45,6 48,3 100,0

2.4

13,6 46,5 39,9 100,0

3

4 13,3 27,8 58,9 100,0

Konsummuster

7

3,2 96,8 100,0

7

1 30 17 48

7

168,4

% von Konsummuster (ohne Haushalte, bei denen der Modernisierungsgrad der Wohnregion unbekannt war)

Gesamt

Unbekannt

Industriell-fortschrittlich (Mkt >100)

Durchschnittlich (70 < M < 100)

kt

Ländlich-Rückständig (M < 70)

kt

Regionen, gruppiert nach Entwicklungsstand: FRANK'scher Modernisierungsindex (Mkt)

Absolute Häufigkeiten

Durchschnittlicher FRANK'scher kt Modernisierungsindex (M )

2.1

1

Konsummuster

8,3 91,7 100,0

8

1 11 4 16

8

145,3

8

100,0 100,0

9

14

14

9

176,5

9

1 6

2 3

100,0

40,0 60,0

6

6

81,5

6

Gesamt 19,7 51,2 29,1 100,0

Gesamt 647 1.682 954 676 3.959

99,5

Gesamt ∅

340 Tabelle A.31: Regionaler Modernisierungsgrad nach Konsummustern

Einpersonen-Haushalt 2-Personen-Haushalt 3-5-Personen-Haushalt 6-8-Personen-Haushalt 9-10-Personen-Haushalt Haushalt von mehr als 10 Personen Gesamt

Absolute Häufigkeiten

Einpersonen-Haushalt 2-Personen-Haushalt 3-5-Personen-Haushalt 6-8-Personen-Haushalt 9-10-Personen-Haushalt Haushalt von mehr als 10 Personen Gesamt

% von Konsummuster

Haushaltsgröße

Haushaltsgröße

100,0

1 3,6 10,3 65,2 19,5 1,5

1.350

1 48 139 880 263 20

2.1 0,1 7,0 57,4 31,4 3,7 0,3 100,0

2.1 1 64 524 287 34 3 913

0,3 36,8 50,2 11,8 0,9 100,0

2.2

1 118 161 38 3 321

2.2

100,0

5,9 60,9 30,0 3,2

2.3

443

26 270 133 14

2.3 16 235 212 56 29 548

18 28 50 23 5 124

0,5 100,0

14,8 74,1 10,6

2,9 42,9 38,7 10,2 5,3 100,0

14,5 22,6 40,3 18,5 4,0 100,0

Konsummuster 2.4 3 4

1 189

28 140 20

Konsummuster 2.4 3 4

29,1 43,6 23,6 3,6 100,0

7

16 24 13 2 55

7

10,5 78,9 5,3 5,3 100,0

8

2 15 1 1 19

8

100,0

100,0

9

15

15

9

6 6

100,0 100,0

6

6

Gesamt 1,2 7,3 55,9 29,2 5,0 1,3 100,0

Gesamt 49 292 2.228 1.165 199 50 3.983

341

Tabelle A.32: Haushaltsgröße nach Konsummustern

Keine Kinder Ein Kind 2 Kinder 3 - 4 Kinder 5 - 7 Kinder 8 Kinder und mehr

Gesamt

Keine Kinder Ein Kind 2 Kinder 3 - 4 Kinder 5 - 7 Kinder 8 Kinder und mehr

% von Konsummuster

Gesamt

Kinder im Haushalt

1 14,1 16,1 19,3 42,0 8,0 0,5 100,0

1 191 217 260 567 108 7 1.350

2,2

Durchschnittliche Kinderzahl

davon unter 14 Jahren

Kinder im Haushalt

Absolute Häufigkeiten

1 2,4

2.1 7,6 13,9 22,6 37,1 17,5 1,3 100,0

2.1 69 127 206 339 160 12 913

2,8

2.1 2,9

2.2 1,9 5,0 13,4 39,3 37,7 2,8 100,0

2.2 6 16 43 126 121 9 321

3,6

2.2 4,1

2.3 6,8 14,4 23,9 40,6 13,3 0,9 100,0

2.3 30 64 106 180 59 4 443

2,6

2.3 2,8 3,1

2,9

Konsummuster 2.4 3 4 19,0 4,9 18,5 32,8 11,7 12,1 23,8 18,6 6,5 20,6 32,7 36,3 3,7 24,5 25,0 7,7 1,6 100,0 100,0 100,0

Konsummuster 2.4 3 4 36 27 23 62 64 15 45 102 8 39 179 45 7 134 31 42 2 189 548 124

1,6

Konsummuster 2.4 3 4 1,7 3,7 3,1

100,0

20,0 16,4 50,9 12,7

7

55

11 9 28 7

7

2,3

7 2,8

100,0

5,3 73,7 21,1

8

19

1 14 4

8

0,9

8 2,2

1

100,0

93,3

6,7

9

15

14

9

2,8

9 2,9

6

1 1 1 3

100,0

16,7 16,7 16,7 50,0

6

6

1,6

6 4,0

Gesamt 9,6 14,5 20,0 38,2 15,8 1,9 100,0

Gesamt 382 578 795 1.522 629 77 3.983

2,6

Gesamt ∅ 2,9

342 Tabelle A.33: Kinderzahl nach Konsummustern

Anzahl familienfremder Personen im Haushalt Keine Eine Person 2 - 5 Personen mehr Personen Gesamt

% von Konsummuster

Keine Eine Person 2 - 5 Personen mehr Personen Gesamt

Absolute Häufigkeiten Anzahl familienfremder Personen im Haushalt

Durchschnittliche Anzahl familienfremder Personen im Haushalt

2.1 94,9 3,9 1,2 100,0

100,0

913

1.350

1 94,4 3,7 1,9

2.1 866 36 11

0,1

2.1

1 1.275 50 25

0,1

1

100,0

2.2 89,4 8,7 1,9

321

2.2 287 28 6

0,1

2.2

100,0

2.3 89,4 9,3 1,4

443

2.3 396 41 6

0,1

2.3 0,4

1,8

Konsummuster 2.4 3 4 86,8 75,0 5,6 12,2 18,6 44,4 1,1 6,0 49,2 0,4 0,8 100,0 100,0 100,0

Konsummuster 2.4 3 4 164 411 7 23 102 55 2 33 61 2 1 189 548 124

0,2

Konsummuster 2.4 3 4

100,0

10,5 84,2 5,3 100,0

30,9 69,1

2 16 1 19

8

55

17 38

8

2,3

8

7

7

1,8

7

100,0

6,7 93,3

9

15

1 14

9

1,9

9

6 6

100,0 100,0

6

6

26,8

6

Gesamt 86,0 9,0 3,7 1,3 100,0

Gesamt 3.406 355 146 52 3.959

0,3

Gesamt ∅

343

Tabelle A.34: Familienfremde Personen im Haushalt nach Konsummustern

Higher managers Higher professionals Lower managers Lower prof and clerical, sales Lower clerical and sales Foremen Skilled workers Farmers Lower skilled workers Lower skilled farm workers Unskilled workers Unskilled farm workers Gesamt

Absolute Häufigkeiten

Higher managers Higher professionals Lower managers Lower prof and clerical, sales Lower clerical and sales Foremen Skilled workers Farmers Lower skilled workers Lower skilled farm workers Unskilled workers Unskilled farm workers Gesamt

% von Konsummuster

HISCLASS-Kategorien

HISCLASS-Kategorien

0,7 0,7 0,6 1,0 1,3 15,6 2,1 45,8 2,3 10,6 19,2 100,0

1

9 10 8 14 18 210 28 614 31 142 258 1.342

1

2.1 0,1 1,1 1,4 1,5 2,5 1,5 33,9 2,1 40,0 1,2 12,1 2,5 100,0

1 10 13 14 23 14 309 19 364 11 110 23 911

2.1

0,6 2,2 1,2 2,8 1,6 30,8 5,6 45,2 0,9 7,2 1,9 100,0

2.2

2 7 4 9 5 99 18 145 3 23 6 321

2.2

2.3 0,7 1,8 1,4 5,0 8,6 1,6 38,1 0,9 27,2 1,4 12,7 0,7 100,0

3 8 6 22 38 7 168 4 120 6 56 3 441

2.3

19 3 548

100,0

8,0

3,5 0,5 100,0

Konsummuster 2.4 3 1,1 3,1 13,3 13,5 1,6 2,2 20,7 22,4 20,7 11,3 1,1 1,3 14,4 10,6 2,1 10,4 17,0 21,2

188

15

100,0

0,8

7,3 1,6

34,7 1,6

4 29,0 25,0

124

1

Konsummuster 3 4 2 17 36 25 74 31 3 12 39 123 43 39 62 2 2 7 27 58 4 57 9 32 116 2

2.4

100,0

16,4 1,8

100,0

68,4

8 15,8 15,8

19

13

9 1

55

3 3

8 37 8

7 67,3 14,5

7

15

14 1

100,0

9 93,3 6,7

9

6

6

100,0

6 100,0

6

Gesamt 3,0 4,3 1,3 6,9 4,7 1,3 21,9 3,5 35,1 1,3 9,2 7,4 100,0

Gesamt 119 171 51 275 188 53 871 139 1.393 51 366 293 3.970

344 Tabelle A.35: HISCLASS-Kategorien nach Konsummustern

Gesamt

Berufsständische Schichtungskategorien

Adel und Rentiers Hohe/höhere Beamte und Richter Wirtschaftsbürger Gehobene Beamte und leitende Angestellte Lehrer Mittlere Beamte und Angestellte Handwerksmeister Handwerker und gelernte Arbeiter Vollbauern Unterbeamte und kleine Angestellte Angelernte Industriearbeiter Kleinbauern und Fischer Ungelernte Arbeiter und Handlanger Landarbeiter und Tagelöhner Beruf unbekannt

Absolute Häufigkeiten

4 16 7 20 12 209 28 14 601 31 142 258 8 1.350

1 2 29 7 31 6 309 19 53 311 11 110 23 2 913

2.1

321

9 4 10 4 99 18 11 134 3 23 6

2.2 1 4 27 8 38 6 168 4 64 56 6 56 3 2 443

2.3

1 189

15

548

19 3

124

1

Konsummuster 2.4 3 4 4 2 2 9 62 2 5 28 37 123 14 28 86 4 39 61 2 2 7 27 56 4 57 9 14 25 18 93 2

55

1

3 42 1 8

7

19

1 4 14

8

15

15

9

6

6

5 1

Gesamt 15 140 56 263 144 202 37 868 139 181 1.215 51 366 293 13 3.983

345

Tabelle A.36: Berufsstellung nach Konsummustern (absolut)

Gesamt

Berufsständische Schichtungskategorien

Adel und Rentiers Hohe/höhere Beamte und Richter Wirtschaftsbürger Gehobene Beamte und leitende Angestellte Lehrer Mittlere Beamte und Angestellte Handwerksmeister Handwerker und gelernte Arbeiter Vollbauern Unterbeamte und kleine Angestellte Angelernte Industriearbeiter Kleinbauern und Fischer Ungelernte Arbeiter und Handlanger Landarbeiter und Tagelöhner Beruf unbekannt

% von Konsummuster

1,2 0,5 1,5 0,9 15,5 2,1 1,0 44,5 2,3 10,5 19,1 0,6 100,0

0,3

1 0,2 3,2 0,8 3,4 0,7 33,8 2,1 5,8 34,1 1,2 12,0 2,5 0,2 100,0

2.1

100,0

2,8 1,2 3,1 1,2 30,8 5,6 3,4 41,7 0,9 7,2 1,9

2.2 0,2 0,9 6,1 1,8 8,6 1,4 37,9 0,9 14,4 12,6 1,4 12,6 0,7 0,5 100,0

2.3

0,5 100,0

7,9

100,0

3,5 0,5

100,0

0,8

Konsummuster 2.4 3 4 0,7 1,6 1,1 1,6 50,0 1,1 0,9 22,6 19,6 22,4 11,3 14,8 15,7 3,2 20,6 11,1 1,6 1,1 1,3 14,3 10,2 2,1 10,4 7,3 7,4 4,6 9,5 17,0 1,6

100,0

1,8

7 5,5 76,4 1,8 14,5

100,0

8 5,3 21,1 73,7

100,0

100,0

9

100,0

6 83,3 16,7

Gesamt 0,4 3,5 1,4 6,6 3,6 5,1 0,9 21,8 3,5 4,5 30,5 1,3 9,2 7,4 0,3 100,0

346 Tabelle A.37: Berufsstellung nach Konsummustern (prozentual)

Sparverhalten Entsparer ausgeglichenes Budget Sparer Gültige Fälle gesamt

% von Konsummuster

Sparverhalten Entsparer ausgeglichenes Budget Sparer Gültige Fälle gesamt

Absolute Häufigkeiten

Arithm. Mittelwert Median

Durchschnittliche Ersparnis der sparfähigen Haushalte [Mark]

1 27,8 17,3 54,9 100,0

1 292 182 576 1.050

118,16 69,84

1

2.1 36,6 4,1 59,3 100,0

2.1 320 36 518 874

129,20 78,18

2.1

2.2 46,3 4,5 49,2 100,0

2.2 144 14 153 311

185,35 101,19

2.2

2.3 43,0 2,1 54,9 100,0

2.3 184 9 235 428

126,92 69,61

2.3 306,41 166,54

3

7

Konsummuster 2.4 3 4 44,8 41,0 34,9 2,2 1,8 1,2 53,0 57,2 63,9 100,0 100,0 100,0

29 0 24 53

7 54,7 0,0 45,3 100,0

7

997,18 1.212,39 634,00 1.086,18

4

Konsummuster 2.4 3 4 81 207 29 4 9 1 96 289 53 181 505 83

195,73 128,59

2.4

Konsummuster

3 0 1 4

8 75,0 0,0 25,0 100,0

8

4 0 11 15

9 26,7 0,0 73,3 100,0

9

9

1 0 4 5

6 20,0 0,0 80,0 100,0

6

6

Gesamt 36,9 7,3 55,9 100,0

Gesamt 1.294 255 1.960 3.509

Gesamt ∅ 300,00 4.357,73 2.624,75 225,10 300,00 4.552,00 1.169,50 91,93 8

347

Tabelle A.38: Sparverhalten nach Konsummustern

Anteil der Nahrungs- und Genussmittel

Gesamtausgaben

Klassenzugehörigkeit (HISCLASS)

Zahl der Kinder

Modernisierungsgrad der Region

Ortsgrößenklasse

Jahr

Konsummuster

Korrelationskoeff. Sig. (2-seitig) N Korrelationskoeff. Sig. (2-seitig) N Korrelationskoeff. Sig. (2-seitig) N Korrelationskoeff. Sig. (2-seitig) N Korrelationskoeff. Sig. (2-seitig) N Korrelationskoeff. Sig. (2-seitig) N Korrelationskoeff. Sig. (2-seitig) N Korrelationskoeff. Sig. (2-seitig) N 1,000 . 3.983 0,233 0,000 3.983 -0,250 0,000 3.233 0,306 0,000 3.319 0,015* . 0,219 3.983 -0,397 0,000 3.970 0,631 0,000 3.969 -0,438 0,000 3.969

Konsummuster 0,233 0,000 3.983 1,000 . 3.994 -0,337 0,000 3.244 0,384 0,000 3.330 -0,055 0,000 3.994 -0,154 0,000 3.981 0,361 0,000 3.971 -0,255 0,000 3.969

Jahr

-0,250 0,000 3.233 -0,337 0,000 3.244 1,000 . 3.244 -0,481 0,000 3.076 0,107 0,000 3.244 0,161 0,000 3.231 -0,297 0,000 3.223 0,259 0,000 3.221

Ortsgrößenklasse 0,306 0,000 3.319 0,384 0,000 3.330 -0,481 0,000 3.076 1,000 . 3.330 -0,105 0,000 3.330 -0,265 0,000 3.318 0,377 0,000 3.310 -0,311 0,000 3.308

Modernisieringsgrad der Region 0,015* . 0,219 3.983 -0,055 0,000 3.994 0,107 0,000 3.244 -0,105 0,000 3.330 1,000 . 3.994 0,071 0,000 3.981 0,057 0,000 3.971 0,189 0,000 3.969

Zahl der Kinder -0,397 0,000 3.970 -0,154 0,000 3.981 0,161 0,000 3.231 -0,265 0,000 3.318 0,071 0,000 3.981 1,000 . 3.981 -0,467 0,000 3.958 0,405 0,000 3.956

(HISCLASS)

Klassenzugehörigkeit 0,631 0,000 3.969 0,361 0,000 3.971 -0,297 0,000 3.223 0,377 0,000 3.310 0,057 0,000 3.971 -0,467 0,000 3.958 1,000 . 3.971 -0,480 0,000 3.969

Gesamtausgaben

Anteil der Nahrungsund Genussmittel -0,438 0,000 3.969 -0,255 0,000 3.969 0,259 0,000 3.221 -0,311 0,000 3.308 0,189 0,000 3.969 0,405 0,000 3.956 -0,480 0,000 3.969 1,000 . 3.969

348

Tabelle A.39: Korrelationen zwischen den Konsummustern und verschiedenen Dimensionen des Datensatzes

Anmerkung: Als Korrelationskoeffizient wurde K ENDALLs τ verwendet. Alle Korrelationen, mit Ausnahme der Korrelation zwischen Konsummuster und Kinderzahl, sind auf dem 0,01-Niveau signifikant (zweiseitig).

Jahre Berufsstellungs-Kategorien 1859 Adel und Rentiers bis Hohe/höhere Beamte und Richter 1889 Wirtschaftsbürger Gehobene Beamte und leitende Angestellte Lehrer Mittlere Beamte und Angestellte Handwerksmeister Gelernte Arbeiter (inkl. Handwerker) Vollbauern Unterbeamte und kleine Angestellte Angelernte Industriearbeiter Kleinbauern und Fischer Ungelernte Arbeiter und Handlanger Landarbeiter und Tagelöhner nicht bekannt Gesamt 1890 Adel und Rentiers bis Hohe/höhere Beamte und Richter 1914 Wirtschaftsbürger Gehobene Beamte und leitende Angestellte Lehrer Mittlere Beamte und Angestellte Handwerksmeister Gelernte Arbeiter (inkl. Handwerker) Vollbauern Unterbeamte und kleine Angestellte Angelernte Industriearbeiter Kleinbauern und Fischer Ungelernte Arbeiter und Handlanger Landarbeiter und Tagelöhner nicht bekannt Gesamt Gesamt

% von Berufskategorien

16,5 19,3 6,2 32,1 60,9 32,2 61,5 58,3 20,4 33,9

4,7 4,9 7,1

5,6

1,9 4,1

9,8

9,6 8,1

3,5 2,8 5,3 13,6 12,3 14,0 6,2 14,3 4,3 7,4 3,8

5,0 20,0

10,6 20,0 16,4 6,4

2,6 10,9 4,9 14,2 22,7 38,5 17,5 29,8 33,6 21,7 32,5 23,1 16,7 27,9 22,9

3,0 6,7 5,5 12,2

66,7

2.2

21,2 6,7 15,6 11,0

5,6 16,7

24,2 80,0 77,1 20,7 100,0 81,8 60,0 76,4 90,6 100,0 69,4

2.1

1

1,4 10,5 10,5 4,9 21,9 27,3 22,0 3,5 36,0 7,0 13,0 17,4 7,7 16,7 15,1 11,1 8,3 6,4 4,7

4,5

2,8 5,3 14,4 19,7 22,5 4,5 3,6 7,0 7,9 2,1

0,4

1,8

3,6 0,4 0,8

0,2

16,3 13,8

5,8 3,8

7,9 47,9 59,9 28,4 31,8 7,2 38,6 14,0 10,6

7,0

1,8 0,7

2,1

2,5 3,1

0,3

0,3

34,7 68,4 5,1 2,8 0,6

4,7

Konsummuster 3 4 33,3 16,7 13,2 54,4 11,1 11,1 16,7 50,0 3,0 39,4 3,0 6,7 0,9 42,7 11,0

2.4

0,2

0,9 2,4

50,0 3,0

2.3

1,5 1,4

3,1

50,0

1,0

3,0

7 25,0 8,8 5,6

0,2 0,5

4,2 5,3

1,3

8 8,3 1,5 66,7

0,03 . 0,4

1,4

1,3

20,6

9

0,1 0,2

0,3 100,0

6 16,7 1,5

Gesamt Anteil Anzahl 100,0 12 100,0 69 100,0 18 100,0 6 100,0 2 100,0 32 100,0 15 100,0 109 100,0 82 100,0 3 100,0 424 100,0 5 100,0 55 100,0 267 100,0 1 100,0 1.100 100,0 3 100,0 72 100,0 38 100,0 257 100,0 142 100,0 169 100,0 22 100,0 759 100,0 57 100,0 178 100,0 791 100,0 46 100,0 311 100,0 26 100,0 12 100,0 2.883 100,0 3.983

349

Tabelle A.40: Zeitliche Veränderung der Zuordnung von Berufsstellungen zu den Konsummustern

351

B. Kommentiertes Quellenverzeichnis

Im Folgenden werden die 116 Quellen vorgestellt, knapp beschrieben und quellenkritisch beleuchtet, denen die im „Kölner Datensatz“ enthaltenen Fälle entnommen sind. Gegebenenfalls wird in der gebotenen Kürze auf Diskussionen über die betreffende Quelle in der Fachliteratur hingewiesen – eine genaue Darstellung der Rezeptions- und Wirkungsgeschichte der einzelnen Publikationen erscheint an dieser Stelle jedoch weder erforderlich noch machbar. Diese kommentierte Bibliographie ist geordnet nach den Nummern, die die einzelnen Quellen im Datensatz tragen (Variable QUELLE), um diese leicht auffindbar zu machen. Dementsprechend sind sie nicht mit 1 beginnend fortlaufend durchnummeriert. Stattdessen trägt die erste für den Datensatz genutzte Quelle die Nummer 5, die letztaufgenommene die Nummer 157 und zwischendrin fehlen einzelne Nummern. Der Grund hierfür liegt in der Entstehungsgeschichte des Datensatzes: es wurden zunächst Daten aufgenommen, die aus verschiedenen Gründen später wieder entfernt werden mussten, wie oben im Kapitel 4.1. beschrieben.47 Vor allem die Werke von A LBRECHT (1912)48 , A LBRECHT (1914)49 sowie W ILLIAMS und Z IMMERMANN (1935)50 enthalten in ihren kommentierten Bibliographien Hinweise zu einer Vielzahl der hier verwendeten Quellen. Aus diesem Grunde wird auf diese drei Werke nicht wie gewohnt in Fußnoten, sondern direkt am Ende des betreffenden Absatzes verwiesen. Zur besseren Auffindbarkeit findet sich auf der folgenden Seite eine Übersicht der Quellen geordnet nach dem Kurztitel, unter dem sie zitiert sind. Die ihnen zugeordneten Zahlen bezeichnen die fortlaufenden Quellennummern von 5 bis 157.

47 48 49

50

Siehe S. 91–98. Gerhard Albrecht, Haushaltungsstatistik. Eine literarhistorische und methodologische Untersuchung, Berlin 1912. Ders., Die Struktur des Ausgabenbudgets verschiedener Bevölkerungsschichten auf Grund neuer haushaltsstatistischer Erhebungen, in: Jahrbücher für Nationalökonomie und Statistik, 3. Folge Bd. 47 = Bd. 102 (1914), S. 300–326. Faith M. Williams und Carle C. Zimmerman, Studies in Familiy Living in the United States and other Countries. Analysis of Material and Method, Washington 1935.

352 Alphabetisches Verzeichnis der Quellen nach Kurztiteln: Kurztitel

Quellennummer

Arbeiterbudgets (1882) ..............................132 Ausgaben Berlin (1880) ...............................26 Ausgaben Berlin (1881) ...............................33 Ausgaben einer Familie (1879)......................7 BALLIN (1883)..............................................118 BECK (1902)..................................................20 BITTMANN (1914)...........................................22 BRAND (1911) ...............................................16 BRANTS (1904)............................................155 BRAUN (1901) .............................................106 BUCHENBERGER (1883) .................................17 Bureau of Labor (1891) bzw. Dies. (1892).150 CONRAD (1909) .............................................11 DEHN (1881) .................................................72 DEHN (1880) .................................................89 DEHN (1879) .................................................90 DEICHEN (1902).............................................94 DYHRENFURTH (1906) .....................................5 Earnings and Expenses (1886)..................103 EHRENBERG (1907) .......................................45 EMMINGHAUS (1904)....................................137 Erhebungen Bayern (1906)..........................30 Erhebungen Landwirthschaft in Baden (1883) ........................................151 FÄHRMANN (1912/13) ..................................121 FEIG (1896)...................................................14 FEUERSTEIN (1905) .......................................34 FÈVRE (1890) ..............................................152 Frankfurter Arbeiterbudgets (1890)..............79 FRIEDERICH (1978) ........................................55 FRIEF (1876) .................................................60 FUCHS (1901)................................................28 FUCHS (1904)................................................32 FÜRTH (1922)................................................44 FÜRTH (1907)................................................49 GERLOFF (1908)............................................54 GERLOFF (1910)..........................................133 GERSTENBERG (1892) ...................................24 GOLTZ (1875)..............................................122 GOLTZ (1874)..............................................131 GOTTHEINER (1903).......................................70 Großherzoglich Badische Fabrikinspektion (1890) ....................................61 GÜNTHER (1920) .........................................108 HAGMANN (1911)...........................................91 HAK, Bestand 1099, Nachlass Stiehl (1891-1914) ................................157 HAMPKE (1888) ...........................................115 HARTWIG (1906)............................................50 Hauptvorstand Hülfsarbeiter (1908)...........141 Haushalt der Postassistenten (1903).........127 Haushaltsrechnungen Barmen (1909) .........38 Haushaltsrechnungen Berlin (1904) ............15 Haushaltungs-Rechnungen hamburgischer Volksschullehrer (1906)..........................12 HEIDEN (1907).............................................105 HEISER-HARTTUNG (1902) .............................96 HERBIG (1912) ............................................124 HERKNER (1887) .........................................144 HERMES (1921) .............................................40 HEYDE (1916)..............................................123

Kurztitel

Quellennummer

HINTZE (1894) .............................................. 82 HIRSCHBERG (1896) ................................... 100 JACOBI (1868) .............................................. 29 JACOBI (1875) ............................................ 130 Jahresbericht Baden (1904)...................... 104 Jahres-Berichte Sachsen (1886) .............. 101 K[ELLER] (1906)............................................ 56 Kaiserliches Statistisches Amt (1911)......... 31 Kaiserliches Statistisches Amt (1909)......... 57 KARL (1889) ............................................... 154 KARTELS (1883) ........................................... 95 KEHRL (1908) ............................................... 80 KELLER (1908)............................................ 138 KINDERMANN (1896) ..................................... 93 KRIEGEL (1902) .......................................... 148 KRZIŽA (1914) ............................................ 125 KRZIŽA (1915) ............................................ 126 KUHNA (1894)............................................. 140 LASPEYERS (1876) ......................................... 9 LEIXNER (1891) .......................................... 143 LORENZEN-SCHMIDT (1982) ........................ 128 MAY (1897) .................................................. 10 MAY (1891) .................................................. 35 MAY (1915) ................................................ 146 Metallarbeiter-Verband (1909) .................... 39 MEYER-POLLACK (1915) ............................... 58 MULERT (1908)............................................... 6 MÜNZER (1897/98) ..................................... 120 NASSE (1891)............................................. 113 NATHUSIUS (1883)........................................ 18 NEIßER (1912) ............................................ 117 NEUMANN (1920) ........................................ 112 PALMER (1891-97)...................................... 119 PARISET (1885) .......................................... 153 QUANTZ (1911)............................................. 78 QUANTZ (1912)........................................... 156 RICHTERING (1987)..................................... 142 RUDLOFF (1911) ......................................... 149 SALOMON (1906) ........................................ 134 SCHÄFER (1907)........................................... 64 SCHEFFLER (1876) ....................................... 51 SCHELLWIEN (1918)...................................... 77 Schlesische Arbeiterfamilie (1903) ........... 147 SCHLIEBEN (1885) ........................................ 36 SCHLINK (1889) .......................................... 145 SCHNAPPER-ARNDT (1880) ........................... 87 SCHNAPPER-ARNDT (1883) ........................... 88 SCHNAPPER-ARNDT (1906) ......................... 111 SCHOELKENS (1914)..................................... 25 SCHOENLANK (1888)..................................... 21 THIEME (1914).............................................. 41 Vergleich Berlin Dresden (1882)............... 136 WEISS (1914) ............................................. 114 WENCKSTERN (1911).................................... 81 Wirtschaftsrechnungen Halle (1911)........... 98 WOHLGEMUTH (1913) ................................. 139 WÖRISHOFFER (1891)................................. 102 ZIEGLER (1901) .......................................... 135 Zur Lage der ländlichen freien Arbeiter (1884)........................... 129

353 [5]

Gertrud Dyhrenfurth, Ein schlesisches Dorf und Rittergut: Geschichte und soziale Verfassung (Staats- und Socialwissenschaftliche Forschungen, Bd. 25, H. 2), Leipzig 1906 Quelle für zehn Fälle im Datensatz (Nummern 30, 32, 34, 36, 38, 40, 42, 44, 46–47) Die Publikation enthält eine Untersuchung der Lohnverhältnisse der Arbeiterschaft auf dem Rittergut Jacobsdorf in den Jahren 1855/56 und 1902 anhand von Wirtschaftsbüchern. Die Darstellung der Ein- und Ausgabesituation ist recht ausführlich, es muss berücksichtigt werden, dass die Entlohnung der Arbeiter auf dem Gutshof z. T. durch Verköstigung oder in Form von Naturalien vorgenommen wurde. Für das Jahr 1855/56 werden die Einnahmen eines Gärtnerehepaares, einer Knechtssowie einer Vogtsfamilie aufgelistet. Diese Daten fanden aufgrund der frühen Zeit keinen Eingang in den Datensatz. Für das Jahr 1902 werden die Einnahmen zweier Gärtnerfamilien sowie die Haushaltseinnahmen eines Knechts, einer Magd, einer Schleusser-, Vogt- und Kutscherfamilie aufgeführt (Fälle 30, 32, 34, 36, 38, 40, 42, 44).51 Anschließend werden noch Ausgabebudgets mehrerer Haushalte für die Jahre 1895/96 angegeben, von denen jedoch nur zwei brauchbar waren (die einer Knechtsund einer Gärtnerfamilie, Fälle 46 und 47). Die übrigen erstreckten sich lediglich auf Monats-/Wochenwerte und wurden dementsprechend nicht in den Datensatz aufgenommen. Die Angaben der Ein- und Ausgabebudgets sind detailliert und ließen sich unproblematisch und eindeutig in das Datensatzschema einpassen. W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 303–304 (Nr. 779)

[6]

Oskar Mulert, Vierundzwanzig ostpreußische Arbeiter und Arbeiterfamilien. Ein Vergleich ihrer städtischen und ländlichen Lebensverhältnisse, Jena 1908 Quelle für 38 Fälle im Datensatz (Nummern 51–88) M ULERT untersucht die Abwanderung ländlicher Arbeitskräfte in Ostpreußen und prüft, ob sich durch den Umzug in die Stadt die Lebensumstände der Haushalte gebessert haben oder nicht. Bei M ULERT finden sich die Auflistungen der Ausgaben und Einnahmen von zehn Landarbeiterfamilien im Jahr vor deren Abwanderung in die Stadt (zw. 1891 und 1900) u. a. unterteilt in Natural- und Bareinnahmen sowie in den Naturalienverbrauch (Fälle 51–60). Hinzu kommen die Haushalte von zehn unverheirateten Landarbeitern, die – da sie nicht mit derselben Detailliertheit aufgeführt sind - keinen Eingang in den Datensatz fanden. Im Vergleich hierzu werden die 20 Haushaltsrechnungen derselben nun städtischen Haushaltungen im Jahr 1902 dargestellt (Fälle 61-70, 72, 74, 75, 77, 79, 81, 83, 84, 86 und 88), wobei für acht Familien zusätzlich das Budget vorhanden ist, welches der jeweilige

51

Dyhrenfurth (1906), S. 78–83.

354 Familienvater vor der Familiengründung geführt hatte (Fälle 71, 73, 76, 78, 80, 82, 85 und 87). Die Angaben der Ein- und Ausgabebudgets sind detailliert. Für die ersten zehn Fälle (51-60) ist zu bemerken, dass die ländlichen Haushalte zu einem großen Teil in Naturalien entlohnt wurden. Der Geldwert der gesamten Naturalienentlohnung ist angegeben52 und wurde auf der Einnahmeseite unter NATUR verbucht. Auf der Ausgabeseite war eine fehlerlose Buchung jedoch nicht möglich, da es sich bei den Naturalien zwar hauptsächlich um Nahrungsmittel, darüber hinaus jedoch auch um Futtermittel und Leinwand für Bekleidung handelte. Diese eigentlich in unterschiedlichen Variablen zu verbuchenden Werte waren jedoch nicht zu ermitteln. Um den zwangsläufig entstehenden Fehler zu minimieren, wurden alle Naturalien der Variablen NAHRUNG zugerechnet. Dadurch wird der Nahrungsanteil freilich überschätzt, da ja auch Futtermittel und Leinen enthalten sind – wobei der Anteil der Leinwand bei Fall 51 herausgerechnet und der Variablen KLEIDUNG zugeschlagen werden konnte. Die dadurch hervorgerufene Verzerrung ist jedoch geringer als der Fehler, der durch eine Buchung der kompletten Naturalien unter einer anderen Kategorie oder ihrer Unterschlagung entstanden wäre. A LBRECHT (1912), S. 57/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 303–304 (Nr. 779)

[7]

Anonymus, Ausgaben einer Familie von 6 Personen auf einer Hallig, in: Zeitschrift für die gesamte Staatswissenschaft, 35. Jg. (1879), S. 147–167 Quelle für einen Fall im Datensatz (Nummer 89) Dargelegt wurden die Ausgabenverhältnisse einer Familie mit vier Kindern auf der Hallig Nordstrandischmoor für das Jahr 1875. Der Mann arbeitet als Zimmermann und betreibt als Nebenerwerb Landwirtschaft. In dem Aufsatz wird der Name der Hallig nicht explizit genannt. Er lässt sich jedoch durch einen Hinweis im Text erschließen: Es heißt dort, dass die Bewohner der Hallig ein Ostergeld bezahlen würden, das sei „eine Abgabe an den Prediger einer entfernten Kirche, herstammend aus der Zeit vor 1634, als die Hallig noch mit der benachbarten Insel zusammenhing.“53 Am 12. Oktober 1634 ging die Insel Strand in einer Sturmflut unter. Übrig blieben drei Bruchstücke: die Inseln Pellworm und Nordstrand sowie die Hallig Nordstrandischmoor, um die es sich deshalb bei der hier beschriebenen Hallig mit großer Sicherheit handelt.54 Der unbekannte Verfasser legt Wert darauf, dass die angegebenen Zahlen „entweder durch Rechnung belegt oder sehr sorgfältig geschätzt“55 wurden. Für die Gliederung

52 53 54 55

Mulert (1908), S. 99. Anonymus (1879), S. 154. Vgl. http://de.wikipedia.org/wiki/Nordstrandischmoor, aufgerufen am 06.02.2006. Ebenda, S. 147.

355 der einzelnen extrem detailgetreu angegebenen Ausgaben wurden insbesondere die Summen, die die Familie zu ihrem Unterhalt benötigte, von den Summen, die als sog. Betriebsausgaben Verwendung finden, getrennt. Der Autor bedient sich der L E P LAY’schen Methode der sozialen Miniatur, einer sehr genauen Beschreibung eines einzelnen Haushaltes. Die Herangehensweise erinnert stark an S CHNAPPER A RNDT, so dass es nicht verwunderlich ist, dass W ILLIAMS und Z IMMERMAN selbigen als Autor identifizieren.56 Dennoch ist dies ein Trugschluss, wie aus der eigenen Aussage S CHNAPPER -A RNDTS über den vorliegenden Artikel hervorgeht, nämlich dass „deren anonymer Autor jedoch Le Play nicht gekannt zu haben scheint.“57 Damit scheidet er selbst als Urheber des Aufsatzes aus und der Autor bleibt unbekannt. A LBRECHT (1912), S. 55/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 298 (Nr. 760)

[9]

E[tienne] Laspeyres, Zur wirthschaftlichen Lage der ländlichen Arbeiter im deutschen Reich, in: Zeitschrift für die gesamte Staatswissenschaft, 32. Jg. (1876), Nr. 2, S. 183–215 Quelle für 240 Fälle im Datensatz (Nummern 91–330) Die vorliegende Untersuchung von 240 Landarbeiterhaushalten bezieht sich auf die Angaben der Enquête über die wirtschaftliche Lage der arbeitenden Klassen, die vom Congress deutscher Landwirte angeregt und von Theodor von der G OLTZ gelenkt wurde. Hierzu wurden 4.000 Fragebögen mit allgemein gefassfasstten Fragen in alle Teile Deutschlands, hauptsächlich an landwirtschaftliche Vereine und zum Teil an einzelne Landwirte mit der Bitte um Beantwortung versandt. Für die Untersuchung wurden zwei Fragebögen verwendet. Der erste befasste sich mit der Einkommenssituation des Landarbeiters, wobei es unterschiedliche Versionen des Fragenkataloges gab, die auf unterschiedliche Arbeitsverhältnisse (freie Tagelöhner, gebundene Tagelöhner, z. B. Instleute und Gesinde) zugeschnitten waren. Ein zweiter Fragebogen sollte „die sonstigen Verhältnisse der ländlichen Arbeiter“58 erfassen, wobei Fragen zur landwirtschaftlichen Struktur, Arbeitszeiten, Berufswahl der Kinder, Kinderarbeit, Heiratsalter, Versicherungen und Sparverhalten, Lage der Landarbeiter im Vergleich zu sonstigen Arbeitern, dem Einfluss des Sozialismus, vorhandenen Bildungseinrichtungen sowie zur Auswanderung gestellt wurden. Die Ermittlung von Ausgabebudgets war für v. d. G OLTZ eher ein Randaspekt, für den ihm eine einzige Frage genügte:

56 57 58

Williams und Zimmerman (1935), S. 298. Schnapper-Arndt (1906b), S. 21, FN 1. v. d. Goltz, Richter und Langsdorff (1875), S. VIII.

356 „19) Wie hoch ist der Bedarf einer ländlichen Arbeiterfamilie von fünf Köpfen an Nahrung, Kleidung, Wohnung, Heizung und Beleuchtung, Abgaben an Staat, Gemeinde, Kirche und Schule, und an sonstigen Ausgaben in Geld zu veranschlagen?“59 Von den 4.000 ausgegebenen Fragebögen kamen 716 mehr oder weniger vollständig ausgefüllt zurück, die Frage nach dem „Bedarf“ war sogar nur in 243 Antworten enthalten. Von der G OLTZ veröffentlichte seine Ergebnisse jedoch zunächst nicht in Form der einzelnen von ihm erhobenen Arbeiterbudgets, sondern nur aggregiert als Durchschnittswerte auf Regierungsbezirksebene.60 In der abschließenden Veröffentlichung der Studie wurden dann zwar die einzelnen Budgets aufgeführt, allerdings integriert in eine Auswertung aller in der Enquête gestellten Fragen und somit in eher schlecht vergleichbarer Form.61 Deshalb wurden die Daten hier aus der Bearbeitung L ASPEYRES ’ aufgenommen. Dieser stellte für seine Untersuchung die vorliegenden Ausgabebudgets tabellarisch zusammen, wobei er die Angaben zu fünf Kategorien vereinigte (Nahrung, Kleidung, Wohnung, Heizung und Beleuchtung, Sonstige Ausgaben). Ziel seiner Untersuchung war es, das Engel’sche Gesetz zu überprüfen. Dazu wurden die durchschnittlichen Ausgaben der einzelnen Kategorien mit den Erhebungen anderer Länder – vor allem Belgien und Frankreich – verglichen. Zu bemerken ist noch, dass sich die Ortsangaben dieser Quelle auf die Kreise, in denen die Daten erhoben wurden, beziehen, nicht auf die eigentlichen Orte. Die Entscheidung, diese Quelle in den Datensatz einzubeziehen, gleicht einer Gratwanderung, da es sich bei einigen der wiedergegebenen Budgets durchaus um sogenannte „Normalbudgets“, also Expertenschätzungen, handeln kann.62 Insofern gäbe es gute Gründe dafür, diese Untersuchung aus dem Datensatz auszuschließen. Zwei Gründe sprechen jedoch dafür, sie darin zu belassen: Anders als beispielsweise bei der Landarbeiter-Enquête L ENGERKEs von 1848, mit der E NGEL die hier vorliegede Studie vergleicht,63 sind die v. d. G OLTZ’schen Daten „vielfach [. . . ] von einzelnen hervorragenden Landwirthen“64 aufgenommen worden, nicht von Beamten oder sonstigen Fachleuten. Dies lässt den Schluß zu, dass wohl doch eine große Zahl der Budgets Angaben sind, die sich auf eine konkrete Familie beziehen. Zweitens – und dieser pragmatische Grund soll hier nicht verschwiegen werden – sind Haushalte mit sehr niedrigem Einkommen im Kölner Datensatz ohnehin schon 59 60 61 62 63 64

v. d. Goltz, Richter und Langsdorff (1875), S. X. Der verwendete Fragebogen ist dort auf S. VIII–XI komplett wiedergegegeben. Theodor v. d. Goltz, Das Ausgabebudget der ländlichen Arbeiter im Deutschen Reich, in: Concordia. Zeitschrift für die Arbeiterfrage, 5. Jg. (1875), Nr. 31, S. 125–126, Nr. 32, 129–130. v. d. Goltz, Richter und Langsdorff (1875), S. 146–444. In diese Richtung beurteilen etwa Engel (1895), S. 20, und Albrecht (1912), S. 39, die zugrunde liegende Untersuchung. Engel (1895), S. 19–20. v. d. Goltz, Richter und Langsdorff (1875), S. XIV.

357 stark unterrepräsentiert, weshalb eine Aussonderung nicht opportun erscheint, wenn eine möglichst breite Varianz an Fällen untersucht werden soll. A LBRECHT (1912), S. 39

[10]

Max May, Wie der Arbeiter lebt. Arbeiter-Haushalts-Rechnungen aus Stadt und Land, Berlin 1897 Quelle für 20 Fälle im Datensatz (Nummern 331–350) Ziel der vorliegenden Untersuchung war es, über die Auswertung von Haushaltsrechnungen Nachweise über die Verschiedenheit im Auskommen und über das wirtschaftliche Befinden von Arbeitern gleicher oder verwandter Sparten in Stadt, Land, Kleinstadt und Großstadt (unter Berücksichtigung der Familienverhältnisse bzw. der Einkommenssituation) zu erbringen. Die Budgets wurden über ein vom Verfasser entworfenes Haushaltsbuch, das für das Jahr 1892 geführt worden war, erstellt. Die zwanzig ausgewerteten Haushaltsrechnungen enthalten auch Angaben über die Familien- und Arbeitsverhältnisse der Buchführenden sowie kurze Beschreibungen der jeweiligen Wohnverhältnisse. Kritisch ist zu dieser Untersuchung anzumerken, dass Ausgabe- und Einnahmewerte sämtlich übereinstimmen, ohne dass eine Ersparnis respektive eine Geldaufnahme angezeigt wäre. Insofern ist die Glaubwürdigkeit in Zweifel zu ziehen.65 A LBRECHT (1912), S. 56/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 289 (Nr. 719) und S. 304 (Nr. 787)66

[11]

Else Conrad, Lebensführung von 22 Arbeiterfamilien Münchens, München 1909 Quelle für 22 Fälle im Datensatz (Nummern 351–372) Im Auftrag des Statistischen Amtes der Stadt München wurde die Lebensführung von 22 Münchener Arbeiterfamilien für das Jahr 1907 erhoben. Die Arbeiterbudgets wurden über monatliche Berichte erstellt und enthalten Angaben über Beruf, Einkommen und Ausgaben der Haushalte, wobei die Ausgaben für Nahrungsmittel sehr detailliert erfasst wurden. Conrad diskutiert die Erhebung der Daten durchaus kritisch, ist jedoch von der Glaubwürdigkeit der Buchführung überzeugt: „Wenn z.B. Strafgelder, Abzahlung für versetzte Gegenstände, Spielverluste, Ausgaben für künstliche Zähne für die Frau angegeben sind, wenn 5½ Liter Bier an einem Abend für den Ehemann verzeichnet wurden, wenn für 3 Pfg. Grünes nicht vergessen ist, so gewinnen wir doch den Eindruck, dass wir es im grossen Ganzen mit durchaus gewissenhaften Aufzeichnungen zu tun haben.“67

65 66 67

Ebenso äußert sich Albrecht (1912), S. 56. Die Untersuchung wurde von W ILLIAMS und Z IMMERMAN versehentlich doppelt aufgenommen. Conrad (1909), S. 4.

358 Die Daten von 19 Fällen wurden an das Kaiserliche Statistische Amt weitergeleitet und auch in dessen großer Untersuchung veröffentlicht (s.u. QUELLE 57).68 Da die Daten bei C ONRAD detaillierter wiedergegeben sind, wurden die Fälle hier beibehalten und dort aussortiert. Bei drei Fällen (Nr. 352, 357 und 367) enthielt C ONRADs Veröffentlichung jedoch keine Angaben zu den Nahrungsmittelausgaben. Diese konnten mit Hilfe der QUELLE 57 ergänzt werden: Dem Fall 352 entsprach der dort mit „München Nr. 13“ bezeichnete Fall,69 dem Fall 357 entsprach der Fall „München Nr. 3“,70 dem Fall 367 der Fall „München Nr. 7“.71 Zusätzlich zu den nackten Zahlen liefert C ONRAD noch ausführliche Beschreibungen der Lebenssituation der buchführenden Familien, die sie mittels Besuchen und Befragungen ermittelt hat.72 A LBRECHT (1912), S. 59/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 317 (Nr. 861)

[12]

Haushaltungs-Rechnungen hamburgischer Volksschullehrer, bearbeitet von der Statistischen Kommission der Gesellschaft der Freunde des vaterländischen Schulund Erziehungswesens, Hamburg 1906 Quelle für 34 Fälle im Datensatz (Nummern 373–406) Die Veröffentlichung geht zurück auf eine Untersuchung der Statistischen Kommission der Gesellschaft der Freunde des vaterländischen Schul- und Erziehungswesens, die eine für das Jahr 1903 eine große Zahl von Haushaltsbüchern unter hamburgischen Lehrern verteilte. Schließlich gingen 46 für das komplette Jahr ausgefüllte Haushaltsbücher an die Kommission zurück, von denen etliche jedoch deren Kriterien nicht entsprachen und ausgesondert werden mussten. In die eigentliche Auswertung gingen 14 Budgets ein, die von zwei Mitarbeitern der Kommission bearbeitet wurden. Die vorliegende Veröffentlichung enthält deren Ergebnisse in zwei Artikeln mit etwas unterschiedlicher Schwerpunktsetzung. Während Richard S CHLORF sich mit den gesamten Haushaltsrechrechnungennungen beschäftigt und sie mit den Ergebnissen anderer Untersuchungen vergleicht,73 fokussiert Otto H ÜTTMANN auf den Verbrauch an Nahrungs- und Genussmittelmitteln, wobei er über eine Untersuchung der bloßen Ausgaben hinausgeht und sich etwa auch mit dem Nährwert

68 69 70 71 72 73

Kaiserliches Statistisches Amt (1909). Siehe hierzu S. 379. Ebenda, S. 107. Ebenda, S. 105. Ebenda, S. 106. Conrad (1909), S. 6–43. Richard Schlorf, Vierzehn Haushaltungen Hamburger Volksschullehrer aus dem Jahre 1903, untersucht nach der Höhe der Geldaufwendungen, in: Haushaltungs-Rechnungen hamburgischer Volksschullehrer, bearbeitet von der Statistischen Kommission der Gesellschaft der Freunde des vaterländischen Schulund Erziehungswesens, Hamburg 1906, S. 9–28.

359 der konsumierten Nahrungsmittel beschäftigt.74 Aus dem Überblicksartikel von Richard S CHLORF wurden die Fälle 373–386 in den Datensatz aufgenommen.75 Darüber hinaus wurden in einem Anhang die Budgets zwanzig weiterer Lehrerhaushalte veröffentlicht, die nicht in die vorstehenden Analysen eingegangen waren, sie wurden als Fälle 387–406 aufgenommen.76 A LBRECHT (1912), S. 61

[14]

Johannes Feig, Hausgewerbe und Fabrikarbeit in der Berliner Wäsche-Industrie (Staats- und Socialwissenschaftliche Forschungen, Bd. 14, H. 2), Leipzig 1896 Quelle für zwei Fälle im Datensatz (Nummern 411–412) Um die Lebensverhältnisse von Arbeiterinnen in der Berliner Wäscheindustrie zu untersuchen, stellt F EIG die Jahresbudgets einer Plätterin und einer Näherin einander gegenüber. Die Budgets sind stark zusammengefasst dargestellt (Wohnung, Nahrung, Kleidung, Sonstiges, Sparen), jedoch um eine Beschreibung der Lebensumstände ergänzt. A LBRECHT (1912), S. 54/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 305 (Nr. 788)

[15]

Anonymus, Haushaltsrechnungen der minderbemittelten Klassen, in: Statistisches Jahrbuch der Stadt Berlin, 28. Jg. (1904), S. 200–204 Quelle für zwei Fälle im Datensatz (Nummern 424–425) Das Statistische Amt der Stadt Berlin erhob im Jahre 1903 unter der Leitung von Ernst H IRSCHBERG über Fragebögen die Haushaltsbudgets kleiner Beamten-, Handwerker- und Arbeiterhaushalte. Die im Statistischen Jahrbuch veröffentlichte Tabelle ist ein Auszug der für eine eigene Untersuchung gesammelten Daten.77 Die Fragebögen zu den Haushaltsbudgets wurden am Ende des Jahres über Gewerkschaften und ähnliche Organisationen verteilt; 1.155 gingen schließlich wieder im Statistischen Amt ein, von denen sich 908 als verwertbar erwiesen. Es handelt sich also nicht um die Ergebnisse von durchgehend geführten Haushaltsbüchern, sondern

74

75

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77

Otto Hüttmann, Die Nahrungs- und Genußmittel in Hamburger Lehrerhaushaltungen, in: HaushaltungsRechnungen hamburgischer Volksschullehrer, bearbeitet von der Statistischen Kommission der Gesellschaft der Freunde des vaterländischen Schul- und Erziehungswesens, Hamburg 1906, S. 29–79. Einnahmen und allgemeine Angaben zu den Haushalten siehe Schlorf (1906), S. 12, Ausgaben für Nahrung s. S. 16, für Kleidung S. 17, Wohnen S. 19, Heizung und Beleuchtung S. 20 und Sonstige Ausgaben S. 21. Haushaltungs-Rechnungen hamburgischer Volksschullehrer, bearbeitet von der Statistischen Kommission der Gesellschaft der Freunde des vaterländischen Schul- und Erziehungswesens, Hamburg 1906, S. 81–102. Haushaltsrechnungen Berlin (1904).

360 um „eine Schätzung anstelle der Rechnung, es ist ein Gutachten über Tatsachen an Stelle der Tatsachen.“78 Die Tabellen liefern leider keine einzelnen Haushaltsrechnungen, sondern nur aggregierte Daten, unterteilt nach Haushaltsgröße. Berufe wurden bei den Tabellen (aufgrund der Zusammenfassung der Daten) nicht angegeben. Über die Gesamtzahl der Haushaltungen einer entsprechenden Gruppe wird ein Haushaltsbudget erstellt, das die Haushaltsausgaben in 21 Posten unterteilt. Da es sich jedoch um Durchschnittswerte handelt, gehen diese Zahlen nicht in den Datensatz ein. Eine Ausnahme bilden die beiden Gruppen der 12- bzw. 13-Personen-Haushalte, die jeweils nur aus einem einzigen Haushalt bestehen und insofern Verwendung finden können.79 A LBRECHT (1912), S. 55/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 309 (Nr. 820)

[16]

Georg Brand, Die Wirtschaftsbücher zweier Pfarrhäuser des Leipziger Kreises im vorigen Jahrhundert. Ein Versuch zur Frage nach den Lebenskosten, Leipzig 1911 Quelle für zehn Fälle im Datensatz (Nummern 432–441) Haushaltsbudgets zweier protestantischer Pfarrhäuser, die auf Grundlage ausführlicher und sorgfältig geführter Wirtschaftsbücher der Pfarrhaushalte erstellt wurden. Die Angaben sind sehr detailliert in zahlreiche Kategorien geteilt. Darüber hinaus bietet diese Quelle noch eine Menge an qualitativen Informationen zu Haushaltsführung und Lebensstil in den untersuchten Pfarrhaushalten. Da die Budgets des einen Haushaltes für die Jahre 1814–17 und 1846–48 aufgenommen wurden und somit vor dem hier untersuchten Zeitraum liegen, gehen nur die zwischen 1870 und 1879 geführten Haushaltsrechnungen des anderen in den Datensatz ein. A LBRECHT (1912), S. 62/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 326 (Nr. 902)

[17]

Adolf Buchenberger, Die Lage der bäuerlichen Bevölkerung im Großherzogtum Baden, in: Bäuerliche Zustände in Deutschland, Bd. 3 (Schriften des Vereins für Socialpolitik, Bd. 24), Leipzig 1883, S. 237–307 Quelle für einen Fall im Datensatz (Nummern 442) Der Aufsatz enthält die Auflistung der jährlichen Einnahmen und Ausgaben eines Bauern und seiner fünfköpfigen Familie aus Baden. „Der Wirthschafter ist verheirathet, zwei Töchter im Alter von 17 und 13 Jahren sind zu Hause und helfen bei

78 79

Haushaltsrechnungen Berlin (1904), S. IV. Der Versuch, über die Erhebungsunterlagen die der Aggregation zugrunde liegenden Daten zu erhalten, schlug fehl. Über die Entstehung dieser Daten liegen im Landesarchiv von Berlin wahrscheinlich als Folge des Zweiten Weltkriegs keine Daten mehr vor.

361 den Feldarbeiten mit, der Schwiegervater lebt ebenfalls im Hause; zusammen 5 erwachsene Personen.“80 Die Haushaltsrechnung entstand aufgrund von Befragung, nicht auf der Grundlage der Führung eines Haushaltsbuches und stellt nach Aussage des Autors ein Jahr „mittlere[r] Erträgnisse“ dar. A LBRECHT (1912), S. 62/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 326 (Nr. 902)

[18]

[Friedrich Gottlob Engelhard] v. Nathusius, Die bäuerlichen Verhältnisse in der Provinz Posen, in: Bäuerliche Zustände in Deutschland, Bd. 3 (Schriften des Vereins für Socialpolitik, Bd. 24), Leipzig 1883, S. 1–51 Quelle für drei Fälle im Datensatz (Nummern 443–445) NATHUSIUS ‘ Untersuchung enthält die Haushaltsrechnungen dreier Bauern aus der Provinz Posen, die durch „Ermittlungen an Ort und Stelle“81 erhoben wurden. Sie diente dem Zweck, festzustellen, „ob und in wieweit in diesen national-ökonomisch so wichtigen Erwerbsklassen eine Steuerüberbürdung vorliegt.“82 Die Einnahmen und Ausgaben sind recht detailliert aufgelistet, auch Naturaleinnahmen und Subsistenz lassen sich problemlos sowohl den Einnahme- als auch den Ausgabekategorien zuordnen.

[20]

Hermann Beck, Lohn- und Arbeitsverhältnisse in der deutschen Maschinenindustrie am Ausgang des 19. Jahrhunderts. Zwei sozialstatistische Monographien, Diss. Berlin 1902 Quelle für fünf Fälle im Datensatz (Nummern 448–452) Die Dissertation betrachtet die für das Jahr 1899 mit Hilfe eines Fragebogens erhobenen jährlichen Einnahmen und Ausgaben von fünf Handarbeiterfamilien und einer Schlosserfamilie in der Umgebung von Magdeburg, um dadurch die „speziellen Lebenshaltungsverhältnisse“83 dieser Familien deutlich zu machen. Die Angaben sind hinreichend detailliert und lassen sich großteils eindeutig zuordnen; einzig die Kategorie „Verschiedenes, wie: geistige und materielle Genüsse, als: Theater, Konzert, Bier, Cigarren, Tabak u.s.w., für gemeinnützige und wohlthätige Zwecke“ musste als undifferenzierte Ausgabe (Variable UNDIFAUS) gebucht werden. W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 303 (Nr. 778)

80 81 82 83

Buchenberger (1883), S. 283. v. Nathusius (1883), S. 38. Ebenda. Beck (1902), S. 37.

362 [21]

Bruno Schoenlank, Die Fürther Quecksilber-Spiegelbelegen und ihre Arbeiter, Stuttgart 1888 Quelle für drei Fälle im Datensatz (Nummern 453–455) Zur Veranschaulichung der Lebensumstände der Arbeiterschaft in den Fürther Spiegelbelegen wurden die Haushaltsbudgets einer Arbeiterfamilie mit zwei Kindern, einer ledigen Arbeiterin und eines ledigen Arbeiters aufgeführt. Dargestellt wurden die wöchentlichen Ausgaben für Nahrungsmittel sowie die jährlichen Ausgaben für Miete und Bekleidung etc. Es ist anzumerken, dass die Einnahmen der Arbeiterfamilie nicht angegeben sind, auch die Einnahmen der Arbeiterin sowie des Arbeiters wurden nur geschätzt. Zur Ergänzung der Zahlenwerte werden die Lebensumstände der Arbeiter näher beschrieben.

[22]

Karl Bittmann, Arbeiterhaushalt und Teuerung, Jena 1914 Quelle für 69 Fälle im Datensatz (Nummern 456–514; 516–525) Untersuchung von 31 Arbeiterhaushalten im Zeitraum zwischen 1890 und 1913, wobei sich der größte Teil der Haushaltsbudgets jedoch auf die Jahre 1910–1913 bezieht. Jedem Haushalt wird eine kurze Beschreibung über Wohn-, Arbeits- und Lebensverhältnisse vorangestellt. Das Budget enthält die Einnahmen des Haushaltes und die Gesamtausgaben, die je nach Haushalt unterschiedlich detailliert aufgelistet sind. Für einen der Haushalte (Familie 25, S. 67–68) reichen die Informationen nicht aus, so dass nur 30 Haushalte in den Datensatz eingehen konnten.

[24]

Albert Gerstenberg, Die neuere Entwicklung des deutschen Buchdruck-Gewerbes in statistischer und sozialer Beziehung (Sammlung nationalökonomischer und statistischer Abhandlungen des staatswissenschaftlichen Seminars zu Halle a.d.S., Bd. 7, H. 2), Jena 1892 Quelle für drei Fälle im Datensatz (Nummern 531–533) Im Anhang dieser Untersuchung finden sich vier Haushaltsbudgets von Buchdruckerfamilien für den Zeitraum von 1857 bis 1890. Diese Budgets wurden verschiedenen Untersuchungen entnommen und stellen sich deshalb auch unterschiedlich detailliert dar. Es liegen folgende Haushaltsrechnungen vor: Budget einer Leipziger Buchdruckerfamilie (vier Personen) mit wöchentlicher Berechnung, das Angaben über Ausgaben für Wohnung, Nahrung, Kleidung, Heizung, Steuern und Bildung ausweist; dieses Budget wurde jedoch nicht in den Datensatz aufgenommen, da es nicht im Untersuchungszeitraum dieser Arbeit lag. Darüber hinaus findet sich das Budget einer Setzerfamilie (sechs Personen) aus Halle, welches sich in elf große Ausgabeposten gliedert sowie ein sogenanntes Haushaltsbudget einer Familie mit zwei Kindern aus dem Jahre 1886, das unter „Berücksichtigung der in Leipzig etc.

363 notwendigen Bedürfnisse, als Resultat einer von den Gehilfen erhobenen Enquête“ zustande kam.84 . Schließlich gibt es noch das Budget einer Familie (vier Personen) aus einer Mittelstadt der Provinz Hannover aus dem Jahre 1890, das Angaben über Nahrung, Kleidung, Wohnung, Steuern, Schule und Nebenkosten enthält. [25]

Josef Schoelkens, Die Gestaltung der Lebensmittelpreise in Cöln seit 1890 und ihre Bedeutung für die Haushaltskosten, in: Franz Eulenburg (Hrsg.), Kosten der Lebenshaltung in deutschen Großstädten. II. West- und Süddeutschland. (Schriften des Vereins für Socialpolitik, Bd. 145, H. 2), München/Leipzig 1914, S. 240–248 Quelle für einen Fall im Datensatz (Nummer 534) Ziel dieser Untersuchung war es, den Einfluss der Nahrungsmittelverteuerung auf die Haushaltskosten zu prüfen. Hierzu diente ein Wirtschaftsbuch, das in Anlehung an die Erhebung des Kaiserlichen Statistischen Amtes über minderbemittelte Familien85 von der Familie eines Schlossers (Ehepaar mit drei Kindern im Alter von 13, 10 und 2 Jahren) im Jahr 1908 geführt worden war. In der Untersuchung sind die Einnahmen der Familie sowie die Nahrungsmittelausgaben aufgeführt, nicht jedoch die sonstigen Ausgaben. W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 316 (Nr. 860)

[26]

Anonymus, Ausgaben der arbeitenden Klasse, in: Statistisches Jahrbuch der Stadt Berlin, 8. Jg. (1880), S. 164 ff. Quelle für zwei Fälle im Datensatz (Nummern 535–536) „Nachdem im Sommer an eine Anzahl geeigneter Persönlichkeiten Bücher verteilt worden waren, in welche die Ausgaben für Nahrungsmittel wöchentlich, die übrigen Ausgaben monatlich eingeschrieben werden sollten, hat leider nur in zwei Fällen eine vollständige Buchung stattgefunden, nämlich von Seiten eines unverheirateten Tischlergesellen und desgleichen Schlossergesellen.“86 Aus diesen Angaben wurde das Budget für das Jahr 1880/81 für beide Haushaltungen ermittelt. W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 296 (Nr. 747)

84 85 86

Gerstenberg (1892), S. 153. Kaiserliches Statistisches Amt (1909), hier als Quelle 57, siehe S. 379. Anonymus (1880), S. 164.

364 [28]

Rudolf Fuchs, Die soziale Lage der Pforzheimer Bijouteriearbeiter, Karlsruhe 1901 Quelle für 19 Fälle im Datensatz (Nummern 557–575) In dem an das Großherzogliche Ministerium des Inneren erstatteten und von der Badischen Fabrikinspektion herausgegebenen Bericht soll der „Zusammenhang [der Löhne] mit den Ernährungsverhältnissen und dem Grade der Befriedigung der Kulturbedürfnisse klar dargestellt werden.“87 Zu diesem Zweck wurden Angaben von neunzehn „Einzelaufnahmen“, die aus „Erhebungsbogen“ hervorgingen, aufgelistet. Die Haushaltsrechnungen der in der Pforzheimer Schmuckindustrie beschäftigten Arbeiter sind sehr unterschiedlich detailliert. Die Erfassung der Einnahmen der Arbeiterhaushalte erwies sich als vergleichsweise einfach, da „sie fast ausnahmslos aus der Fabrikarbeit entstammen“.88 Probleme entstanden eher bei der Schätzung des Wertes von Nahrungsmitteln, die einige Arbeiter in Subsistenz produzierten, oder Ausgaben, die „in größeren Intervallen und unregelmäßig wiederkehren,“89 wie Kleidung etc. Die Haushaltsrechnungen bestehen jeweils aus einer Auflistung der Ausgaben vom Haushaltsgeld und einer Zusammenstellung sämtlicher Einnahmen und Ausgaben. Ergänzt werden die statistischen Informationen um kurze Beschreibungen der Lebensumstände der untersuchten Familien sowie Aufstellungen über den Nährwert der konsumierten Lebensmittel. A LBRECHT (1912), S. 57/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 307 (Nr. 807)

[29]

L. Jacobi, Die Arbeitslöhne in Niederschlesien, in: Zeitschrift des Königl. Preuß. Statistischen Bureaus, 8. Jg. (1868), S. 326–340 Quelle für zehn Fälle im Datensatz (Nummern 1.779–1.788) JACOBI stützt sich in seiner Untersuchung auf Budgets von Familien verschiedener Landkreise Niederschlesiens für das Jahr 1867 sowie auf detaillierte Nachweise der üblichen Löhne. Es handelt sich ausdrücklich nicht um Erhebungen von Wirtschaftsrechnungen, sondern um auf wissenschaftlichen Schätzungen beruhende Budgets. „Jene Quellenauszüge sind ihrem materiellen Inhalt nach im Wesentlichen so wiedergegeben, wie uns die sachverständigen Darstellungen und Urteile vorlagen. Indessen haben wir uns durch Rückfragen, weitere Erkundigungen und eigene Beobachtungen bemüht, die Probe der Richtigkeit anzustellen, und manche Berichtigungen und Ergänzungen sind davon die Folge gewesen.“90 Die Ausführlichkeit der Angaben ist sehr unterschiedlich, so dass von den bei JACOBI angegebenen Budgets nur zehn in den Datensatz aufgenommen werden konnten. JACOBI liefert

87 88 89 90

Fuchs (1901), S. 159. Ebenda, S. 161. Ebenda. Jacobi (1868), S. 334.

365 die Angaben in preußischen Talern, Silbergroschen und Pfennigen, die in Mark und Pfennig umgerechnet wurden.91 Das Einkommen wurde teilweise als durchschnittlicher Tagelohn (Minimal- und Maximalwert) angegeben. Um dennoch einen ungefähren Anhalt für die Höhe des Jahreseinkommens zu haben, musste es deshalb bei den Fällen 1.782 und 1.787 pragmatisch aus den angegebenen Tagesätzen unter Annahme von 310 Arbeitstagen berechnet werden.92 A LBRECHT (1912), S. 53/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 296 (Nr. 746)

[30]

Erhebungen der Königlich Bayerischen Fabrik- und Gewerbeinspektoren über die Wirtschaftliche Lage der gewerblichen Arbeiter Bayerns. II. Teil. Lohnverhältnisse, Wohnungs- und Ernährungswesen (Beilagenheft zu den Jahresberichten für 1905), München 1906 Quelle für sechs Fälle im Datensatz (Nummern 590–595) Die Haushaltsbudgets von 15 fränkischen Handwerkerhaushalten werden in detaillierten Tabellen dargestellt. Zusätzlich werden die Lebens- und Familienverhältnisse wiedergegeben. Zehn Haushaltsbudgets beziehen sich auf lediglich 1-2 Monate und wurden deshalb nicht in den Datensatz aufgenommen, die übrigen fünf bezogen sich jedoch auf ein Jahr und konnten unproblematisch in den „Kölner Datensatz“ eingearbeitet werden. A LBRECHT (1912), S. 55/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 312 (Nr. 838)

[31]

Kaiserliches Statistisches Amt (Hrsg.), Zwei Wirtschaftsrechnungen von Familien höherer Beamter (Nebst einem Anhange: Wirtschaftsrechnungen von fünf minderbemittelten Familien). Zur Ergänzung der Erhebung von 1907, bearbeitet im Kaiserlichen Statistischen Amte von der Abteilung für Arbeiterstatistik (Reichs-Arbeitsblatt, Sonderheft 3), Berlin 1911 Quelle für 35 Fälle im Datensatz (Nummern 602; 604; 606–611; 1.192–1.218) Die Untersuchung ist methodisch genauso konzipiert wie die große Erststudie des Kaiserlichen Statistischen Amtes von 1907.93 Der Schwerpunkt der Studie liegt auf zwei Haushaltsrechnungen höherer Beamter.

91 92

93

Der Umrechnungskurs betrug: 300 Pfg. =ˆ 30 Sgr. =ˆ 1 Taler =ˆ 3 Mark. (Siehe Noback (1877), S. 254). Für die Arbeiterfamilie im Kreis Löwenberg (Fall 1.782) berechnet sich das Einkommen aus 310 Arbeitstage mit den Durchnittstagelöhnen von (6 + 12 Sgr.)/2 für den Mann und (5 + 7½ Sgr.)/2 für die Frau (Siehe Jacobi (1868), S. 335 Für einen Ziegelei-Arbeiter aus Muskau (Fall 1.787) wurde das Jahreseinkommen aus einem Tagelohn von 15 Sgr. („Bei Gedingearbeiten, z.B. in Ziegeleien und Torfgräbereien, kann ein fleissiger Mann ohne Ueberbürdung auf 15 Sgr. täglich gelangen.“) bei 310 Arbeitstagen berechnet (Siehe Ebenda, S.339). Kaiserliches Statistisches Amt (1909). Hier aufgenommen als Quelle 57, siehe S. 379.

366 Die Fälle 1.192–1.206 umfassen die Haushaltsbudgets eines höheren Beamten der preußischen Bauverwaltung für den Zeitraum von 1894 bis 1908. Die Angaben wurden den aus eigenem Antrieb heraus sorgfältig geführten Wirtschaftsbüchern entnommen und gemäß der Erhebung von 1907 bearbeitet. Die Einnahmebudgets scheinen hingegen nicht alle Zinseinnahmen aus Kapitalvermögen zu enthalten, das Saldo weist deshalb teilweise exorbitante Minusbeträge aus. Dieses Problem wurde bereits von den Bearbeitern im Kaiserlichen Statistischen Amt erkannt, aus diesem Grund stellen sie zusätzlich die Zu- und Abgänge des seit 1899 geführten Bankkontos des Hausherren dar, auf welches die bar nicht verbuchten Zinserträge eingingen. Die Herausgeber empfehlen, die in der Wirtschaftsrechnung ausgewiesenen Fehlbeträge mit den Abschlüssen des Bankkontos zu vergleichen. Da nach Auskunft des Haushalts das Kapitalvermögen in seiner Substanz nicht angetastet worden ist, stellen die Abgänge des Bankkontos also die Untergrenze des „Entsparens“ dar. Dementsprechend wurden die Variablen SONSTEIN , EINNAHME und SALDO angepasst und weichen insofern vom Saldo in der Quelle ab.94 Ähnlich verhält es sich mit den Fällen 1.207–1.218, sie umfassen die Haushaltsrechnungen eines Mitarbeiters eines staatlichen wissenschaftlichen Instituts in Berlin für den Zeitraum von 1899 bis 1910. Die Erstellung der Haushaltsrechnungen erfolgte wie oben. Zusätzlich sind der Untersuchung im Anhang zehn Budgets von fünf Haushalten „minderbemittelter Familien“ aus den Jahren 1907–09 beigefügt (sie sind als Fälle 602, 604 und 606–611 aufgenommen). Die Daten wurden aus den Wirtschaftsbüchern der Haushalte generiert. Die aufgeführten Rechnungen sind z. T. Fortsetzung der Erhebung des Jahres 1907. Das führt dazu, dass drei Budgets für 1907 nicht in den Datensatz aufgenommen werden konnten, da sie bereits in der ersten Untersuchung veröffentlicht worden waren.95 A LBRECHT (1914), S. 303/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 328 (Nr. 910)

[32]

Rudolf Fuchs, Die Verhältnisse der Industriearbeiter in 17 Landgemeinden bei Karlsruhe, Karlsruhe 1904 Quelle für 14 Fälle im Datensatz (Nummern 612–625) Die Einnahmen und Ausgaben der Industriearbeiter, die für den Bedarf an Nahrungsmitteln zum großen Teil auf eigene landwirtschaftliche Erzeugnisse zurückgreifen, sind in einer detaillierten Tabelle aufgeführt und werden im Text selbst verglichen und kommentiert. Die Ausgaben beziehen sich jeweils auf den Zeitraum eines Jahres. Daneben liefert F UCHS detaillierte Informationen zu einzelnen Haushalten;

94 95

Kaiserliches Statistisches Amt (1911), S. 6–7. Vgl. hierzu auch Flemming und Witt (1981), S. XIII, vor allem Anm. 30. Kaiserliches Statistisches Amt (1911), S. 32 bzw. 33.

367 dabei beschreibt er insgesamt 50 Familienhaushalte sowie acht Haushalte unverheirateter Arbeiter und sechs alleinstehender Frauen – viel mehr als die 14 mit ihren Einnahmen und Ausgaben aufgelisteten Haushalte.96 A LBRECHT (1912), S. 58/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 311 (Nr. 828)

[33]

Anonymus, Ausgaben der arbeitenden Klassen, in: Statistisches Jahrbuch der Stadt Berlin, 9. Jg. (1881), S. 136–138 Quelle für 29 Fälle im Datensatz (Nummern 626–654) In einer Tabelle sind die Ausgabe-Budgets von 14 Frankfurter und 15 Berliner Arbeiterhaushalten ausgewiesen. Alle Angaben beziehen sich auf das Jahr 1879. Auf die Unterschiede zwischen den Städten (Preise) wird eingegangen. Ansonsten sind die Angaben zu elf Positionen zusammengefasst und ließen sich zwar unproblematisch in den Datensatz eingliedern, über die rein statistischen Angaben sind jedoch keine weiteren Informationen gegeben. Entstanden sind die Daten auf Betreiben der statistischen Büros der beiden Städte, denen „durch Vermittelung eines großen gemeinnützigen Vereins eine Anzahl von Nachweisungen über die Jahresausgaben von Seiten kleiner Handwerker, Gesellen, Arbeiter und Arbeiterinnen“ zugetragen worden waren.“97

[34]

Heinrich Feuerstein, Lohn und Haushalt der Uhrenfabrikarbeiter des badischen Schwarzwaldes (Volkswirtschaftliche Abhandlungen der Badischen Hochschulen 7, 4. Erg.-Bd.), Karlsruhe 1905 Quelle für sieben Fälle im Datensatz (Nummern 655; 658; 661–662; 664–666) Die 26 bei F EUERSTEIN publizierten Haushaltsrechnungen Schwarzwälder Uhrenfabrikarbeiter basieren auf Erhebungen aus den Jahren 1903/04 und bewegen sich größtenteils im zeitlichen Rahmen zwischen einer Woche und mehreren Monaten; lediglich sieben Haushaltsrechnungen wurden für ein ganzes Jahr aufgestellt. Diese sieben sind die einzigen, die in den Datensatz aufgenommen wurden. In den Budgets sind Ausgaben für die einzelnen Lebensmittel sowie für Miete, Heizung etc. und eine Zusammenstellung der Einnahmen aufgeführt. Ergänzt werden die Tabellen durch kurze Beschreibungen der Lebensumstände der Familien. A LBRECHT (1912), S. 57/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 312 (Nr. 835)

96 97

Fuchs (1904), S. 223-265. Anonymus (1881), S. 136.

368 [35]

Max May, Zehn Arbeiterbudgets. Ein Beitrag zur Frage der ArbeiterwohlfahrtsEinrichtungen, Berlin 1891 Quelle für zehn Fälle im Datensatz (Nummern 681–690) In der Publikation werden Budgets von zehn in der Textilindustrie tätigen Arbeiter und deren Familien veröffentlicht. Die Analyse dieser Haushaltsrechnungen sollte den „Untersuchungen eines humanen Arbeitgebers, der sie bei den Arbeitern seiner Fabriken vornahm und zum Besten dieser Arbeiter“98 als Grundlage dienen. Aus der Gesamtzahl der für das Jahr 1890 erstellten Arbeiterbudgets wurden sieben entnommen, deren Haushalte vom betreffenden Arbeitgeber bezuschusst wurden und drei, die nicht weiter unterstützt werden mussten. Die Zahlen der Haushaltsrechnungen wurden von M AY abgerundet. Die Ausgaben der im einzelnen aufgeführten Lebensmittel sind für den Zeitraum von zwei Wochen (= 1 Lohnperiode) aufgelistet und dann auf das Jahr hochgerechnet. Da aber die übrigen Ausgaben für Miete, Kleider etc., ebenso wie die jeweiligen Zuschüsse des Arbeitgebers, als Summe über das ganze Jahr angegeben werden, wurden die Daten dennoch in den Datensatz integriert. A LBRECHT macht darauf aufmerksam, dass M AY die als naturale Unterstützung von den Fabrikbesitzern gewährte Freisuppe aus den Fabrikküchen nur als Einnahme verbuchte, ohne sie auf der Ausgabenseite auftauchen zu lassen.99 Dies wurde bei den betreffenden vier Haushaltsrechnungen (Fälle 682–684, 688) korrigiert, indem der Wert der Suppen den Nahrungsmittelausgaben zugeschlagen wurde. A LBRECHT (1912), S. 56 sowie S. 81–82

[36]

Richard v. Schlieben, Untersuchungen über das Einkommen und die Lebenshaltung der Handwerker im Bezirke der Amtshauptmannschaft Zittau, in: Zeitschrift des Königlich Sächsischen Statistischen Bureaus, 31. Jg. (1885), Nr. 3 und 4, S. 156–181 Quelle für 52 Fälle im Datensatz (Nummern 691–742) Zu Beginn seiner Untersuchung über die Lebensverhältnisse der Handweber der Umgebung von Zittau erläutert von Schlieben, warum er sie unternommen hat: „Die bei der Durchführung des Gesetzes, die Krankenversicherung der Arbeiter betreffend, vielfach gehörte Klage, die wirtschaftliche Lage der Handweber des Bezirkes gestatte denselben keine umfassende Betheiligung an der Krankenversicherung, gaben dem Verfasser erwünschten Anlaß, Erörterungen über die Lage der Handweberei im Bezirke der Hauptmannschaft Zittau, ausschließlich der Stadt Zittau, anzustellen, [. . . ] und, so weit möglich, sichere Unterlagen über die Lohnverhältnisse und die Lebenshaltung der Handweber zu gewinnen.“100

98 99 100

May (1891), S. 7. Albrecht (1912), S. 81–82. v. Schlieben (1885), S. 156–157.

369 Hierfür zog Schlieben vier verschiedene Quellen heran: Neben den Ergebnissen der Einkommenssteuerschätzung, der von Fabrikanten geführten Lohnlisten sowie Angaben über einzelne Stücklohnsätze ermittelte er mittels Fragebogen die Einnahmeund Ausgabenbudgets von 52 Handweber-Haushaltungen im Jahr 1885. Die Erhebung wurde „von mit mündlicher Instruction versehenen, mit der Handweberei und den örtlichen Verhältnissen vertrauten Personen geführt.“101 Die Ergebnisse dieser Befragung wurden in einer Tabelle in hinreichend detaillierter Form dargestellt.102 A LBRECHT (1912), S. 40, 55/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 300 (Nr. 770)

[38]

Haushaltsrechnungen und Wohnungsverhältnisse von 10 Barmer Arbeiterfamilien (Beiträge zur Statistik der Stadt Barmen, H. 5), Barmen 1909 Quelle für zehn Fälle im Datensatz (Nummern 750–759) An der Untersuchung des Kaiserlichen Statistischen Amtes von 1907103 beteiligte sich auch das Statistische Amt der Stadt Barmen. Von den ursprünglich 36 Familien, die sich an der Barmer Untersuchung beteiligten, führten lediglich zehn ihre Haushaltsbücher über ein volles Jahr und wurden in die Publikation aufgenommen. Für den Untersuchungszeitraum Februar 1907 bis Januar 1908 liegen also Haushaltsbudgets von zehn Familien kleiner Handwerker (Gesellen oder Gehilfen) aus Barmen vor. Die Ergebnisse werden in hinreichend ausführlichen Tabellen pro Haushalt dargestellt, die detaillierter sind als in der zusammenfassenden Publikation des Kaiserlichen Statistischen Amtes. Die bloßen Haushaltsrechnungen werden eingerahmt von kurzen verbalen Beschreibungen der Lebensumstände einschließlich einer weiterführenden Schilderung der Wohnverhältnisse. Zusätzlich liefert diese Quelle Informationen über die Erhebungsmodalitäten der Haushaltsrechnungen in Barmen104 sowie eine kurze Auswertung der Budgets durch einen vergleichenden Überblick über die Lebensverhältnisse der zehn Familien.105 A LBRECHT (1912), S. 59/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 314 (Nr. 847)

[39]

Vorstand des Deutschen Metallarbeiter-Verbandes (Hrsg.), 320 Haushaltsrechnungen von Metallarbeitern, Stuttgart 1909 Quelle für 320 Fälle im Datensatz (Nummern 760–1.079) Neben der Untersuchung des Kaiserlichen Statistischen Amtes stellt diese Untersuchung die zweite große Erhebung von Haushaltsrechnungen vor 1910 dar, die

101 102 103 104 105

v. Schlieben (1885), S. 164. Ebenda, S. 176–181. Kaiserliches Statistisches Amt (1909), hier aufgenommen als Quelle 57, siehe S. 379. Haushaltsrechnungen Barmen (1909), S. 3–8. Ebenda, S. 21 – 32.

370 auf einjährig geführten Rechnungsbüchern beruht. Die Erhebung begann ziemlich genau ein Jahr nach der oben genannten und wurde vom Metallarbeiter-Verband als wertvolle Ergänzung derselben verstanden. Obwohl sie freilich die Interessen des Verbandes nach einer Besserstellung seiner Mitglieder untermauern sollte, legte der Verband großen Wert darauf, dass sie „keine Tendenzschrift“ sein solle, „sondern in objektiver Weise zeigen [solle], wie sich die Lebensführung der Metallarbeiter gestaltet.“106 In der grundsätzlichen Anlage der Untersuchung weist diese Studie viele grundsätzliche Gemeinsamkeiten mit der obigen auf, während sie sich in Einzelheiten stark von ihr unterscheidet. Besonderheiten dieser Untersuchung im Kontrast zur obigen haben F LEMMING und W ITT in ihrer Einleitung zum Nachdruck beider Studien en detail herausgearbeitet, so dass eine ausführlichere Diskussion an dieser Stelle guten Gewissens unterbleiben kann.107 Ergänzt sei, dass diese Untersuchung eine der beiden Quellen der Studie La classe ouvrière et les niveaux de vie des französischen Soziologen Maurice H ALBWACHS darstellt.108 In diesem Werk findet sich ebenfalls eine gründliche Begutachtung der hier vorliegenden Quelle.109 Die hier präsentierten Budgets erfassen das Haushaltsjahr 1908. Die Untersuchung bietet eine Übersicht über Beruf und Beschäftigungsdauer des Haushaltsvorstandes, über das Einkommen insgesamt sowie getrennt nach Verdienst, Unterstützung, Verdienst der Familienangehörigen und sonstigen Einnahmen. Darüber hinaus gibt die Publikation Auskunft über die Lage und Größe der Wohnungen. Die Zahl der Familienmitglieder ließ sich nicht ohne Weiteres unserem Schema anpassen, da in den Tabellen lediglich die Anzahl der im Haushalt lebenden Erwachsenen und Kinder differenziert wurde, ohne diese nach Alter oder Verwandtschaftsbeziehungen zu kennzeichnen. Da jedoch im erläuternden Text vermerkt wurde, dass (a) mit einer Ausnahme immer ein Ehepaar den Haushalten vorstünde, (b) den Erwachsenen alle Haushaltsmitglieder ab 15 Jahren zugeschlagen wurden, (c) lediglich eine kleine Anzahl sonstiger Verwandter und keinerlei Bedienstete in den Haushalten lebten,110 und zusätzlich (d) das Alter des Haushaltsvorstandes mitgeteilt ist, wurde entschieden, die „Erwachsenen“ wie folgt auf den Variablen zuzuordnen: bei sehr jungen Haushaltsvorständen (unter 34 Jahren) wurde von einem Elternpaar ausgegangen, bei allen übrigen „Erwachsenen“ handelte es sich mit großer Wahrscheinlichkeit um Familienfremde, da jugendliche Kinder in diesen Haushalten wohl noch nicht 106 107 108

109 110

Vorstand des Deutschen Metallarbeiter-Verbandes (1909), S. 101. Siehe Flemming und Witt (1981), vor allem S. XXVII – XXXVI. Halbwachs (1913). Vgl. hierzu auch Maurice Halbwachs, Beitrag zu einer soziologischen Theorie der Arbeiterklasse, in: Jahrbuch für Soziologie, Bd. 2 (1926), S. 366–385, wieder abgedruckt als: Ders., Beitrag zu einer soziologischen Theorie der Arbeiterklasse, in: Stephan Eggers (Hrsg.), Maurice Halbwachs. Klassen und Lebensweisen. Ausgewählte Schriften (Maurice Halbwachs in der Édition discours, Bd. 2), Konstanz 2001, S. 47–70. Bei der zweiten von H ALBWACHS genutzten Arbeit handelt es sich um die schon häufig genannte Studie des Kaiserlichen Statistischen Amtes (Quelle 57). Ders. (1913), Livre II. Chapitre 4.B. Vorstand des Deutschen Metallarbeiter-Verbandes (1909), S. 22–23.

371 leben.111 Bei Haushaltsvorständen über 46 Jahren wäre es möglich, dass bis zu vier unter „Erwachsene“ auftauchendende leibliche Kinder auch tatsächlich erwachsen waren, bei einem über 44jährigen drei, bei einem über 42jährigen zwei und bei einem über 40jährigen eines. Dementsprechend ließ sich die maximal mögliche Zahl an Erwachsenen im Haushalt errechnen und mit den tatsächlich vorhandenen überschüssigen Erwachsenen abgleichen. Die nun noch Verbliebenen wurden als Jugendliche zwischen 14 und 18 Jahren gezählt und dementsprechend den Variablen KINDER und KDBERUF zugeschlagen.

Tabelle B.41: Variablenkonkordanz QUELLE 39 Variablenlabel

Quellen-Variablen

E - Einnahmen: E& MEINK E) FAMEINK E %' SOZIAL E %* SONSTEIN E %+ EINNAHME

Nr.

Variable

Einkommen des Mannes Einkommen von Frau und Kindern Soziale Zuwendungen Sonstige Einnahmen Gesamteinnahmen

̇ Verdienst d. Mannes ̇ Verdienst d. Familienangehörigen ̇ Unterstützungen ̇ Sonstige Einnahmen ̇ Einkommen insgesamt

F - Ausgaben: F* NAHRUNG

Nahrungsmittel insgesamt

F+ F %% F %& F %(

MIETE OFENLICH WOHNEN KLEIDUNG

Miete Heizung und Beleuchtung Wohnen insgesamt Kleidung

F %)

KOERPER

Körperpflege und Gesundheit

F %*

GEIST

Kultur geistige Betätigung

F %+ F %F &%

STEUER SONSTAUS AUSGABEN

Steuern und Versicherungen Sonstige Ausgaben Gesamtausgaben

̇ Nahrungsmittel ̇ Bier, Wein, sonstige Getränke ̇ Zigarren, Tabak ̇ Miete, Steuer, Dienstleistungen ̇ Heizung und Beleuchtung = Σ (F 7, F 11) ̇ Kleidung, Neuanschaffungen, Reparaturen ̇ Seife, Waschmittel, sonstige Ausgaben ̇ Arzt, Apotheke, Gesundheitspflege ̇ Schulbedarf, Schulgeld ̇ Bildung, Unterhaltung, Zeitungen ̇ Versicherungs- und Vereinsbeiträge ̇ Fahrgelder ̇ Die Gesamtausgaben im Jahre 1908 betrugen

G - Saldo: G% SALDO

111

Saldo der Einnahmen und Ausgaben

= F 21 - E 17

Diese Vorgehensweise wird dadurch bestärkt, dass es in der Erläuterung heißt, die Zahl der fremden Personen beträgt nur 2,5 Prozent.“ (Vorstand des Deutschen Metallarbeiter-Verbandes (1909), S. 23). Durch unser Verfahren erreicht der Anteil der Variablen ANDERE an ANZAHL 1,7% und kommt damit der Realität recht nahe.

372 Die Gesamtausgaben des Haushalts wurden in zwölf verschiedene Verwendungskategorien aufgeteilt: • Nahrungsmittel (wiederum in insgesamt 18 Positionen unterteilt), • Bier, Wein, sonstige Getränke, • Zigarren, Tabak, • Fahrgelder, • Seife, Waschmittel, sonstige Ausgaben, • Miete, Steuer, Dienstleistungen, • Heizung und Beleuchtung, • Schulbedarf, Schulgeld, • Versicherungs- und Vereinsbeiträge, • Kleidung, Neuanschaffungen, Reparaturen, • Arzt, Apotheke, Gesundheitspflege, • Bildung, Unterhaltung, Zeitungen. Man sieht, diese Kategorien weichen von denen der staatlichen Erhebung mehr oder minder stark ab. Zudem ist ihr Zuschnitt teilweise unglücklich gewählt. So lässt sich die genaue Ausgabe für alkoholische Getränke nicht ermitteln, da diese nur gemeinsam mit nicht-alkoholischen Getränken wie etwa Saft angegeben sind. Ähnliche Unschärfen ergeben sich für die Kategorien „Miete, Steuer, Dienstleistungen“, „Seife, Waschmittel, sonstige Ausgaben“ und „Bildung, Unterhaltung, Zeitungen“.112 Diese Undifferenziertheit überwog jedoch nicht den großen Wert der Erhebung als Quelle, so dass sie mit einem gewissen Pragmatismus in den Kölner Datensatz integriert wurde (siehe hierzu die Konkordanz in Tabelle B.41) – besagte Unschärfen zwangsläufig in Kauf nehmend. Diese Entscheidung wurde bestärkt durch die Tatsache, dass die schieren Zahlen der Haushaltsrechnungen um „Streiflichter auf die Lebenshaltung einzelner Familien“, Auszüge aus Zuschriften von 22 der

112

Vgl. hierzu Flemming und Witt (1981), S. XXXV. Allerdings irren F LEMMING und W ITT in der Annahme, die jährliche Miete könne mit Hilfe der Spalte „Die Wohnung kostet jährlich“ aus der QuellVariablen „Miete, Steuer, Dienstleistungen“ herausgerechnet werden. Der Wert der erstgenannten Spalte ist nämlich so häufig höher als der der letzteren (allein auf der ersten Tafel der Tabelle I fünfmal, nämlich in den Zeilen Altenburg 7, 9 und 10 sowie Bielefeld 2 und 9), dass man nicht mehr von Übertragungsfehlern ausgehen kann. Dieses Verfahren erschien also nicht sinnvoll, übrigens ebenso wenig der Versuch, die Spalte „Seife, Waschmittel, sonstige Ausgaben“ mittels der in Tabelle IV genannten Wochenwerte für „Seife, Soda, Waschmittel“ auf der einen und den „Sonstigen Ausgaben“ auf der anderen Seite auseinander zu dividieren. Vergleicht man den Jahreswert der Tabelle I mit der mit 52 multiplizierten Summe der Einzelwerte, bleibt stets ein nicht erklärbarer Rest zurück (Die erwähnten Tabellen finden sich in Vorstand des Deutschen Metallarbeiter-Verbandes (1909), S. 104–119: Tabelle I – Jahreswerte bzw. S. 144–159: Tabelle IV – Wochenwerte).

373 untersuchten Haushalte, ergänzt sind. Diese liefern einen zusätzlichen Einblick in die tatsächlichen Lebensumstände.113 A LBRECHT (1912), S. 59-60/ A LBRECHT (1914), S. 303/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 316 (Nr. 856)

[40]

Gertrud Hermes, Ein preußischer Beamtenhaushalt 1850–1890, in: Zeitschrift für die gesamte Staatswissenschaft, 76. Jg. (1921), S. 43–92, 268–295, 478–486 Quelle für 31 Fälle im Datensatz (Nummern 1.080–1.110) Gegenstand der Untersuchung Gertrud H ERMES ’ ist der Haushalt eines preußischen Juristen über den langen Zeitraum von 1859 bis 1890. Dabei handelte es sich nach Aussagen Armin T RIEBELs um den elterlichen Haushalt der Autorin. Der Haushaltsvorstand, ihr Vater, war Ottomar H ERMES (1826–1893), der 1884 in den Preußischen Staatsrat berufen wurde. Näheres zum familiären Hintergrund siehe bei T RIEBEL, der diesen Haushalt als eines von zwei Beispielen für die Lebensweise bürgerlicher Haushalte des gehobenen Mittelstandes verwendete.114 Die Verfasserin stellt ihrer Publikation folgende Einleitung voran: „[. . . ] unser Material aus 6 Folioheften bestehend, enthält nahezu für jedes Jahr in dem Zeitraum 1859–1880 einen doppelten Rechnungsbericht: 1. ein „Tagebuch“, 2. ein „Manual“, beide vom Hausherrn verfasst [. . . ] Im Tagebuch schrieb O. fortlaufend die Einnahmen und die täglichen Ausgaben an, summierte sie und zog alle Vierteljahre sowie am Jahresschluß die Bilanz, während er im Manual die Ausgaben am Ende eines Jahres in Gruppen ordnete, summierte und noch einmal gegen die Einnahmen aufrechnete Außerdem berechnete er im Manual den Prozentsatz der einzelnen Ausgabegruppen an der Jahreseinnahme.“115 Ab 1881 erfolgen die Eintragungen in Formulare, die sich der Hausherr, ein preußischer Staatsbeamter, anfertigen ließ und deren Rubriken mit denen der Manuale übereinstimmte. H ERMES verfolgt die Lebensführung eines Haushaltes, der sein Wesen mit dem beruflichen Aufstieg des Hausherren beträchtlich änderte: „An der Stelle des fast kleinbürgerlichen Charakters zu Anfang der Berliner Zeit [1862] trat eine Gestaltung des Lebens, wie sie in vermögenderen bürgerlichen Familien üblich war.“116 Dementspechend gliedert H ERMES ihre ausführliche Beschreibung der Lebensweise des Haushaltes in drei Phasen: die erste, in der der ursprünglich aus Berlin stammende Hausherr 33jährig „in die rheinische Provinzialhauptstadt berufen“ wurde.117 In Koblenz bekleidete er eine Stelle als Justitiar im Provinzialschulkollegium und

113 114 115 116 117

Vorstand des Deutschen Metallarbeiter-Verbandes (1909), S. 88–98. Triebel (1983), S. 293–316, v. a. S. 293-294, Anm. 2. Der zweite dort betrachtete Haushalt ist der des Karl von K ELLER, der in unseren Datensatz als QUELLE 56 und 138 einging (siehe S. 379 bzw. S. 419). Hermes (1921), S. 46–47. Ebenda, S. 90. Ebenda, S. 46.

374 pflegte jenen oben beschriebenen kleinbürgerlichen Lebensstil (1859–1861). Mit dem Antritt seiner zweiten Stelle, er wurde Oberkonsistorialrat beim Evangelischen Oberkirchenrat in Berlin, begann für den Haushalt eine Phase beruflichen wie gesellschaftlichen Aufstiegs (1862–1877). Seine Beförderung zum Präsidenten des Oberkirchenrats, leitet den dritten Abschnitt ein, in dem der Haushalt großbürgerliches Gepräge zeigt - so erwähnt die Autorin bspw. das Diner, das der Hausherr regelmäßig zu Kaisers Geburtstag für zwanzig Gäste gab.118 Der Vollständigkeit halber sei noch angefügt, dass Ottomar H ERMES 1882 zum Wirklichen Geheimen Rat ernannt wurde.119 Genauso ausführlich wie die Beschreibungen der Lebensführung sind die statistischen Angaben, die, in 25 Ausgabenrubriken gegliedert, den Haushaltsbüchern entstammen.120 [41]

Franz Thieme, Die Entwicklung der Preise und ihre Bedeutung für die wirtschaftliche Lage der Bevölkerung in der Stadt Halle, in: Franz Eulenburg (Hrsg.), Kosten der Lebenshaltung in deutschen Großstädten. I. Ost- und Norddeutschland, erste Hälfte (Schriften des Vereins für Socialpolitik, Bd. 145, H. 1), München/Leipzig 1914, S. 1–118 Quelle für einen Fall im Datensatz (Nummer 1.256) T HIEME beschäftigt sich mit der Ernährungssituation verschiedener Schichten in Halle an der Saale sowie mit dem Einfluss der Preisentwicklung zwischen 1880 und 1910 hierauf. Im Anhang veröffentlicht er 32 Haushaltsbudgets. Hierbei handelt es sich in großen Teilen jedoch nicht über selbst erhobene Originaldaten, sondern um Zitate anderer Untersuchungen. Einzig das auf den Seiten 116–117 abgedruckte Budget einer hallensischen Beamtenfamilie entstammt einer vorher unpublizierten Erhebung und wurde deshalb als einziges aufgenommen. Die Familie umfasste neben den Eltern drei erwachsene Kinder und einen Dienstboten. Das Budget errechnet sich auf der Basis eines für das Jahr 1909 geführten „Wirtschaftsbuches für deutsche Beamtenfrauen“ und gibt die Ausgaben des Haushaltes hinreichend detailliert wieder.

[44]

Henriette Fürth, Der Haushalt vor und nach dem Kriege dargestellt an Hand eines mittelbürgerlichen Budgets, Jena 1922 Quelle für einen Fall im Datensatz (Nummer 1.158)

118 119

120

Hermes (1921), S. 276. Die genaueren Ausführungen zum Werdegang des Ottomar H ERMES entstammen dem Personenregister von Hartwin Spenkuch (Bearb.), Die Protokolle des Preussischen Staatsministeriums 1817–1934/38 (Acta Borussica, neue Folge, Bd. 8), Hildesheim u. a. 2003, S. 547. Hermes (1921), S. 288–289.

375 Anhand der Untersuchung des Budgets eines „vorsorglich und umsichtig“121 geführten Haushalts einer mittelbürgerlichen Familie für die Jahre 1913/14, 1920 und 1921 soll gezeigt werden, dass die „Ernährung und gesamte Lebenshaltung [. . . ] sich erheblich verschlechtert hat“ und „dass das Maß dieses Niedergangs durch besondere hauswirtschaftliche Tüchtigkeit [. . . ] etwas eingeschränkt werden kann.“122 Die im Mittelpunkt der Publikation stehende Familie besteht aus sechs Personen (plus einer Hausangestellten). Der Mann ist als Beamter, die Frau als Schneiderin tätig. In außergewöhnlich detaillierten Tabellen werden Einnahmen und Ausgaben der Familie aufgeführt. Es handelt sich um dieselbe Familie, die Henriette F ÜRTH bereits in ihrer früheren Untersuchung (hier: Quelle 49) zum Forschungsgegenstand machte, die Aufgliederung der Quellendaten erfolgte dann auch nach demselben Schema wie unten bei Quelle 49 erläutert.123 In den Datensatz wurden nur die Anschreibung integriert, die vom 01.10.1913 bis 30.09.1914 geführt worden ist, sie wurde mit 1914 bezeichnet. [45]

Richard Ehrenberg, Aus Beamten-Haushaltungen, in: Thünen-Archiv. Organ für exakte Wirtschaftsforschung, Bd. 2 (1907), Nr. 3, S. 316–346 Quelle für 31 Fälle im Datensatz (Nummern 1.161–1.191) E HRENBERG stellt in einer Einleitung die Bedeutung der Untersuchung von privaten Haushaltsrechnungen heraus und beruft sich explizit auf die Vorarbeiten Ernst E NGELs. Er kritisiert die Erhebung des statistischen Reichsamtes, da sich das so gesammelte Material als unzureichend erweisen werde, denn: „die Haushalts-Statistik ist für schematischen Massenbetrieb durchaus nicht geschaffen.“124 E HRENBERG stellt dagegen die Vorteile von sehr langfristigen Untersuchungen heraus. Im zweiten Abschnitt veröffentlicht er den auf Haushaltsrechnungen beruhenden Bericht des E. B., eines höheren Beamten.125 Abschließend kommentiert er das Material. Bei dem veröffentlichten Material handelt es sich um Haushaltsbudgets für die Jahre 1876–1906 auf der Basis von Angaben in den sorgfältig geführten Wirtschaftsbüchern des besagten höheren Beamten. Aus denen lassen sich sowohl die ordentlichen und außerordentlichen Einnahmen ersehen als auch die jährlichen Ausgaben, die in eine größere Zahl von Einzelposten auseinandergerechnet vorliegen. A LBRECHT (1912), S. 62/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 327 (Nr. 907)

121 122 123 124 125

Fürth (1922), S. 7. Wilhelm Gerloff, Wirtschaftsführung und Haushaltungsaufwand deutscher Volksschullehrer, in: Archiv für Sozialwissenschaft und Sozialpolitik, Bd. 30 (1910b), S. 381–424, hier: S. 10. Fürth (1907). Ehrenberg (1907), S. 317. E. B., Ein Beamten-Haushalt 1876-1906, in: Thünen-Archiv. Organ für exakte Wirtschaftsforschung, 2. Jg. (1907), 3. H., S. 318–346.

376 [49]

Henriette Fürth, Ein mittelbürgerliches Budget über einen zehnjährigen Zeitraum nebst Anhang „Die Verteuerung der Lebenshaltung im Lichte des Massenkonsums“, Jena 1907 Quelle für zehn Fälle im Datensatz (Nummern 1.232–1.241) Henriette F ÜRTH verfolgt das Wirtschaften eines bürgerlichen Frankfurter Haushalts von Oktober 1896 bis Ende September 1906. Der Haushaltsvorstand war von 1896 bis 1900 als selbständiger Kaufmann tätig, danach veräußerte er sein Geschäft und nahm eine beamtete Stellung an. Die Autorin stellte anhand der von ihr ermittelten Haushaltsrechnungen sowohl eine monetäre als auch eine physiologische Bilanz des Haushaltens der beschriebenen Familie auf. Die Erhebung der Daten erfolgte mittels gut geführter Haushaltsbücher, die ermöglichten, „durch genaue und allseitige Aufzeichnungen ein auch nach der Zahlenseite scharf umrissenes Bild ihrer gesamten Lebensführung zu gewinnen.“126 Einnahmezahlen existieren nur für die Jahre 1901 bis 1905, da vorher „ein Teil der Haushaltsspesen ins Geschäft eingerechnet wurde, und eine regelmäßige Buchung aller Haushaltseinnahmen nicht stattfand.“127 Die Einnahmezahlen, die im Datensatz auftauchen, weichen von den Gesamteinnahmen der Quelle insofern ab, dass Entnahmen aus Sparguthaben nicht hinzugezählt wurden, sondern nun als Fehlbetrag im Saldo die wirkliche Vermögensänderung (Sparen – Entsparen) darstellen. Die Ausgabebudgets ergeben sich aus sehr detaillierten Angaben, die sich wie in Tab. B.42 aufgelistet unproblematisch den einzelnen Kategorien des Kölner Datensatzes zuordnen ließen. Eine Abweichung zu den Angaben des Erhebnungszeitraums in der Quelle ergeben sich dadurch, dass die in der Quelle mit 1896/97 bezeichneten Daten (Erhebungszeitraum: 01.10.1896 bis 30.09.1897) im Datensatz aus methodischen Gründen als Angaben für das Jahr 1897 usw. bezeichnet werden mussten. Demgemäß lauten die Jahresangaben der Fälle 1897-–1906. A LBRECHT (1912), S. 61/ A LBRECHT (1914), S. 303/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 314 (Nr. 848)

[50]

[J.] Hartwig, Haushaltungsbudgets. Ihre Bedeutung für die Armenpflege, in: Jahrbuch der Fürsorge, 1. Jg. (1906), S. 65–83 Quelle für acht Fälle im Datensatz (Nummern 1.242–1.249) „Frau Geheimrat H ARTWIG“, wie sich die Autorin in der Überschrift des Aufsatzes bezeichnen lässt, verfolgte mit ihrer Arbeit die paternalistische – in diesem Falle wohl eher maternalistische – Absicht, arme Leute zu sparsamem Haushalten anzuregen. Sie präsentiert hierzu Haushaltsbudgets von insgesamt acht Frankfurter

126 127

Fürth (1907), S. 9. Ebenda, S. 31.

377 Tabelle B.42: Variablenkonkordanz QUELLE 49, (nur Ausgaben) Nr. F1

F2

Variable TIER

PFLANZE

Variablenlabel Tierische Lebensmittel

Pflanzliche Lebensmittel

F3

GETRAENK

Getränke

F4

GENUSS

Genussmittel

F7 F8

MIETE HAUSRAT

Miete Hausrat

F9

OFEN

Heizung

Quellen-Variablen ̇ Fleisch ̇ Geflügel ̇ Schinken, Wurst ̇ Käse, Heringe ̇ Fett, Schmalz ̇ Eier ̇ Butter ̇ Zucker ̇ Salz, Gewürz ̇ Mehl, Reis, Gries ̇ Kartoffeln ̇ Hülsenfrüchte ̇ Gemüse ̇ Obst, Honig ̇ Schwarzbrot ̇ Weißbrot ̇ Backwerk ̇ Salatöl u. Essig ̇ Milch ̇ Kaffee ̇ Tee, Schokolade ̇ Wein, Likör ̇ Bier, Apfelwein u. Mineralwasser ̇ Delikatessen ̇ Tabak und Cigarren ̇ Hausmiete ̇ Materialwaren ̇ Haus- und Küchengerät ̇ Glas und Porzellan ̇ Irdenes Geschirr ̇ Merceriewaren ̇ MobiliarNeuanschaffungen ̇ Ausgabe für Handwerker ̇ Holz ̇ Kohlen

Nr. Variable F 10 LICHT F 14 KLEIDUNG

F 15 KOERPER F 16 GEIST

F 17 STEUER F 18 FREIZEIT F 19 SONSTAUS

Variablenlabel Licht

Quellen-Variablen ̇ Gas ̇ Licht, Petroleum Kleidung ̇ Wäsche ̇ Frauenkleidung ̇ Herrenkleidung ̇ Kinderkleidung ̇ Hüte ̇ Leibwäsche ̇ Bettwäsche ̇ Schuhwerk Körperpflege ̇ Seife und Gesundheit ̇ Arzt ̇ Apotheke Kultur, geistige ̇ Schreibwaren Betätigung ̇ Privatstunden ̇ Nähstunde ̇ Schulbücher ̇ Zeitungen ̇ Musikalien ̇ Porto ̇ Theater, Konzerte Steuern ̇ Steuern und Schulgeld ̇ Lebensversicherung Freizeit und ̇ Vereinsbeiträge Vergnügen ̇ Ausflüge, Wirtshaus ̇ Reisen Sonstige ̇ Eis Ausgaben ̇ Löhne für Dienstboten ̇ Tagelöhne ̇ Trinkgelder etc. ̇ Häusliche Bedürfnisse: Verschiedenes ̇ Beiträge für milde Zwecke ̇ Geschenke ̇ Trambahn ̇ Sonstige Ausgaben: Verschiedenes

Familien. Hierbei handelt es sich allesamt um unter- oder kleinbürgerliche Haushalte (kleine Beamte, Arbeiter, Invalide und eine Witwe). Ergänzt werden die Budgetrechnungen durch sehr genaue Angaben zur Ernährungssituation der Haushalte. Vier der Haushaltsrechnungen werden im Fließtext en detail präsentiert, vier in einer anhängenden Tabelle. Die Haushaltsrechnungen werden in der Quelle zwar teils als Monats- teils als Wochenbudgets angegeben, diese sind jedoch entstanden durch Division der eigentlich erhobenen jährlichen Angaben, was die Aufnahme der Daten in den Datensatz rechtfertigt. A LBRECHT (1912), S. 58/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 310 (Nr. 822)

[51]

Hermann Scheffler, Beteiligung am Gewinne und Nationalversorgung, Braunschweig 1876 Quelle für vier Fälle im Datensatz (Nummern 1.251–1.252; 1.254–1.255)

378 S CHEFFLER legt die Haushaltsrechnungen einer Beamtenfamilie und einer Arbeiterfamilie aus Braunschweig für 1850, 1870 und 1876 vor, wobei freilich nur die Daten für 1870 und 1876 aufgenommen wurden. Er gibt Ausgabewerte in Talern und Silbergroschen an, die in Mark und Pfennig umgerechnet wurden.128 Die Angaben sind hinreichend differenziert und ließen sich unproblematisch in den Kölner Datensatz integrieren. W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 297 (Nr. 756)

[54]

Wilhelm Gerloff, Haushaltsrechnungen zweier Volksschullehrer, in: Annalen des Deutschen Reiches für Gesetzgebung Verwaltung und Volkswirtschaft. Rechts- und staatswissenschaftliche Zeitschrift und Materialsammlung, Bd. 41 (1908a), Nr. 3, S. 180–207 Quelle für neun Fälle im Datensatz (Nummern 1.258–1.266) Die Publikation enthält sowohl die Budgets eines Stettiner Lehrers (4-PersonenHaushalt) für den Zeitraum von 1901 bis 1907 bei monatlicher Erhebung von Januar bis Dezember des Haushaltsjahres als auch die eines Krefelder Lehrers (2-PersonenHaushalt) für die Jahre 1904 bis 1907 bei monatlicher Erhebung. Die Ausgabedaten sind hinreichend in Bedarfsgruppen gegliedert, die Ausgaben für Nahrungsmittel werden noch einmal zusätzlich aufgefächert dargestellt. G ERLOFF vergleicht die prozentuale Ausgabenstruktur der von ihm erhobenen Haushaltsrechnungen mit den Ergebnissen zweier anderer Untersuchungen über die Lebensverhältnisse Hamburger Volksschullehrer, aufgenommen als Quelle 12,129 und kleiner Postbeamten, aufgenommen als Quelle 127.130 W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 328 (Nr. 913)

[55]

Gerd Friederich, Die Volksschule in Württemberg im 19. Jahrhundert, Diss. Tübingen 1978 Quelle für sechs Fälle im Datensatz (Nummern 1.267–1.271, 4.181) Enthält die Haushaltsbudgets einer kleinen Lehrerfamilie (3-Personen-Haushalt) für die Jahre 1890, 1895, 1900, 1905 und 1909. Friederich zitiert die Daten nach einem Artikel der Zeitschrift „Das Lehrerheim.“131 Abgesehen davon, dass der Posten „Haushaltsgeld“, der wohl hauptsächlich die Aufwendungen für Nahrungsmittel aber auch andere kleine Posten umfasst, nur

128 129 130 131

Der Umrechnungskurs betrug: 300 Pfg. =ˆ 30 Sgr. =ˆ 1 Taler =ˆ 3 Mark. (Siehe Noback (1877), S. 254). Haushaltungs-Rechnungen hamburgischer Volksschullehrer (1906). Anonymus (1903a). Das Lehrerheim. Freie württembergische Lehrerzeitung, Bd. 25 (1910), S. 351.

379 en bloc aufgeführt ist, sind die Aufstellungen hinreichend detailliert. Das Haushaltsgeld wurde im Kölner Datensatz der Spalte Nahrung zugeschlagen. Über die statistischen Daten hinaus gibt der Text keine Auskunft über die Haushaltsführung der Lehrerfamilie. Aus derselben Quelle stammt auch die Haushaltsrechnung einer Stuttgarter Lehrerfamilie, die vor allem dadurch auffällt, dass der Haushalt über eine unentgeltliche Dienstwohnung verfügt, die nicht in den Ausgaben verbucht wurde. Vom Aufbau her gleicht dieses Wirtschaftsbudget den fünf vorhergehenden. [56]

Karl v. K[eller], Wirtschaftsrechnungen, in: Zeitschrift für die gesamte Staatswissenschaft, 62. Jg. (1906), Nr. 1, S. 701–738 Quelle für zehn Fälle im Datensatz (Nummern 1.272–1.276; 1.669–1.673) Die Grundlage dieser Haushaltsbudgets bildet ein vom Haushaltsvorstand „Karl von K.“ eigens entworfenes Wirtschaftsbuch, das seine Frau von 1895 bis 1905 zehn Jahre sorgfältig führte. Auf der Basis dieses Wirtschaftsbuches stellte Karl von K. eine Wirtschaftsstatistik zusammen, die einen Einblick in das Einkommen und die Ausgabenstruktur dieses Haushalts gewährt. Die tabellarisch angegebenen einzelnen Ausgabeposten ließen sich den Variablen des Kölner Datensatzes gemäß Tab. B.43 zuordnen. Karl v. K. hieß mit vollem Namen von K ELLER, er veröffentlichte – unter vollem Namen – eine Fortsetzung seiner Wirtschaftsrechnungen bis 1907 in einer monographischen Publikation.132 Dieser Haushalt diente in einem Aufsatz Armin T RIEBELs als Beispiel für die Lebensführung im gehobenen Mittelstand. Dort findet sich eine ausführliche inhaltliche Begutachtung dieser Quelle.133 A LBRECHT (1912), S. 61/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 328 (Nr. 912)

[57]

Kaiserliches Statistisches Amt (Hrsg.), Erhebung von Wirtschaftsrechnungen minderbemittelter Familien im Deutschen Reiche (Reichs-Arbeitsblatt, Sonderheft 2), Berlin 1909 Quelle für 757 Fälle im Datensatz (Nummern 1.277–1.287; 1.290; 1.299–1.379; 1.444–1.536; 1.540–1.650; 1.654–1.667; 1.674–1.700; 1.800–1.982; 2.002–2.237) Diese Studie des Kaiserlichen Statistischen Amtes stellt die erste Erhebung deutscher Haushaltsrechnungen im großen Stil dar. Dementsprechend große Beachtung wurde ihr bereits von den Zeitgenossen, aber auch in späteren wissenschaftlichen Veröffentlichungen zu Teil. Von den in den Kölner Datensatz aufgenommenen Quellen ist diese hier die umfangreichste. Durch ihre große Fallzahl und ihren Charakter

132 133

v. Keller (1908). Diese Monographie wurde als Quelle 138 in den Kölner Datensatz integriert. Vgl. hierzu Albrecht (1912), S. 61. Triebel (1983), S. 283–293.

380 Tabelle B.43: Variablenkonkordanz QUELLE 56, (nur Ausgaben) Nr. F%

Variable TIER

Variablenlabel Tierische Lebensmittel

F&

PFLANZE

Pflanzliche Lebensmittel

F'

GETRAENK

Getränke

F(

GENUSS

Genussmittel

F+ F,

MIETE HAUSRAT

Miete Hausrat

FF %$ F %(

OFEN LICHT KLEIDUNG

Heizung Licht Kleidung

Quellen-Variablen ̇ Fleisch, Fleischwaren, Fische ̇ Eier ̇ Butter, Schmalz, Honig ̇ Backwaren ̇ Trockene Gemüse, Mehl ̇ Frische Gemüse ̇ Obst, gedörrt und frisch ̇ Kaffee, Tee, Kakao ̇ Milch, Sahne ̇ Wein, Bier, Selterwasser ̇ Wohnung ̇ Haus- und Wirtschaftsgeräte ̇ Uhrmacher, Goldarbeiter ̇ Feuerung ̇ Beleuchtung ̇ Schneider, Schneiderin ̇ Schuhmacher ̇ Wäsche ̇ Hüte, Schlipse, Handschuhe

Nr. F %)

Variable KOERPER

F %*

GEIST

F %+

STEUER

F %,

FREIZEIT

F %-

SONSTAUS

Variablenlabel Quellen-Variablen Körperpflege ̇ Seife, Soda und Gesundheit ̇ Friseur, Körperpflege ̇ Arzt und Apotheker Kultur geistige ̇ Bücher, Papier Betätigung ̇ Zeitungen, Inserate ̇ Schulgeld Steuern ̇ Steuern und Abgaben ̇ Feuerversicherung ̇ Lebensversicherung ̇ Krankenkasse ̇ Unfallversicherung ̇ Alters- und Invalidenkasse ̇ Begräbniskasse ̇ Militärdienstversicheru ng Freizeit und ̇ Umzüge, Reisen, Vergnügen Porti ̇ Vereine, Vergnügungen Sonstige ̇ Bedienung, Ausgaben Waschfrau ̇ Geschenke, Unterstützungen ̇ Zinsen

als erste „amtliche“ Erhebung stand sie häufig alleine im Mittelpunkt von Arbeiten, die sich mit Verbrauchsstrukturen des Kaiserreichs beschäftigten.134 Sie kann mit Recht als die am besten erforschte unter den in unseren Datensatz eingehenden Studien angesehen werden.135 Dementsprechend kann ihre quellenkritische Würdigung an dieser Stelle knapp und auf die konkrete Integration in den Datensatz fokusiert bleiben. Aus heutiger Sicht ist zu dieser Studie anzumerken, dass sie den Anforderungen, die die moderne Statistik an Repräsentativität solcherlei Untersuchungen stellt, nur in begrenztem Umfang gerecht wird. Bereits unter den Zeitgenossen fand sie zahlreiche Kritiker.136 Bei allen methodischen Problemen in Erhebungsmodus und Bearbeitung der Daten, die in der Literatur seit ihrer Entstehungszeit bis heute vielfältig dargestellt und diskutiert wurden, stellt diese Untersuchung dennoch „eine für die Sozialgeschichtsschreibung [. . . ] einzigartige Quelle mit außerordentlich dichten Informationen über die konkreten Lebensbedingungen von qualifizierten Arbeitern“137 dar. Insgesamt umfasst die Untersuchung des Kaiserlichen Statistischen Amtes 852 Haushaltsrechnungen sogenannter „minderbemittelter“ Haushaltungen, also Familien, die - so zumindest das ursprüngliche Ansinnen des Amtes - über ein 134 135 136 137

Euler (1969), Wiegand (1982), Spree (1987) und Ders. (1997). Unter den modernen quellenkritischen Würdigungen und Untersuchungen dieser Quelle sollen hier Flemming und Witt (1981), Wiegand (1982) und Triebel (1991b), Bd. 2, S. 38–65 hervorgehoben werden. Zu nennen wären hier Gerloff (1910a) bzw. Ders. (1910b), Günther (1909/10), Schiff (1914), etwa S. 56 und auch Bücher (1907). Vgl. hierzu Kap. 3., 65. Flemming und Witt (1981), hier: S. XLVII.

381 Einkommen von unter 3.000 Mark pro Jahr verfügten.138 Auch wenn schließlich 116 Haushaltbudgets höhere Einnahmen aufweisen und das höchste ermittelte Einkommen (das eines Lehrerhaushaltes aus Berlin-Schönefeld) sogar bei über 8.800 Mark liegt, handelt es sich im Schnitt eher um die Haushaltungen von gelernten Arbeitern, Angestellten und kleineren bis mittleren Beamten: Fast 86 Prozent aller Haushalte haben ein Jahreseinkommen zwischen 1.000 und 3.000 Mark. Eine Haushaltsrechnung wurde wegen eines als zu hoch erachteten und zudem untypischen Einkommens (9.129,75 Mark, davon 6.421,– Mark aus Vermietung von Räumen im eigenen Hause) von der Auswertung ausgeschlossen. Sie wurde aber dennoch im Anhang wiedergegeben und konnte so in den Datensatz aufgenommen werden.139 Die Haushaltsrechnungen wurden aus der Auswertung von standardisierten Haushaltsbüchern, die durch das Kaiserliche Statistische Amt für die Dauer eines Jahres ausgegeben worden waren, aufgestellt. Die Ausführung delegierte das Kaiserliche Statistische Amt an die statistischen Behörden der Kommunen, an Krankenkassen, Gewerkschaften und sonstige Arbeitervereine. Dementsprechend unterschiedlich waren die Ergebnisse. Drei kommunalstatistische Ämter, die der Städte Barmen, Breslau und München, veröffentlichten ihre Daten nach der Aufnahme noch einmal selbst und zwar in größerer Ausführlichkeit als in der vorliegenden Quelle.140 Aus diesem Grunde wurden die betreffenden 10 Barmer, 67 Breslauer und 19 Münchener Haushaltsrechnungen nicht aus der vorliegenden Quelle aufgenommen, sondern aus den detaillierteren Quellen. Deshalb fanden von den 852 veröffentlichten Haushaltsrechnungen nur 756 Fälle Eingang in den Datensatz. Nicht unerwähnt bleiben soll, dass diese Studie eine der beiden Grundlagen der Arbeit des französischen Soziologen Maurice H ALBWACHS darstellt.141 Er untersuchte die dort enthaltenen Budgets der Arbeiterhaushalte hinsichtlich der Frage, ob der Konsum das Bild einer einheitlichen Arbeiterklasse stütze oder ob sich unterschiedliche – vom Einkommen oder der familiären Situation abhängige - Konsummuster finden ließen. Als Grundlage seiner Untersuchung dient eine gründliche Begutachtung der hier vorliegenden Quelle.142 In einer zeitgenössischen Rezension der Arbeit H ALBWACHS ’ findet sich insofern zu Recht die Würdigung, dass mit ihr „der Wunsch des Deutschen kais. Stat. Amtes, dass das Tatsachenmaterial eine

138 139

140 141 142

Kaiserliches Statistisches Amt (1909), S. 6*. Es handelt sich hierbei um den Fall 1.282. In der Quelle findet sich dieser Fall in einem Anhang gemeinsam mit 93 weiteren ausgemusterten Haushaltsrechnungen, die sich allerdings über weniger als ein Jahr erstrecken und deshalb nicht in den Datensatz integriert wurden (Ebenda, S. 211–229). Barmen: Haushaltsrechnungen Barmen (1909) (erfasst als Quelle 38); Breslau: Neißer (1912) (Quelle 117); München: Conrad (1909) (Quelle 11). Halbwachs (1913). Vgl. hierzu auch Ders. (2001). Bei der zweiten von H ALBWACHS genutzten Arbeit handelt es sich um die Studie des Metallarbeiterverbandes (Quelle 39). Ders. (1913), Livre II. Chapitre 4.A., S. 254-300.

382 wissenschaftliche Verwertung finden möge [. . . ] in Erfüllung gegangen“143 sei. Rezeptionsgeschichte und Kritik dieser Erhebung sollen wie gesagt über diesen Hinweis hinaus hier nicht weiter aufgerollt werden, dies erfüllen bereits zwei der oben bereits erwähnten modernen Arbeiten.144 Vor allem die Dissertation Armin T RIEBELs geht dezidiert auf die Probleme ein, die sich bei der Erschließung der Daten der Reichserhebung für die moderne Forschung ergeben. Mit seinen Daten wurde diese Quelle des Kölner Datensatzes abgeglichen und Aufnahmefehler wurden ausgemerzt. Darüber hinaus konnte T RIEBELs akribische Vorarbeit hinsichtlich einer inhaltlichen Korrektur fehlerhafter Ursprungsdaten genutzt werden.145 Grundsätzlich ließen sich die Quelldaten einfach mit der Kategorisierung des Kölner Datensatzes zur Deckung bringen (Vgl. hierzu die Konkordanz der Ausgabewerte in Tab. B.44). Einige kleine Anmerkungen sind allerdings noch zu machen: Teilweise finden sich in den Fußnoten zu den einzelnen Fällen Hinweise auf Ausgaben für Reisen. Wo dies der Fall war, wurden diese Ausgaben aus dem Betrag der Gesundheits- und Körperpflege herausgerechnet und der Variable FREIZEIT zugeschlagen. Um einen Einblick in das Spar-/Kreditverhalten der Haushalte gewinnen zu können, wurden auf der Ausgabeseite ausgewiesene Ersparnisse sowie auf der Einnahmeseite Darlehen und Ersparnisse ausgeklammert. Diese Beträge finden sich dadurch im Saldo wieder und ermöglichen so einen Blick auf die tatsächliche Vermögensveränderung des Haushalts (Sparen – Entsparen). A LBRECHT (1912), S. 59/ A LBRECHT (1914), S. 303/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 314–315 (Nr. 850)

[58]

Erna Meyer-Pollack, Der Haushalt eines höheren Beamten in den Jahren 18801906. Untersucht an Hand von Wirtschaftsrechnungen, in: Franz Eulenburg (Hrsg.), Kosten der Lebenshaltung in deutschen Großstädten. I. Ost- und Norddeutschland, zweite Hälfte (Schriften des Vereins für Socialpolitik, Bd. 145, H. 4), München/Leipzig 1915, S. 1–92 Quelle für 26 Fälle im Datensatz (Nummern 1.750–1.775) Die Publikation basiert auf den Haushaltsbüchern, die von der Familie eines höheren Justizbeamten geführt wurden. Sie gliedert sich in zwei Teile, wobei im ersten Teil die Ausgaben für Nahrungsmittel und im zweiten Teil alle sonstigen Ausgaben und auch die Einnahmen verzeichnet sind. Die Aufarbeitung dieser Haushaltsrechnungen richtet sich weitgehend nach der Vorlage der Erhebung des Statistischen

143 144 145

Robert Meyer, Rezension zu „Maurice Halbwachs, La classe ouvrière et les niveaux de vie“, in: Archiv für die Geschichte des Sozialismus und der Arbeiterbewegung, Bd. 5 (1915), S. 263-271, Zitat: S. 271. Flemming und Witt (1981), Triebel (1991b). Ebenda, Bd. 2, S. 38-65.

383 Tabelle B.44: Variablenkonkordanz QUELLE 57 Nr.

Variable

Variablenlabel

Quellen-Variablen

E - Einnahmen: E& MEINK

Einkommen des Mannes

E' E( E %% E %( E %* E %+

Einkommen der Frau Einkommen der Kinder Untermiete Selbstversorgung/ Eigenbewirtschaftung Sonstige Einnahmen Gesamteinnahmen

̇ Arbeitsverdienst des Mannes ̇ Nebenarbeit des Mannes ̇ Einnahmen der Ehefrau ̇ Beitrag der Kinder ̇ Untervermietung ̇ Naturaleinnahmen ̇ Sonstige bare Einnahmen ̇ Einkommen insgesamt [ - dabei aus Darlehen u. Ersparnissen]

FEINK KEINK UMIETE NATUR SONSTEIN EINNAHME

F - Ausgaben: F% TIER

Tierische Lebensmittel

F&

PFLANZE

Pflanzliche Lebensmittel

F'

GETRAENK

Getränke

F(

GENUSS

Genussmittel

F) F* F %% F %&

SONSTNAH NAHRUNG OFENLICH WOHNEN

Nicht differenzierte Nahrung Nahrungsmittel insgesamt Heizung und Beleuchtung Wohnen insgesamt

F %( F %) F %* F %+

KLEIDUNG KOERPER GEIST STEUER

Kleidung Körperpflege und Gesundheit Kultur geistige Betätigung Steuern und Versicherungen

F %, F %-

FREIZEIT SONSTAUS

Freizeit Erholung und Vergnügen Sonstige Ausgaben

F &%

AUSGABEN

Gesamtausgaben

G - Saldo: G% SALDO

Saldo der Einnahmen und Ausgaben

̇ Fleisch, Schinken, Speck usw. ̇ Wurst ̇ Fisch, auch geräuchert ̇ Butter ̇ Käse ̇ Eier ̇ Schmalz, Margarine usw. ̇ Kartoffeln ̇ Grünwaren ̇ Salz, Gewürze, Öl ̇ Zucker, Sirup, Honig ̇ Mehl, Reis, Hülsenfrüchte usw. ̇ Obst und Südfrüchte ̇ Brot und Backwaren ̇ Kaffee und Kaffeersatz ̇ Tee, Schokolade, Kakao ̇ Milch ̇ Übrige Getränke im Hause ̇ Tabak und Zigarren ̇ Ausgaben in Gastwirtschaften ̇ Sonstige Nahrungsmittel ̇ Nahrungs- und Genußmittel ̇ Heizung und Beleuchtung ̇ Wohnung und Haushalt ̇ Heizung und Beleuchtung ̇ Kleidung, Wäsche, Reinigung ̇ Gesundheits- und Körperpflege ̇ Unterricht, Schulgeld, Lernmittel ̇ Staat, Gemeinde, Kirche ̇ Vor- und Fürsorge (Versicherungen) ̇ Geistige und gesellige Bedürfnisse ̇ Verkehrsmittel ̇ Persönliche Bedienung ̇ Geldgeschenke usw. ̇ Erwerbskosten ̇ Schuldentilgung und Zinsen ̇ Sonstige Ausgaben ̇ zusammen [ - Ersparnisse] = F 21 - E 17

384 Reichsamtes von 1907 (s. o.). Die Einnahmen und Ausgaben sind jedoch detaillierter aufgeschlüsselt als dort und ließen sich einfach in den Datensatz eingliedern. Die Anzahl der Haushaltsmitglieder in den einzelnen Haushaltsjahren musste mit Hilfe der im Text gegebenen verstreuten Informationen über die Geburt der Kinder bzw. deren Auszug aus dem Elternhaus sowie der Zahl der Dienstboten geschätzt werden.146 W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 327–328 (Nr. 908)

[60]

Alfred Frief, Die wirtschaftliche Lage der Fabrikarbeiter in Schlesien und die zum Besten derselben bestehenden Einrichtungen, Breslau 1876 Quelle für 235 Fälle im Datensatz (Nummern 2.381–2.615) Die Publikation basiert auf der Ausgabe von 350 Fragebögen zu den Lebensumständen von Industriearbeitern in Ober- und Niederschlesien. Die Fragebögen wurden von „dem Arbeiterstande gesellschaftlich näher stehenden Personen“ an die Arbeiter weitergereicht. Von den 350 Fragebögen wurden 238 ausgefüllt zurückgegeben, von denen F RIEF 235 als verwertbar ansah.147 Die Fragebögen waren so gestaltet, dass sie Vergleiche mit der im Jahr zuvor veröffentlichten Untersuchung über die Lebensumstände von Landarbeitern des Freiherrn v. d. G OLTZ ermöglichten.148 Im Gegensatz zu der Arbeit von v. d. G OLTZ, beurteilt auch A LBRECHT die hier vorliegende Arbeit weit positiver – bei allen Einschränkungen, die die Enquête-Methode mit sich bringt.149 Die Angaben erstrecken sich auf Hausstand, Einnahmen und Haushaltsausgaben. Diese werden tabellarisch veröffentlicht, aufgegliedert in neun Kategorien, die sich weitgehend mit Variablen des Kölner Datensatzes decken und gut einzufügen waren. Zu erwähnen bleibt noch F RIEFs Bemerkung, dass die Ausgabedaten vollkommen unkorrigiert veröffentlicht worden seien. So wurden Deputate (freie Wohnung oder Brennmaterial) nicht mit Geldbeträgen berücksichtigt. F RIEF schätzt die von ihm gesammelten Daten so ein, „dass die Verhältnisse der Fabrikarbeiter in Wirklichkeit eher etwas besser sind, als sie sich dem Folgenden nach durchschnittlich ergeben.“150 A LBRECHT (1912), S. 39, 55/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 297 (Nr. 754)

146 147 148 149 150

Siehe vor allem Meyer-Pollack (1915), S. 6–7, S. 55–57 und S. 67–68. Frief (1876), S. 58-59. v. d. Goltz, Richter und Langsdorff (1875) (Quelle 122) bzw. v. d. Goltz (1874) (Quelle 131). Ein Hinweis auf diese bewusste Ausrichtung an v. d. G OLTZ findet sich bei Frief (1876), S. 58. Albrecht (1912), S. 39. Frief (1876), S. 59.

385 [61]

Großherzoglich Badische Fabrikinspektion (Hrsg.), Die sociale Lage der Cigarrenarbeiter im Großherzogtum Baden. Beilage zum Jahresbericht des Großh. badischen Fabrikinspektors für das Jahr 1889, Karlsruhe 1890 Quelle für 15 Fälle im Datensatz (Nummern 2.380; 2.616–2.629) Die Aufnahme dieser Haushaltsbudgets erfolgte durch eine persönliche Befragung der einzelnen Haushaltungen durch den Verfasser der Untersuchung, „nachdem denselben längere Zeit vorher Schemata, welche der späteren Aufnahme zu Grunde gelegt werden sollten, übergeben und erläutert worden waren.“151 Insgesamt befragte die badische Fabrikinspektion unter der Leitung Fritz W ÖRISHOFFERs 41 Familien und 12 Ein-Personen-Haushalte. Von 15 Familien veröffentlichte sie die Haushaltsbudgets. Hierbei wurden die Ausgaben für Nahrungsmittel zwar aufgrund von Hochrechnungen von Wochenbudgets aufgenommen, da jedoch die anderen Ausgabeposten auf das Jahr angegeben sind, wurden die Haushaltsbudgets in den Datensatz aufgenommen. Die Haushaltsvorstände dieser 15 Familien waren mit zwei Ausnahmen in der badischen Zigarrenindustrie beschäftigt. Bei den Ausnahmen handelt es sich um den Fall eines Kriegsinvaliden sowie eines Haushaltes, in dem die Eltern Subsistenzlandwirtschaft betrieben, jedoch zwei der drei erwachsenen Kinder in der Zigarrenindustrie arbeiteten. Begleitet werden die Tabellen mit den Haushaltsrechnungen von kurzen Abschnitten über die Lebensverhältnisse der Familien. Die Studie verfolgt weiterhin hauptsächlich ernährungsphysiologische Zwecke, die aber für diese Arbeit irrelevant sind. A LBRECHT (1912), S. 61/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 304 (Nr. 781)

[64]

[Friedrich] Schäfer, Die Lohnverhältnisse der städtischen Arbeiterschaft in Dresden in den Jahren 1904 und 1905. Anhang. Die Dresdener Kleinverkaufspreise der wichtigsten Lebensmittel in den letzten Jahren und der Einfluß der eingetretenen Preisveränderungen auf das Ausgabebudget einer Arbeiterfamilie (Mitteilungen des Statistischen Amtes der Stadt Dresden, 16. Heft), Dresden 1907 Quelle für 25 Fälle im Datensatz (Nummern 2.691, 2.693, 2.695, 2.697, 2.699, 2.701, 2.703, 2.705, 2.707, 2.709, 2.711, 2.713, 2.715, 2.717, 2.719, 2.721, 2.723, 2.725, 2.727, 2.729, 2.731, 2.733, 2.735, 2.737, 2.739) Das Statistische Amt der Stadt Dresden veröffentlichte 25 Haushaltsrechnungen Dresdener Arbeiterfamilien für den Zeitraum Anfang April 1903 bis Ende März 1904.152 Zweck der zugrunde liegenden Untersuchung war die Ermittlung des

151 152

Großherzoglich Badische Fabrikinspektion (1890), S. 111. Der Herausgeber der Studie, Dr. Friedrich S CHÄFER war 1904 – 1928 Leiter des städtischen statistischen Amtes der Stadt Dresden (nach Auskunft der Kommunale Statistikstelle der Stadt Dresden vom 05.09.2006).

386 Einflusses der Preissteigerung der wichtigsten Lebensmittel (Fleisch, Wurst, Milchprodukte, Brot etc.) auf Arbeiter-Haushalte zwischen 1903 und 1906. Deswegen erstrecken sich die Budgets vor allem auf die Nahrungsmittelausgaben, die sehr detailliert wiedergegeben werden. Abgesehen davon sind lediglich die Gesamteinnahmen und –ausgaben veröffentlicht, aber keine Angaben zu den sonstigen AusgabenKategorien. Neben den Budgets für 1903 wurden, um die Auswirkungen der Teuerung aufzuzeigen, auch fiktive Budgets für 1906 abgedruckt, berechnet aus den 1903er Verbrauchsmengen und den Einzelhandelspreisen von 1906. Diese konnten freilich nicht in den Datensatz aufgenommen werden. W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 310 (Nr. 826)

[70]

Elisabeth Gottheiner, Studien über die Wuppertaler Textilindustrie und ihre Arbeiter in den letzten zwanzig Jahren (Staats- und Socialwissenschaftliche Forschungen, Bd. 22, H. 2), Leipzig 1903 Quelle für vier Fälle im Datensatz (Nummern 2.837–2.840) Der Verfasserin dieser Publikation gelang es nach Mitwirkung einer Elberfelder Volksschullehrerin, einige dort ansässige Textilarbeiterfrauen zur regelmäßigen Buchführung zu bewegen. Die hier veröffentlichten vier Arbeiterhaushaltsbudgets beruhen auf den Aufzeichnungen dieser Frauen. Sie stellen die einzigen der Haushaltsrechnungen dar, die ausreichend lange geführt worden waren. Die Budgets selbst sind nach fünf Ausgabekategorien (Nahrung, Kleidung, Wohnung, Heizung, Sonstiges) unterteilt. Die Einnahmen werden lediglich als Wochenwerte angegeben und so auf das Jahr hochgerechnet, dass sie die Ausgaben genau decken. Sie wurden deshalb nicht aufgenommen.

[72]

Paul Dehn, Deutsche Haushaltsbudgets (Berliner Budgets), in: Annalen des Deutschen Reiches für Gesetzgebung Verwaltung und Statistik. Staatswissenschaftliche Zeitschrift und Materialiensammlung, Jg. 14 (1881), S. 540–551 Quelle für sieben Fälle im Datensatz (Nummern 1.777–1.778; 2.843–2.847) In Zusammenarbeit mit dem statistischen Büro von Berlin veröffentlichte D EHN fünf Haushaltsrechnungen Berliner Familien für das Jahr 1879. „Dieselben sind in fast allen Einzelheiten, wie wir uns aus eigener Anschauung überzeugten, so zutreffend und zuverlässig wie möglich.“153 Die Haushaltsrechnungen entsprechen in ihren Kategorien weitgehend denen des Kölner Datensatzes. Darüber hinaus zitiert D EHN noch zwei Haushaltsbudgets eines Berliner Gemeindelehrers für die Jahre 1879 und 1880, die „in tendenziöser Absicht, um den Einfluss der Zollerhöhungen des Jahres 1879 möglichst schroff hervortreten zu lassen, [. . . ]

153

Dehn (1881), S. 541.

387 neuerdings von der Berliner Tagespresse“ veröffentlicht worden waren.154 Auch diese erwiesen sich als hinreichend genau, um in den Datensatz integriert zu werden. Der Vollständigkeit halber sei noch erwähnt, dass D EHN zum Vergleich noch die fünf von P FEIFFER ermittelten bürgerlichen Haushaltsbudgets von 1866 abdruckt, die auch von H AMPKE zitiert und aus dieser Quelle aufgenommen wurden.155 A LBRECHT (1912), S. 61/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 295 (Nr. 744)

[77]

Johannes Schellwien, Wirtschaftsrechnungen Elberfelder Arbeiterfamilien, in: Jahrbücher für Nationalökonomie und Statistik, 3. Folge Bd. 55 = Bd. 110 (1918), S. 737–747 Quelle für 20 Fälle im Datensatz (Nummern 2.872–2.891) Ziel von S CHELLWIENs Publikation war es, Informationen über die Lebensbedingungen der „Arbeiterschaft eines großindustriellen Unternehmens“156 in WuppertalElberfeld zu erlangen, wobei der Schwerpunkt auf der zahlenmäßigen Erfassung der unterschiedlichen Lebenshaltungskosten lag. Nach dem Vorbild der Erhebung des Kaiserlich Statistischen Amtes 1907 mussten zwanzig Arbeiter-Haushalte, die durch Vertrauensleute der Fabrik vermittelt wurden, über einen Zeitraum von einem Jahr Haushaltsbücher führen. Zur besseren Kontrolle der Angaben wurden die Ausgaben in einzelne Hefte aufgenommen, von denen jedes einen Zeitraum von vier Wochen umfasste. Die hierin vorgenommenen Angaben beziehen sich auf das Jahr 1913/14 (hier aufgenommen als 1913). Die Aufteilung der Daten entspricht etwa derjenigen der Untersuchung des Kaiserlichen Statistischen Amtes. Die Aufbereitung des gewonnenen Materials verzögerte sich durch den Ausbruch des Ersten Weltkrieges bis zum Jahr 1918.

[78]

Bernhard Quantz, Zur Lage der Bauarbeiter in Stadt und Land. Eine volkswirtschaftliche Studie mit Haushaltsrechnungen und einem Überblick über die Entwicklung der baugewerblichen Verhältnisse Göttingens seit 1860, Göttingen 1911 Quelle für fünf Fälle im Datensatz (Nummern 2.892–2.894; 2.896–2.897) „Mit vorliegender Schrift wird beabsichtigt, die heutigen wirtschaftlichen und sozialen (gesellschaftlichen) Zustände innerhalb einer verhältnismäßig am besten bezahlten Arbeiterschaft, nämlich des Maurers und Bauhilfsarbeiters, in einem kleinen Ausschnitte vor Augen zu führen. Von der geschichtlichen Entwicklung der Lohn-, Arbeits- und Arbeiterverhältnisse in der aufblühenden Universitätsstadt Göttingen ausgehend, sucht sie ihren Zweck hauptsächlich durch die mehr oder

154 155 156

Dehn (1881), S. 548. Pfeiffer (1866), S. 508–515. Vgl. Hampke (1888), S. XXXVIII (Quelle 115). Schellwien (1918), S. 737.

388 weniger ausführliche Besprechung von Haushaltungen und Haushaltsrechnungen aus Göttingen-Stadt und -Land einschließlich Eichsfeld zu erreichen.“157 Zu diesem Zweck sollten die Familien von Maurergesellen und Bauhilfsarbeitern mittels Haushaltsbüchern zwischen Jahr 1905 und 1910 über ihre Lebensverhältnisse Auskunft geben. Trotz einer für sorgfältige Buchführung ausgesetzten Prämie wurden lediglich zehn Haushaltsbücher abgeliefert, von denen jedoch nur fünf für den Datensatz genutzt werden konnten. Die Darstellungen dieser fünf Haushaltungen sind jedoch sehr detailliert. [79]

Frankfurter Arbeiterbudgets. Haushaltungsrechnungen eines Arbeiters einer Königl. Staats-Eisenbahnwerkstätte, eines Arbeiters einer chemischen Fabrik und eines Aushilfearbeiters (Schriften des Freien Deutschen Hochstiftes), Frankfurt a. M. 1890 Quelle für drei Fälle im Datensatz (Nummern 2.899–2.901) Die Studie des Freien Deutschen Hochstifts gibt die Haushaltsrechnungen dreier Arbeiterhaushalt für das Jahr 1888 äußerst detailliert wieder. Den Anstoß zu dieser Arbeit lieferte 1878 ein Vortrag des sozial engagierten Frankfurter Stadtrats Dr. Karl F LESCH, in dem er über eine englische Privatinitiative zur Erforschung der Lage der unteren Bevölkerungsschichten informierte.158 Die Quelle teilt sich in drei letztlich eigenständige Arbeiten, die in an S CHNAPPER A RNDT erinnernder Manier soziale Miniaturen jeweils eines Arbeiterhaushaltes entwerfen.159 Karl F LESCH begleitete das Entstehen der drei Arbeiten und leitete sie ein. Er dürfte wohl auch zumindest in beratender Funktion die Untersuchungsmethode mit bestimmt haben, denn alle drei Arbeiten gehen nach demselben Muster vor, das F LESCH in seinem Vorwort erläutert.160 Einnahmen wie Ausgaben wurden mittels Haushaltsbuch sowohl mengen- als auch wertmäßig erhoben. Obwohl die drei Bearbeiter in erläuternden Texten die Aussagekraft ihrer Daten selbst relativieren („Es sei zunächst der freundliche Leser gebeten, bei Beurteilung der vorliegenden Arbeit im Auge zu behalten, daß sie die eines Laien ist.“),161 fällt die Akribie und Genauigkeit der Angaben auf. Alle drei Haushaltsrechnungen sind nach Monaten aufgeschlüsselt, die Ausgabenkategorien sind sehr fein, zusätzlich liefern alle drei Texte ausführliche Zusatzinformationen zu den Lebensumständen der drei Haushalte, bis hin zu Inventarlisten im ersten Fall.

157 158 159

160 161

Quantz (1911), S. III. Vgl. Albrecht (1912), S. 43-44. Im Einzelnen sind dies: Adolph Baumann, Haushaltungsbudget eines Arbeiters der Kgl. StaatsEisenbahn-Werkstätte in Frankfurt a. M., in: Frankfurter Arbeiterbudgets (1890), S. 1–50; L[udwig] Opificius, Haushaltungsbudget eines Arbeiters in einer chemischen Fabrik, in: Ebenda, S. 51–80; S. Uhlfelder, Haushaltungsbudget eines mit Aushilfearbeiten beschäftigten Mannes, in: Ebenda, S. 81–94. Frankfurter Arbeiterbudgets (1890), S. III-XVII. Opificius (1890), S. 51.

389 Zu Recht äußern sich sowohl A LBRECHT als auch W ILLIAMS und Z IMMERMAN lobend über diese Quelle: „The household accounts presented for these families might well serve as a model for the presentation of such statistics.“162 Aufgrund ihrer besonderen Qualität wurden die Frankfurter Arbeiterbudgets in der Literatur vielfach genutzt. So verwendete sie etwa Margarethe F REUDENTHAL als Quelle für die Lebensverhältnisse der Arbeiterschaft;163 die von O PIFICIUS bearbeitete Haushaltsrechnung des Chemiearbeiters wurde darüber hinaus wieder abgedruckt bei Lothar S CHNEIDER wie auch im zweiten Band des Sozialgeschichtlichen Arbeitsbuchs.164 A LBRECHT (1912), S. S. 58 und 43/44/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 304 (Nr. 782)

[80]

Konrad Kehrl, Das Dorf Schlalach (Kreis Zauch-Belzig), seine Büdner und ihre landwirtschaftlichen Verhältnisse (Staats- und Socialwissenschaftliche Forschungen, Bd. 134), Leipzig 1908 Quelle für fünf Fälle im Datensatz (Nummern 2.902–2.906) In seiner Arbeit über die Entwicklung der landwirtschaftlichen Verhältnisse in der brandenburgischen Provinz in der zweiten Hälfte des 19. Jahrhunderts liefert K EHRL in einem Anhang fünf Haushaltsbudgets von Büdner-Familien für das Jahre 1906.165 Diese Haushaltsbudgets sind dabei Teil von Wirtschaftsrechnungen der fünf Höfe, die mit den Buchstaben „U“ bis „Y“ bezeichnet werden. Um die Einnahmen zu ermitteln, wurden die Bar-Roherträge für Naturalien mittels einer sich über neun Jahre erstreckenden Buchführung einer Bauernfamilie aus Schlalach als Durchschnittswerte errechnet und aus den Zahlen des Verkaufs landwirtschaftlicher Güter herausgerechnet. Diese Ungenauigkeit kann in Kauf genommen werden, denn sowohl die mengenmäßigen Angaben der Erzeugnisse, die die Einahmequelle ausmachen sowie die Ausgaben-Daten entstammen einer Umfrage des Verfassers.

[81]

Hermann v. Wenckstern, Existenz-Bedingungen seßhafter Landarbeiter I. (Landwirtschaftliche Abhandlungen des Instituts für exakte Wirtschaftsforschung, H. 1), Berlin 1909 Hermann v. Wenckstern, Existenz-Bedingungen seßhafter Landarbeiter II. (Landwirtschaftliche Abhandlungen des Instituts für exakte Wirtschaftsforschung, H. 4), Berlin 1911

162 163 164 165

Williams und Zimmerman (1935), S. 304. Vgl. Albrecht (1912), S. 43–44. Freudenthal (1934). Schneider (1967), S. 158–159 bzw. Hohorst, Kocka und Ritter (1978), S. 118–119. Kehrl (1908), S. 122-150.

390 Quelle für 23 Fälle im Datensatz (Nummern 2.907–2.916; 4.645–4.657) Die auf W ENCKSTERNs Dissertation zurückgehende Publikation beinhaltet Lebensbeschreibungen von zwanzig Landarbeiter-Haushalten. 14 von ihnen sind mit hinreichend detaillierten Haushaltsbudgets überliefert: ein Haushalt für den Zeitraum April 1906 bis März 1907, acht für April 1907 bis März 1908 sowie alle 14 für April 1908 bis März 1909, so dass sie als 23 Fälle in den Datensatz integriert werden konnten. W ENCKSTERN veröffentlichte die Ergebnisse seiner – von Richard E HRENBERG betreuten - Studie in mehreren Teilen. Die ersten durch mündliche Befragung ermittelten Wirtschaftsrechnungen von zwölf Häusler-Familien für die Jahre 1906 bzw. 1907 veröffentlichte er bereits 1909.166 In seiner Dissertationsschrift veröffentlichte er für sechs dieser Haushalte ergänzende Haushaltsrechnungen für das Jahr 1908,167 die ausführlichere Veröffentlichung, die hier als Quelle dient, ist noch einmal um sechs Wirtschaftsrechnungen für 1908 und eine für 1907 ergänzt.168 Die Angaben sind sehr umfassend und erstrecken sich von den Personalien der Familie über Anbauverhältnisse, Ernteergebnisse, Viehwirtschaft und Lebenshaltungskosten, bis hin zu Angaben über das Hausinventar und die Vermögensverhältnisse. Ergänzend liefert der Autor für einige Fälle erzählende Beschreibungen der Lebensverhältnisse. Die Namen der betreffenden Orte sind zwar nicht explizit im Text genannt. Es lässt sich jedoch erschließen, dass es sich um Dörfer im Landwehrkompaniebezirk Schwerin handelt. [82]

Ulrich Hintze, Die Lage der ländlichen Arbeiter in Mecklenburg. Ein Beitrag zur Landarbeiter-Frage, Rostock 1894 Quelle für einen Fall im Datensatz (Nummer 2.917) Die Publikation beinhaltet das Haushaltsbudget einer Tagelöhnerfamilie mit vier Kindern. Die Angaben beruhen auf von H INTZE persönlich aufgenommenen Mitteilungen von Tagelöhnern verschiedener Güter in Mecklenburg aus dem Jahre 1891. Dieses Vorgehen ist natürlich methodisch höchst kritisch zu bewerten. Eingedenk der Tatsache, dass es sich nicht um theoretische Durchschnitte, sondern um ein Konstrukt aus empirischen Daten handelt, wurde dennoch entschieden, dieses Haushaltsbudget aufzunehmen. A LBRECHT (1912), S. 60/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 288 (Nr. 718)

166 167 168

Hermann v. Wenckstern, Existenz-Bedingungen seßhafter Landarbeiter I. (Landwirtschaftliche Abhandlungen des Instituts für exakte Wirtschaftsforschung, H. 1), Berlin 1909. Ders., Existenz-Bedingungen seßhafter Landarbeiter II, Diss. Rostock 1911. Ders., Existenz-Bedingungen seßhafter Landarbeiter II. (Landwirtschaftliche Abhandlungen des Instituts für exakte Wirtschaftsforschung, H. 4), Berlin 1911b.

391 [87]

Gottlieb Schnapper-Arndt, Beschreibung der Wirtschaft und Statistik der Wirtschaftsrechnungen der Familie eines Uhrschildmachers im badischen Schwarzwald, in: Zeitschrift für die gesamte Staatswissenschaft, 36. Jg. (1880), S. 133–156 (Wiederabdruck: Leon Zeitlin (Hg.), Dr. Gottlieb Schnap-per–Arndt, Vorträge und Aufsätze, Tübingen 1906, S. 168–189) Quelle für einen Fall im Datensatz (Nummer 3.139) S CHNAPPER -A RNDT stellt in dieser Studie den Haushalt einer Schwarzwälder Uhrschildmaler-Familie für das Jahr 1877 sehr detailliert vor. Zusätzlich zu den aufgelisteten Einnahmen und Ausgaben wird der Lebenswandel der Familie sehr genau beschrieben. Ergänzend liefert der Autor auch ein Inventar – die Studie ist ein Paradebeispiel für die von S CHNAPPER -A RNDT propagierte Methode der sozialen Miniatur. A LBRECHT (1912), S. 55/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 298 (Nr. 757)

[88]

Ders., Fünf Dorfgemeinden auf dem Hohen Taunus. Eine socialstatistische Untersuchung über Kleinbauernthum, Hausindustrie und Volksleben (Staats- und Socialwissenschaftliche Forschungen, Bd. 4, H.2), Leipzig 1883 Quelle für vier Fälle im Datensatz (Nummern 3.143–3.146) Die vorliegende Quelle stellt das wohl bekannteste Werk Gottlieb S CHNAPPER A RNDTs dar. Es existieren mehrere Neuauflagen bzw. Nachdrucke, wobei nicht alle den Tabellenteil und somit die Haushaltsrechnungen vollständig wiedergeben.169 Die Publikation enthält vier Haushaltsrechnungen von Familien aus dem ehemaligen Obertaunuskreis:170 die Haushaltsrechnung einer besitzlosen ChausséearbeiterFamilie aus dem Jahre 1876;171 die Haushaltsausgaben einer Nagelschmied-Familie, die zusätzlich Landwirtschaft betrieb, für 1876.172 Darüber hinaus das Budget einer Handstickerfamilie aus dem Dorf Hartenrod im Kreis Biedenkopf für dasselbe Jahr173 und schließlich das Haushaltsbuch einer Weber-Familie aus Anspach im Obertaunus für das Jahr 1877. Hierbei ist zu bemerken, dass es sich bei letzterem

169

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171 172 173

So ist etwa bei der Ausgabe von 1975 der statistische Teil unvollständig (Gottlieb Schnapper-Arndt, Hoher Taunus. Eine sozialstatistische Untersuchung in fünf Dorfgemeinden (Klassiker der UmfrageForschung, Bd. III), 3. erw. Aufl. Allensbach 1975). Bei den von S CHNAPPER -A RNDT untersuchten fünf Landgemeinden handelt es sich um die Dörfer Ober- und Niederreifenberg, Seelenberg, Schmitten und Arnoldshain. Aus welchen dieser Dörfer die untersuchten Haushalte stammen, ist nicht angegeben, sie lagen jedoch alle im damaligen Obertaunuskreis bzw. auf dem Gebiet des am 1. April 1886 gegründeten Kreises Usingen. Zur Entstehung dieser Arbeit und den damit – vor allem durch S CHNAPPER -A RNDTs akribische Arbeitsweise – verbundenen Mühen siehe Fischer (2008). Schnapper-Arndt (1883), S. 245–272. Ebenda, S. 273–295. Ebenda, S. 307–314. S CHNAPPER -A RNDT benannte den Wohnort zwar auch hier nicht klar, sondern mit „Dorf H***“. Weiterhin gab er die Information, jenes Dorf liege von Gladenbach aus „zwei Wegstunden

392 um ein reines Einnahmebudget handelt. Die Angaben zu den Ausgaben erwiesen sich als zu lückenhaft, um aufgenommen zu werden.174 Zu der Aufnahme der Daten ist zu bemerken, dass Schnapper-Arndt sich nicht nur bemüht, die tatsächlichen Ausgaben eines Jahres, sondern auch Abschreibungen für bestehendes Inventar zu erfassen.175 Diese Wertangaben sind nicht mit den anderen Haushaltsrechnungen dieses Datensatzes kompatibel, so dass solcherlei Berechnungen nicht berücksichtigt werden konnten und nur zwei der S CHNAPPER A RNDT’schen fünf Angaben („In natura bezogene und im Laufe desselben Jahres konsumirte Werthe“ und „Gegen Baar bezogene und im Laufe des Jahres konsumirte Werthe“) integriert wurden. Im übrigen sind die Haushaltsrechnungen in der S CHNAPPER -A RNDT eigenen Art sehr ausführlich und um Schilderungen der Lebensumstände wie auch teilweise detaillierte Inventare ergänzt. A LBRECHT (1912), S. 31, 55/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 287–288 (Nr. 714)

[89]

Paul Dehn, Deutsche Haushaltsbudgets. III. Bayerische Budgets, in: Annalen des Deutschen Reiches für Gesetzgebung Verwaltung und Statistik. Staatswissenschaftliche Zeitschrift und Materialiensammlung, Jg. 13 (1880), S. 843–855 Quelle für acht Fälle im Datensatz (Nummern 3.147–3.154) D EHN teilt Haushaltsbudgets von zwei Nürnberger und sechs Münchener Arbeiterhaushalten aus dem Jahre 1880 mit, die ihm „von befreundeter Hand“ zugegangen sind. Formal entsprechen die hier publizierten Haushaltsrechnungen denen der Quelle 72.176 A LBRECHT (1912), S. 54/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 294 (Nr. 738)

[90]

Paul Dehn, Elsässische Arbeiterbudgets, in: Annalen des Deutschen Reiches für Gesetzgebung Verwaltung und Statistik. Staatswissenschaftliche Zeitschrift und Materialiensammlung, Bd. 12 (1879), S. 100–108 Quelle für 17 Fälle im Datensatz (Nummern 3.155–3.170; 3.172) Der Verfasser stützt sich bei der Erstellung der 16 Haushaltsbudgets elsässischer Arbeiter für das Jahr 1875 im Wesentlichen auf eine Publikation der Société in-

174 175 176

entfernt [. . . ] auf der Route nach Dillenburg“. Und, dass in der Schule des Ortes nicht nur die dort lebenden Kinder, sondern „die Kinder des benachbarten Schl*** unterrichtet werden“. Hiermit ist wohl Schlierbach gemeint, was den betreffenden Ort als Hartenrod identifiziert (Schnapper-Arndt (1883), S. 307). Ebenda, S. 314–317. Vgl. die ausführliche Darstellung seiner Methode in Ebenda, S. 274–276. Dehn (1881).

393 dustrielle Mühlhausen.177 Diese Publikation gibt ausführlich Auskunft über die elsässischen Wohlfahrtsanstalten, Schulen, Museen, Bibliotheken, Arbeitervereine, Versicherungsinstitute und vor allem über Anstalten zur Beschaffung von Kleidung, Wohnung und Nahrung der Arbeiter. Hauptanliegen der Société industrielle war es, die Kosten für die dringensten Bedürfnisse der Arbeiter (Kleidung, Nahrung und Wohnen) zu senken. Die Budgets umfassen die Einnahmen in Summe sowie die vier Ausgabekategorien Wohnung, Kleidung, Nahrung und Verschiedenes. Die Nahrungsmittel werden noch einmal untergliedert in die Kategorien „Brod“, „Fleisch“, „Milch“, „Krämerwaaren“ und wiederum „Verschiedenes“. A LBRECHT (1912), S. 55/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 96 (Nr. 750)

[91]

Hugo Hagmann, 30 Wirtschaftsrechnungen von Kleinbauern und Landarbeitern, Bonn 1911 Quelle für 30 Fälle im Datensatz (Nummern 3.173–3.202) Die Publikation basiert auf der Befragung von „32 Familien aus den verschiedensten Teilen der Rheinprovinz“, die dem „Stande der Kleinbauern oder Landarbeiter angehörten“ und deren Haushaltungen nach den Worten des Autors als typisch für die jeweilige Gegend gelten können.178 Von den 30 Haushaltungen stammten 11 aus der Eifel, die 19 übrigen aus anderen nicht näher bezeichneten Teilen der Rheinprovinz. Die Budgets wurden für ein volles Jahr geführt, Erhebungszeitraum war 1910. Die Haushaltsrechnungen sind hinreichend detailliert (insgesamt 50 Variablen) und enthalten die Bareinnahmen und –ausgaben wie auch die Naturalangaben. Die untersuchten landwirtschaftlichen Betriebe waren sehr unterschiedlich groß, die Hofgröße lag zwischen dem von einem Tagelöhner im Nebenerwerb bestellten Feld von lediglich einem halben Morgen (ein Achtel Hektar) bis hin zu 77 Morgen (fast 20 Hektar). W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 289 (Nr. 721)

[93]

Carl Kindermann, Zur organischen Güterverteilung. Bd. II: Die Glasarbeiter Deutschlands und der Vereinigten Staaten von Amerika in ihrer allgemeinen materiellen Lage, Leipzig 1896 Quelle für drei Fälle im Datensatz (Nummern 3.207–3.209) Als Grundlage für diese Publikation diente eine eigene Untersuchung des Autors, in deren Verlauf 300 Fragebögen an Arbeiter der Glasindustrie versandt wurden,

177

178

Alsace Société Industrielle (Hg.), Enquête décannale sur les institutions d’initiative privée destinées à favoriser l’amélioration de l’état materiel et moral de la population dans la Haute-Alsace, Mülhausen und Paris 1878. Hagmann (1911), S. 1.

394 von denen schließlich 70 veröffentlichungswerte Haushaltsbudgets lieferten. Die Haushaltsbudgets wurden jedoch zum großen Teil in Durchschnittswerten veröffentlicht, in einem Anhang präsentiert K INDERMANN auch drei Originalbudgets eines Glasmachers, eines Glasschleifers und eines Tagelöhners für das Jahr 1894. Neben dem Einkommen und den Gesamtausgaben unterteilt sich das Budget in fünf Ausgabenbereiche (Nahrung, Wohnung, Feuerung und Licht, Kleidung sowie Verschiedenes). Jede dieser Rubriken ist wiederum ausführlich gegliedert, so dass insgesamt ein detaillierter Einblick in den einzelnen Haushalt gewährt wird. Zum Vergleich mit den deutschen Daten verwendet K INDERMANN Haushaltsrechnungen amerikanischer Glasarbeiter aus der Untersuchung des US-Bureau of Labor Statistics.179 W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 305 (Nr. 790)

[94]

Fritz Deichen, Erhebungen über die Verhältnisse der unteren Bediensteten und Arbeiter im Straßenverkehrsgewerbe Berlins, in: Untersuchungen über die Lage der Angestellten und Arbeiter in den Verkehrsgewerben (Schriften des Vereins für Socialpolitik, Bd. 99), Leipzig 1902, S. 367–531 Quelle für 14 Fälle im Datensatz (Nummern 3.210–3.223) „In der Absicht, einen näheren Einblick in die Wirtschaftsführung und in das innere Familienleben der Verkehrsarbeiter zu gewinnen, haben wir etwa 100 Fragebogen sowohl an die Angestellten selbst als auch an deren Arbeitgeber und an die Fachvereine und Gewerkschaften behufs Verteilung an jene ausgegeben.“180 Von den 100 Fragebögen, die an Familien von Beschäftigten der Berliner Verkehrsbetriebe verteilt wurden, gingen nur 14 Antworten ein. Um einen Vergleich der Resultate mit anderen Erhebungen zu ermöglichen, hielt man sich bei der Abfassung des Fragebogens an das Schema, das H IRSCHBERG für seine Aufstellung von Berliner Arbeiterhaushalten von 1897 verwendet hatte.181 Lediglich die Fragen bezüglich Wohnen, Essen und Trinken in Wirtshäusern wurden wesentlich erweitert. Um wirklich brauchbare Haushaltsrechnungen zu erhalten, wurden die Antworten durch Rückfragen und Ergänzungen richtiggestellt. Die 14 Haushaltsbudgets enthalten Angaben über das Einkommen und Ausgaben für Wohnung, Freizeit, Kleidung usw. Die Ausgaben für Nahrungsmittel sind jedoch nicht untergliedert. W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 306 (Nr. 797)

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180 181

Bureau of Labor (1892), S. 2048ff. Insgesamt präsentiert diese Untersuchung 1.276 Haushaltsrechnungen amerikanischer Glasarbeiter. Aus anderen Branchen bietet sie auch Haushaltsrechnungen aus Deutschland, weshalb sie als Quelle 150 (s. 429) aufgenommen wurde. Deichen (1902), S. 521. Vgl. Hirschberg (1896), S. 292–293. Seine Arbeit wurde als Quelle 100 (s. 396) in den Kölner Datensatz aufgenommen.

395 [95]

Josef Kartels, Die wirtschaftliche Lage des Bauernstandes in den Gebirgsdistricten des Kreises Merzig (Reg.-Bez. Trier), insbesondere in den Bürgermeistereien Wadern, Weißkirchen und Haustadt, in: Bäuerliche Zustände in Deutschland, Bd. 1 (Schriften des Vereins für Socialpolitik, Bd. 22), Leipzig 1883, S. 187–239 Quelle für drei Fälle im Datensatz (Nummern 3.224–3.226) Die Publikation basiert auf der Befragung von Bauern aus dem Kreis Merzig im heutigen Saarland. Die Angaben ergaben sich aus „Mittheilungen über die wirklichen Produktionsergebnisse“, dem „Familienbedarf“ und dem „Gesamtwirtschaftserfolg“ seit Aufnahme der landwirtschaftlichen Wirtschaft. „Diese Angaben werden genügend Licht auf den Zustand der Dinge werfen, um eine richtige und für die dortige Gegend allgemein werthvolle Diagnose zu finden.“182 Die Haushaltsbudgets liefern allerdings nur den Geldverkehr der landwirtschaftlichen Betriebe, Naturaleinnahmen und –ausgaben sind nicht verzeichnet, was die Aussagekraft dieser Budgets mindert.

[96]

Franz Heiser-Harttung, Ländliche und Städtische Arbeiter. Ein Vergleich ihrer Budgets, Merseburg 1902 (zugl. Diss., Rostock 1902) Quelle für 35 Fälle im Datensatz (Nummern 3.228–3.236; 3.238–3.263) Bei der vorliegenden Analyse ländlicher und städtischer Arbeiterbugets traten bisweilen Ungenauigkeiten auf, da die Landarbeiter aufgrund der Eigenbewirtschaftung geringere Ausgaben für Naturalien auswiesen, wobei das hierdurch eingesparte Geld nur mittels Schätzungen beziffert werden konnte. Die eigentlichen „Geldausgaben für den Haushalt beschränken sich also auf Kolonialwaren, auf die Kleidung, auf Einrichtung und Hausrat und auf die geistigen Bedürfnisse“.183 Dementsprechend sind die Wirtschaftsrechnungen recht dünn, jedoch hinreichend. Als Quelle dienten dem Verfasser mündliche Befragungen sowie literarische Ausarbeitungen, die sich über unterschiedliche Zeiträume erstrecken. Insofern konnten nicht alle bei H EISER H ARTTUNG angegebene Haushaltsrechnungen in den Kölner Datensatz integriert werden, sondern nur jene, die nicht schon aus den Originalquellen aufgenommen worden waren. A LBRECHT (1912), S. 57/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 289 (720) und S. 308 (814)

182 183

Kartels (1883), S. 218. Heiser-Harttung (1902), S. 57.

396 [98]

Wirtschaftsrechnungen kleiner Haushaltungen in Halle a.d.S. und Umgebung 1909/1910 (Beiträge zur Statistik der Stadt Halle a. S., Heft 13), Halle a. d. S. 1911 Quelle für 48 Fälle im Datensatz (Nummern 3.297–3.344) Das Statistische Amt der Stadt Halle an der Saale veröffentlichte 31 Haushaltsrechnungen Hallenser Arbeiter- und Handwerkerhaushalte sowie 18 ähnlicher Haushalte aus Mittel-, Kleinstädten und Dörfern aus der Umgebung von Halle. Die Publikation enthält also die Haushaltsrechnungen von 49 Familien aus dem Jahr 1909/1910. Ein Teil der Haushalte führte vom 1. Januar bis zum 31. Dezember 1909, der andere vom 1. April 1909 bis 31. März 1910 Buch. Die Haushaltsrechnungen sind grundsätzlich aufgebaut wie die bekannte Untersuchung des Kaiserlichen Statistischen Amtes von 1907,184 an der sich auch das Statistische Amt der Stadt Halle beteiligt hatte. Die verwendeten Haushaltsbücher wurden allerdings verbessert.185 Abgesehen von den Hallenser Haushaltsrechnungen werden die Orte der Erhebungen zwar in der Untersuchung angegeben, jedoch nicht den einzelnen Haushaltsrechnungen zugeordnet.186 Es lassen sich lediglich die im Unterschied zu den weiter entfernt liegenden Ortschaften mit „Kleinstädte (K.) und Landgemeinden (L.) bei Halle a. S.“ bezeichneten Orte auf S. 84 als Radewell und Lettin identifizieren. Auch die übrigen konnten dadurch insoweit lokalisiert werden, dass alle genannten Städte und Dörfer im Regierungsbezirk Merseburg lagen. A LBRECHT (1912), S. 62/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 317 (Nr. 863)

[100] Ernst Hirschberg, Die soziale Lage der arbeitenden Klassen in Berlin, Berlin 1896 Quelle für 13 Fälle im Datensatz (Nummern 3.374–3.386) Es werden 13 Budgets von Arbeitern und Handwerkern aus Berlin für das Jahr 1896 angeführt. Die meisten Haushalte wurden vom Autor Ernst H IRSCHBERG, dem späteren Leiter des Statistischen Amtes von Berlin, kurz kommentiert. Abgesehen von der ersten Haushaltsrechnung sind die Angaben für Nahrungsmittel nicht weiter spezifiziert, sonst sind die Angaben aber hinreichend detailliert. A LBRECHT (1912), S. 38, 54/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 292 (Nr. 734)

[101] Jahres-Berichte der Königlich Sächsischen Gewerbe- und Berg-Inspectoren für 1885. Zusammengestellt im Königlich-Sächsischen Ministerium des Innern, Dresden 1886 Quelle für zwei Fälle im Datensatz (Nummern 3.387–3.388) 184 185 186

Kaiserliches Statistisches Amt (1909), Quelle 57 (s. S. 379). Wirtschaftsrechnungen Halle (1911), S. 20-21. Es handelt sich dabei um die Mittelstädte Bitterfeld, Merseburg und Sangerhausen, die Kleinstädte Belgern, Herzberg, Laucha und Radewell sowie die Dörfer Lettin, Steinbach, Trebnitz, Wallhausen und Wildschütz ( (1911)Wirtschaftsrechnungen kleiner Haushaltungen, S. 22).

397 Die Publikation weist die Haushaltsbudgets von zwei Arbeiterfamilien aus der Nähe von Leipzig auf, die auf Betreiben der Gewerbe- und Berginspektion über ein Jahr lang geführt wurden und sich über das Jahr 1885 erstrecken. Die Auflistung der jährlichen Ausgaben erfolgt recht genau, die Einnahmen wurden aber mit Hilfe des Wochenlohnes auf ein Jahr hochgerechnet. Aufgrund der empirisch erhobenen Ausgaben wurden die beiden Fälle dennoch aufgenommen. A LBRECHT (1912), S. 54/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 292 (Nr. 734)

[102] Friedrich Wörishoffer, Die sociale Lage der Fabrikarbeiter in Mannheim und dessen nächster Umgebung, Karlsruhe 1891 Quelle für drei Fälle im Datensatz (Nummern 3.389–3.391) W ÖRISHOFFER stellt die Einnahmen und Ausgaben dreier Mannheimer Arbeiterhaushalte dar. Sie sind hinreichend detailliert und ließen sich unproblematisch in den Datensatz einfügen. Den mit Geldbeträgen bewerteten Einnahmen- und Ausgabenrechnungen sind physiologische Werte hinzugestellt. Es ist offensichtlich, dass die Aufzeichnungen der drei Haushalte über ein gesamtes Jahr geführt wurden. Die genaue Jahreszahl ist nicht vermerkt, so dass bei der Übertragung in den Kölner Datensatz aufgrund von Plausibilitätserwägungen vom Jahr 1889 ausgegangen wurde. A LBRECHT (1912), S. 56/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 304 (Nr. 785)

[103] Anonymus, Earnings and Expenses of Wage Receivers in Europe, in: Annual report of the Commissioner of Labor, Jg. 1 (1886), S. 444–452 (Appendix B) Quelle für zwölf Fälle im Datensatz (Nummern 3.392–3.403) Vorgelegt werden 13 Budgets von Arbeitern aus verschiedenen deutschen Städten. Die amerikanische Untersuchung gibt die Summen jeweils in US-Dollar wieder, so dass eine Umrechnung in Mark erforderlich war.187 Die Haushaltsrechnungen sind nicht besonders, jedoch hinreichend detailliert (12 Variablen), vor allem die Angaben der Fälle 3.394, 3.396 und 3.402 fallen sehr ungenau aus. Diese bilden nämlich die Haushalte von Kostgängern ab, deren Haushaltsrechnungen naturgemäß recht wenig detailliert sind. W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 301 (Nr. 772)

187

Es entsprach 1 US-$ =ˆ 4,19 Mark (Noback (1877), S. 958).

398 [104] Jahresbericht der Großherzoglich Badischen Fabrikinspektion für das Jahr 1903. Erstattet an Großherzogliches Ministerium des Innern, Karlsruhe 1904 Quelle für 17 Fälle im Datensatz (Nummern 3.405–3.421) Die Großherzoglich Badische Fabrikinspektion ließ Haushaltsbudgets von Arbeitern der oberrheinischen chemischen Industrie anfertigen, um eine Lohnstatistik der verschiedenen Arbeiterkategorien zu erstellen. In diesem Zusammenhang wurden Haushaltsbudgets eines Chemiearbeiters (für das Jahr 1903), eines Schreinermeisters aus Pforzheim (für den Zeitraum 1902/ 1903) sowie eines Schwarzwälder Uhrenarbeiters (für den Zeitraum 1890 bis 1903) dargestellt. Der Schwerpunkt der Budgets liegt auf den einzelnen Ausgaben, die sehr detailliert aufgelistet werden. Bezüglich der Familie des Uhrenarbeiters ist zu bemerken, dass die veränderte Lebenssituation für jedes Jahr kommentiert wurde. Zu beachten ist jedoch, dass beim Haushaltsbudget des Uhrenarbeiters für das Jahr 1900 ein Rechenfehler vorlag, der beim Übertrag auf das Datenblatt korrigiert wurde. A LBRECHT (1912), S. 57/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 309 (Nr. 819)

[105] Johannes Heiden, Frankfurter Haushaltsrechnungen, in: Arbeiter-Sekretariat Frankfurt/M. (Hrsg.), VIII. Jahresbericht für 1906 nebst Jahresbericht des GewerkschaftsSekretärs und einem Anhang: Frankfurter Haushaltsrechnungen, Frankfurt a. M. 1907, S. 169–189 Quelle für zehn Fälle im Datensatz (Nummern 3.422–3.428; 3.430–3.432) Das Frankfurter Gewerkschaftskartell regte bei den ihm angeschlossenen Mitgliedern die Führung von Haushaltsbüchern an. Von den insgesamt 100 Arbeitern, die sich dazu bereit erklärt hatten, führten letztlich nur zehn ein Haushaltsbauch über den gesamten Zeitraum von einem Jahr (1. Februar 1905 bis zum 31. Januar 1906). Die Angaben sind bewusst so zusammengestellt, dass sie mit der Erhebung B RAUNs über die Nürnberger Arbeiter vergleichbar sind.188 A LBRECHT (1912), S. 58/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 313 (Nr. 844)

[106] Adolf Braun (Bearb.), Haushaltungs-Rechnungen Nürnberger Arbeiter. Ein Beitrag zur Aufhellung der Lebensverhältnisse des Nürnberger Proletariats, Nürnberg 1901 Quelle für neun Fälle im Datensatz (Nummern 3.438–3.446) Die Erhebung des Arbeiter-Sekretariates Nürnberg liefert 44 Jahreshaushaltsrechnungen Nürnberger Arbeiter, die gewerkschaftlich organisiert waren (Zeitraum: 1. Februar 1899 bis 31. Januar 1900). Von diesen 44 Haushaltsrechnungen sind 188

Braun (1901) (Quelle 106, s. S. 398), Vgl. Heiden (1907), S. 172.

399 nach eingehender Prüfung lediglich neun für unsere Auswertung verwendbar. Die verbleibenden Haushaltsrechnungen weisen zu viele Fehler auf, so dass sie nicht berücksichtigt wurden.189 Während die Ausgaben in zahlreiche fein detaillierte Kategorien eingeteilt sind, sind auf der Einnahmeseite außer den Gesamteinnahmen lediglich Prozentwerte der einzelnen Kategorien angegeben, die sich jedoch ohne weiteres auflösen ließen. A LBRECHT (1912), S. 44, 58

[108] Adolf Günther, Lebenshaltung des Mittelstandes. Statistische und theoretische Untersuchungen zur Kosumtionslehre (Schriften des Vereins für Socialpolitik, Bd. 146, H. 2), München 1920 Quelle für 47 Fälle im Datensatz (Nummern 3.448–3.494) Quelle der in G ÜNTHERs Monographie veröffentlichten 50 Haushaltsrechnungen für 1912/13 ist eine zeitgenössisch durchgeführte Fragebogenuntersuchung. Diese „Erhebung in Technikerkreisen“190 wurde jedoch erst nach dem Ersten Weltkrieg ausgewertet. G ÜNTHER bezweckte mit seiner Arbeit auch, die Lebensverhältnisse des Mittelstandes darzustellen, um dem der Arbeiterbewegung nahestehenden Wissenschaftler Robert René K UCZYNSKI191 und seinem Konzept des Existenzminimums entgegenzutreten. Grundsätzlich sind die Haushaltsrechnungen hinreichend detailliert wiedergegeben. Lediglich bei drei Fällen fehlen einzelne Angaben, so dass sie nicht in den Datensatz aufgenommen wurden. Darüber hinaus traten bei vier Haushaltsrechnungen geringfügige Fehler bei der Addition der Angaben auf, die bei der Datenaufnahme korrigiert wurden. Die Daten werden von recht umfangreichen Informationen über die Haushaltungen begleitet, wie etwa einer Aufstellung der Alters- und Eheverhältnisse sowie der Berufe der Väter, Groß- und Schwiegerväter der Haushaltsvorstände. W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 318 (Nr. 866) und S. 329 (Nr. 915)

[111] Gottlieb Schnapper-Arndt, Nährikele. Ein sozialstatistisches Kleingemälde aus dem schwäbischen Volksleben, in: Leon Zeitlin (Hrsg.), Dr. Gottlieb Schnapper-Arndt. Vorträge und Aufsätze, Tübingen 1906a, S. 190–257 Quelle für einen Fall im Datensatz (Nummer 3.521–3.521) Diese Publikation ist ein Paradebeispiel für die von S CHNAPPER -A RNDT vertretenen Methode der sozialen Miniatur.192 Sie basiert auf zahlreichen persönlichen 189 190 191 192

Vgl. hierzu auch Albrecht (1912), S. 45. Günther (1920), S. 14. Zu dessen Person siehe den Nachruf: Robert René Kuczynski, 1876-1947 , D. V. G., in: Journal of the Royal Statistical Society, Bd. 110 (1947), H. 4, S. 383–384. Vgl. zu S CHNAPPER -A RNDTs Methode Fischer (2008).

400 Gesprächen des Autors mit der Weißzeugnäherin „Rikele“, mehreren Besichtigungen ihrer Wohnung sowie der Sichtung von Briefen, Quittungen, Steuerzetteln, gerichtlichen Dokumenten, des Sparkassenbuches und vor allem des über mehrere Jahre (1879-1882) geführten Haushaltungsbuches. Neben der extrem ausführlich präsentierten Haushaltsrechnung für 1882 finden sich zwar noch die tabellarisch aufgestellten Ausgaben für die Jahre 1879-1881. Diese waren jedoch nicht verwertbar, da der 1882 so wesentliche Ausgabenposten „Essen außerhalb des Hauses“ (mehr als 50% der Gesamtausgaben) in den übrigen Jahren nicht ausgewiesen war, die Budgets also nur verstümmelt überliefert sind. Diese Publikation konnte also nur als Quelle für einen Fall im Datensatz dienen. A LBRECHT (1912), S. 55/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 298 (Nr. 761)

[112] Heinrich Neumann, Die Lebensführung einer Mittelstandsfamilie in Friedens- und Kriegsjahren, in: Adolf Günther (Hrsg.), Lebenshaltung des Mittelstandes. Statistische und theoretische Untersuchungen zur Konsumtionslehre (Schriften des Vereins für Socialpolitik, Bd. 146, H. 2), Berlin 1920, S. 165–177 Quelle für zwei Fälle im Datensatz (Nummern 3.522–3.523) Der Autor präsentiert die Haushaltsbudgets der Familie eines Bankbeamten in einer nicht näher benannten norddeutschen Provinzhauptstadt für die Jahre 1912 bis 1917. Von diesen lagen nur die ersten beiden Jahre 1912 und 1913 (eigentlich 1. April 1912 bis 31. März 1913 bzw. 1. April 1913 bis 31. März 1914) im Untersuchungszeitraum dieser Arbeit und gingen somit in den Datensatz ein. Bei der Zusammenfassung der Daten zu Gruppen richtete sich N EUMANN nach dem Vorgehen der Erhebung des Kaiserlichen Statistischen Amtes, so dass von einer ausführlichen Darstellung hier abgesehen werden kann.193 Bemerkt sei hierzu nur, dass die in der Quelle mit „Geistige und gesellige Bedürfnisse“ bezeichneten Ausgaben sich nicht differenzieren ließen und deshalb zu je gleichen Teilen den Variablen GEIST und FREIZEIT zugeschlagen wurden. Das Zustandekommen der Einnahmedaten soll allerdings kurz dargelegt werden. Angegeben sind die Daten nämlich nicht in summa, sondern nur stückweise. Von April bis einschließlich Dezember 1912 verdiente der Bankbeamte pro Monat 291,70 Mark, Januar und Februar 300,– und März 1913 325,– Mark. Das ergibt einen Lohn von 3.550,30 Mark. Hinzu kommen Zinsen und Tantiemen in Höhe von 1.342,30 Mark, woraus sich Gesamteinnahmen von 4.892,60 Mark ergeben. Für das zweite Geschäftsjahr ergaben sich analog Gesamteinnahmen von 5.340,– Mark.194 W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 329 (Nr. 915) 193 194

Kaiserliches Statistisches Amt (1909) (Quelle 57, s. S. 379). Vgl. hierzu Neumann (1920), S. 165. Ebenda, S. 166–167.

401 [113] R. Nasse, Über die Haushaltung der Bergarbeiter in Saarbrücken und in Großbritannien, in: Jahrbücher für Nationalökonomie und Statistik, 3. Folge Bd. 2 = Bd. 57 (1891), S. 398–416 Quelle für zehn Fälle im Datensatz (Nummern 3.524–3.531, 4.658–4.659) NASSE liefert in diesem Aufsatz insgesamt zehn in ausreichend detaillierte Posten (Lebensmittel, Genussmittel, Kleidung, Wohnung, Licht und Brand, Waschmaterialien, Schule u. Steuern, Arzt u. Apotheke, Verschiedenes) aufgeschlüsselte Haushaltsrechnungen saarländischer Bergarbeiterfamilien für das Jahr 1889. Für zwei Haushalte liegen lediglich Ausgabebudgets vor, ansonsten sind auch die Haushaltseinnahmen angegeben. Zusätzlich zitiert NASSE das Haushaltsbudget eines Bergarbeiters aus dem Ruhrgebiet für 1888 aus der Zeitschrift „Stahl und Eisen“, die sich jedoch als eine theoretische Kalkulation, nicht als eine empirisch aufgenommene Haushaltsrechnung herausstellte und deshalb nicht aufgenommen wurde.195 A LBRECHT (1912), S. 56

[114] Christian Weiss, Die Stadt Nürnberg und ihre Arbeiter, in: Annalen des Deutschen Reiches für Gesetzgebung Verwaltung und Volkswirtschaft. Rechts- und staatswissenschaftliche Zeitschrift und Materialsammlung, Jg. 47 (1914), S. 561–614, S. 701–781 und S. 845–871 Quelle für 21 Fälle im Datensatz (Nummern 3.532–3.552) Die in der Publikation angeführten Haushaltsrechnungen erscheinen im Rahmen einer detaillierten Beschreibung der Lebensverhältnisse. Lediglich die Angaben über die Nahrungsmittelausgaben sind tabellarisch dargestellt, der Rest der Angaben erfolgt im Fließtext. Kleinere Additionsfehler wurden bei der Aufnahme korrigiert. Die in der Quelle mit den Nummern 4, 10 und 22 bezeichneten Haushalte konnten nicht berücksichtigt werden, da sich die dortigen Angaben nicht über einen Zeitraum von zwölf Monaten erstreckten. So verblieben 21 Haushaltsrechnungen, die sich auf die Haushaltungen von Arbeitern beziehen, die bei der Stadt Nürnberg beschäftigt waren. [115] Carl Hampke, Das Ausgabebudget der Privatwirtschaften, Jena 1888 (zugl. Diss., Jena 1887) Quelle für 25 Fälle im Datensatz (Nummern 1.710–1.714; 1.719–1.726; 1.730– 1.733; 1.743–1.747; 3.553; 4.143–4.144) 195

Nasse (1891), S. 409. Original bei J[oseph] Schlink, „Hungerlöhne“, in: Stahl und Eisen. Zeitschrift für das deutsche Eisenhüttenwesen, Bd. 9 (1889), Nr. H. 8, S. 701–704, hier: S. 703.

402 Das Werk H AMPKES stellt eine große Sammlung von Haushaltsrechnungen dar. Von den zahlreichen dort publizierten Haushaltsrechnungen und -budgets wurden allerdings lediglich sieben von H AMPKE selbst aufgenommen (Fälle 1.731 – 1.746). Darunter die Haushaltsrechnung einer höheren Beamtenfamilie mit vier Kindern und vier Dienstboten aus Halle. Das Haushaltsbudget stellt zwar einen Durchschnitt der Jahre 1883 bis 1886 dar, da es aber einem sauber geführten Haushaltsbuch entnommen wurde und einen konkreten Haushalt abbildet, konnte es dennoch in den Datensatz integriert werden. Bei zwei Haushaltsbudgets einer Familie eines Eisenbahnweichenstellers für 1882 und 1885, waren zwei Rechenfehler zu korrigieren. Drei weitere Haushaltsrechnungen (Fälle 1.747, 4.143 und 4.144) wurden H AMPKE von seinem mutmaßlichen Doktorvater Prof. Johannes C ONRAD übergeben und waren vor der vorliegenden Dissertation ebenfalls unpubliziert. Über diese vorher unpublizierten Haushaltsrechnungen hinaus wurden nur 15 weitere Fälle aus dieser Quelle aufgenommen. Die restlichen konnten nicht verwendet werden, teils, weil sie bereits aus den Originalquellen aufgenommen worden waren, teils, weil es sich um Durchschnittswerte handelte oder ihre Aufnahme zeitlich vor dem Betrachtungszeitraum lag. Die Fälle 1.710 bis 1.714 wurden einer Schrift von P FEIFFER von 1866 entnommen,196 hierbei fehlten allerdings die Angaben zur Haushaltsgröße. Diese ließ sich aber wie folgt schätzen: Bei P FEIFFER wird erwähnt, dass alle fünf Familien, deren Haushaltsrechnungen aufgenommen wurden, fünfköpfig waren, die Haushalte sich jedoch durch die Zahl der Dienstboten unterschieden. Um die wahrscheinliche Haushaltsgröße inklusive aller Dienstboten zu rekonstruieren, wurde deren Zahl anhand der jeweils überlieferten Gesamtausgaben für Dienstbotenlöhne hochgerechnet: H OFFMANN schätzt das jährliche Arbeitseinkommen für einen Dienstboten im Jahr 1865 auf 297 Mark, im Jahr 1866 auf 308 Mark.197 Teilen wir also die für häusliche Dienstleistung ausgegebene Summe durch den Durchschnittswert 300 Mark und runden kaufmännisch, erhalten wir: nummer

196 197

Beruf des

Kosten für Dienstboten

folglich: Anzahl der

Haushaltsvorstands

[Taler]

[Mark]

Dienstboten

1.710

Hoher Beamter

1.140

3.420

11 Dienstboten

1.711

Bankier

735

2.205

7 Dienstboten

1.712

Kaufmann

52

156

1.713

Beamter

32

96

kein Dienstbote

1.714

Arbeiter

–

–

kein Dienstbote

1 Dienstbote

Pfeiffer (1866), S. 506—517. Die fünf Haushaltsrechnungen werden auch bei Dehn (1881), S. 550 (Quelle 72, s. S. 386). Sowie bei Hampke (1888), S. XXXVIII. Hoffmann (1965), S. 493.

403 Freilich sind diese Überschlagsrechnungen angreifbar, aber immerhin stellen sie die einzig mögliche Näherung dar, weshalb die so ermittelten Dienstbotenzahlen in der Variable ANDERE in den Datensatz eingingen und die Gesamthaushaltsgrößen entsprechend festgesetzt wurden. Aus dem Werk H AMPKES wurde weiterhin das Budget einer ländlichen Arbeiterfamilie aus dem Magdeburgischen für das Jahr 1872 aufgenommen. Der genaue Ort wird in der Quelle zwar nicht benannt („in seinem Dorfe N. bei Magdeburg“198 ), ließ sich jedoch als Niederndodeleben identifizieren.199 Weiter ist zu beachten, dass unter der Rubrik Nahrung aus den „Kaufmannswaren“ (211,34 M) nicht hervorgeht, ob es sich um tierische oder pflanzliche Nahrung handelt. Schließlich wurden Haushaltsrechnungen eines Redakteurs für 1881 und eines Berliner Privatbeamten für 1875–1881 aufgenommen, die der Zeitschrift SocialKorrespondenz entstammen und am Original überprüft wurden (Fälle 1.719–1.726).200 Ebenso verhielt es sich mit dem Fall eines Höheren Beamten aus Oldenburg (Fall 1.730).201 Alle aus zweiter Hand übernommenen Haushaltsrechnungen wurden anhand der Originalquellen überprüft und erwiesen sich als valide. A LBRECHT (1912), S. 58 und 61/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 328 (Nr. 909) und S. 299 (Nr. 767)

[117] Else Neißer, Breslauer Haushaltsrechnungen aus den Jahren 1907 und 1908, in: Breslauer Statistik Bd. 30 (1912), Nr. H. 2 Quelle für 115 Fälle im Datensatz (Nummern 3.582–3.696) Das Statistische Amt der Stadt Breslau erhob zunächst in Zusammenarbeit mit dem Kaiserlichen Statistischen Amt Haushaltsrechnungen von Breslauer Arbeiterfamilien für das Jahr 1907 (Februar 1907 bis Januar 1908). Die Arbeiterbudgets wurden wie bei den übrigen an der Erhebung beteiligten Statistischen Ämtern über monatliche Berichte erstellt und enthalten Angaben über Beruf, Einkommen und Ausgaben der Haushalte, wobei die Ausgaben für Nahrungsmittel sehr detailliert erfasst wurden. 198

199

200 201

Im Original erschien diese Haushaltsrechnung in: Anonymus, Ein Beitrag zur Lohnstatistik aus dem Magdeburgischen, in: Concordia. Zeitschrift für die Arbeiterfrage, 2. Jg. (1872), Nr. 37, S. 289–290, Nr. 38, S. 300–301, hier: S. 289. Hans-Jürgen Rach und Bernhard Weissel (Hrsg.), Bauer und Landarbeiter im Kapitalismus in der Magdeburger Börde. Zur Geschichte des dörflichen Alltags vom Ausgang des 18. Jahrhunderts bis zum Beginn des 20. Jahrhunderts, Berlin 1982, S. 342, nehmen auch Niederndodeleben als Ort an. Anonymus (1882b), S. 171–172. Paul Kollmann, Die Vertheuerung des Lebensunterhaltes im Hinblick auf die Beamtenbesoldungen im Großherzogthume Oldenburg, Oldenburg 1876, S. 41. Dort finden sich nicht nur die Haushaltsrechnung des Beamten für 1875, sondern auch eine für 1850, welche jedoch nicht aufgenommen wurde, da sie vor dem Beobachtungszeitraum liegt.

404 Die Daten von 67 Fällen gingen schließlich in die Publikation des Kaiserlichen Statistischen Amtes ein.202 Da die Daten bei N EISSER detaillierter wiedergegeben sind, wurden diese Fälle aus der hier vorliegenden Quelle aufgenommen und bei Quelle 57 aussortiert. Zusätzlich liefert diese Publikation 23 weitere Haushaltsrechnungen für 1907 sowie 25 fortgeführte Erhebungen für 1908 (Februar 1908 bis Januar 1909). Die Angaben der Haushaltsrechnungen entsprechen dem System der oben erwähnten Untersuchung des Kaiserlichen Statistischen Amtes, weswegen sie hier nicht weiter zu erläutern sind. A LBRECHT (1914), S. 303

[118] Paul Ballin, Der Haushalt der arbeitenden Klassen. Eine sozialstatistische Untersuchung, Berlin 1883 Quelle für drei Fälle im Datensatz (Nummern 1.703–1.704; 1.709) Paul BALLIN publizierte in seiner Untersuchung insgesamt zehn Haushaltsrechnungen bürgerlicher Haushalte. Allerdings handelte es sich bei sieben von ihnen um Zitate schon veröffentlichter Haushaltsrechnungen, die bereits aus den Originalquellen in den Kölner Datensatz aufgenommen worden waren. Übrig blieben drei vom Autor selbst aufgenommene und aus den Haushaltsbüchern zusammengestellte Haushaltsrechnungen: Die Familien hätten „ihre Bücher dem Verfasser zur Verfügung gestellt. Die Anschreibungen sind von außerordentlicher Genauigkeit und erstrecken sich bei der Ernährung auf mehr als 120 Artikel.“203 BALLINs Aggregate sind hinreichend detailliert und mit kurzen Beschreibungen der Lebensumstände versehen. Einzig in einem Fall erwiesen sich BALLINs Angaben als ungenau und mussten korrigiert werden: In der Haushaltsrechnung 1.709 wird eine Quellengröße „Milchwaaren und Eier (1.057 Eier)“ ausgewiesen. Die Ausgaben für Milch und Eier wurden aufgeteilt, indem der mutmaßlich für Eier verausgabte Teil (1.057 × 5,4 Pf. = 57,08 Mark)204 der Variable TIER zugeschlagen wurde, der übrige, mutmaßlich für Milch verausgabte, Teil jedoch der Variable GETRAENK. A LBRECHT (1912), S. 54/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 299 (Nr. 763)

[119] Heinrich Palmer, Persönliche Aufzeichnungen eines Pfarrers aus Neuenhof für die Jahre 1891 bis 1897, unveröffentlichtes Haushaltsbuch, 1891-97 Quelle für sieben Fälle im Datensatz (Nummern 1.734–1.740) 202 203 204

Kaiserliches Statistisches Amt (1909) (Quelle 57, s. S. 379). Ballin (1883), S. 134. Der Einzelhandelspreis für ein Ei betrug 1880 5,4 Pf. (Hoffmann (1965), S. 585).

405 Grundlage dieser Quelle waren die Original-Haushaltsbücher des Pfarrers Heinrich PALMER aus Neuenhof (Großherzogtum Sachsen-Weimar). Sie wurden dem Projekt von privater Hand zur Auswertung überlassen und konnten gemäß der Variablenkonzeption dieser Untersuchung aufgearbeitet werden. P IERENKEMPER hat die Besonderheiten dieses Haushaltsbuchs wie folgt umrissen: „Aufzeichnungen in Haushaltsbüchern können in ihrer Informationsvielfalt – bei einer genügend sensiblen Interpretation – auch einen Einblick in interfamiliäre und innereheliche Macht- und Gefühlsstrukturen gewähren. So schreibt ein evangelischer Pfarrer, sechsundzwanzig Jahre alt, im Jahre 1890 seiner einundzwanzigjährigen Ehefrau als ‚Meiner herzlieben Hausfrau‘ den Bibelspruch ‚Euer himmlischer Vater weiß, daß ihr alles bedürfet‘ in das erste Haushaltungsbuch. Die Hausfrau beginnt am 1. Januar 1891 getreulich mit den Eintragungen und verbucht die wöchentlich oder vierzehntägig erfolgende Aushändigung des Wirtschaftsgeldes als Einnahme ‚von meinem lieben Mann‘. Am 10. März 1891 erfolgt aber letztmalig eine Einnahme ‚von meinem lieben Mann‘, denn am 16. März wird das Wirtschaftsgeld nur noch als Einnahme ‚von meinem Mann‘ bezeichnet, das ‚liebe‘ hat sich offenbar schon in den ersten Monaten des gemeinsamen Ehelebens aufgebraucht und taucht auch in den folgenden Jahren niemals wieder auf. Ja, kurze Zeit später wird das Haushaltsgeld sogar nur noch profan als Einnahme ‚von Heinrich‘ verbucht und bei dieser Bezeichnung bleibt es dann in den folgenden Jahren. Auch in der Sorgfalt und Gliederung der aufgezeichneten Ausgaben in diesem Haushaltsbuch deutet sich ein Wandel an, der auf ein verändertes Rollenverhältnis zwischen Hausherrn und Hausfrau schließen lässt. Zunächst erfolgen die Ausgaben äußerst penibel, Punkt für Punkt, und werden am Ende des Jahres in wenigen monatlich zusammengefassten Hauptkategorien zusammengestellt, die nur die typischen Haushaltsausgaben umfassen, wie Brot, Butter, Milch, Fleisch etc. Später werden die Eintragungen weniger präzise, insbesondere auch nach der Geburt des ersten Kindes, aber es fällt auf, dass nunmehr die Ausgaben für Bier, offenbar dem Genuß des Hausherrn dienend, mit auffälliger Genauigkeit erfasst werden. Offenbar diente diese Verhaltensweise der Hausfrau zum Nachweis der eigennützigen Ansprüche des Hausherrn an das Familienbudget und damit möglicherweise auch als Argument in den innerehelichen Machtauseinandersetzungen.“205 Wie in der Beschreibung deutlich geworden ist, enthielt das hier als Quelle dienende Haushaltsbuch nur Angaben über die Verwendung des Haushaltsgeldes der Hausfrau. Dadurch bedingt sind die daraus gewonnenen Angaben – abgesehen von denen für Nahrungsmittel – leider sichtlich unvollständig und zu Vergleichszwecken ungeeignet; sie wurden deshalb nicht aufgenommen. Und so beschränken sich die sieben Fälle auf die reinen Ernährungsbudgets.

205

Pierenkemper (1991c), S. 67–68, „Beispiel I (Pfarrershaushalt)“.

406 [120] Friedrich Münzer, Original-Haushaltsbücher eines deutschen Professors in der Schweiz, unveröffentlichtes Haushaltsbuch, 1897/98 Quelle für einen Fall im Datensatz (Nummer 1.742) Grundlage für diesen Fall waren die Original-Haushaltsbücher Friedrich M ÜNZERs (1868–1942), der gebürtig aus Oppeln in Oberschlesien stammte. Dieser hatte im Jahr 1896 in Basel eine Stelle als Universitätsdozent für Klassische Philologie angetreten und erhielt dort 1902 zunächst eine außerordentliche und später im gleichen Jahr noch eine ordentliche Professur, die er bis 1912 innehatte. In diesem Jahr zog er aus Basel fort nach Königsberg.206 M ÜNZER hinterließ zwei Haushaltsbücher, die 1897 und 1898 geführt worden waren, also als er Inhaber der Baseler Dozentenstelle war. Insofern handelt es sich hierbei um eine Ausnahme von der Regel, nur deutsche Haushaltsrechnungen in den Datensatz aufzunehmen. Da jedoch Haushaltsrechnungen aus den höheren Schichten des Bildungsbürgertums außerordentlich rar sind, erschien es an dieser Stelle sinnvoll und vertretbar, dieses Prinzip hier zu missachten und diesen interessanten Fall einzubeziehen. Die Haushaltsbücher wurden dem Forschungsprojekt von privater Hand zur Verfügung gestellt und wurden entsprechend dem Variablenzuschnitt des Kölner Datensatzes aufgearbeitet. Es konnten allerdings nur die Daten für das Jahr 1898 aufgenommen werden, da von 1897 nur die Werte der Monate Oktober bis Dezember vorlagen, welche aufgrund der kurzen Zeitspanne nicht mit den übrigen Daten vergleichbar gewesen wären. Die Angaben mussten von Schweizer Franken in Mark umgerechnet werden und ließen sich ansonsten unkompliziert eingliedern.207 Über die bloßen Einnahmen- und Ausgabendaten hinaus enthalten die Rechnungsbücher keine zusätzlichen beschreibenden Informationen über den Professorenhaushalt, entsprechend knapp fällt auch die Darstellung dieses Haushaltes bei P IERENKEMPER aus, der ihn als Beispiel für einen großbürgerlichen Haushalt charakterisiert.208 [121] Richard Fährmann, Original-Haushaltsbuch des Betriebsleiters einer Weberei in Großschönau, unveröffentlichtes Haushaltsbuch, 1912/13 Quelle für zwei Fälle im Datensatz (Nummern 1.748–1.749) Die Aufzeichnungen in den originalen Haushaltsbüchern Richard FÄHRMANNs, des Betriebsleiters einer Weberei in Großschönau/Schlesien, für 1912 und 1913 wurden dem Forschungsprojekt von privater Hand zur Verfügung gestellt und gemäß den 206 207 208

Die biographischen Informationen stammen von der Homepage der Universität Basel (http://pages.unibas.ch/klaphil/institut/geschichte2.html, aufgerufen am 24.01.2007). Entsprechend den Edelmetallparitäten galt folgender Kurs: 1 Schweizer Franken =ˆ 0,81 Mark. (Noback (1877), S. 254). Pierenkemper (1991c), S. 71, „Beispiel IV (Professorenhaushalt)“.

407 Kriterien dieser Untersuchung aufgearbeitet. Toni P IERENKEMPER stellte die aus dem Rechnungsbuch zu entnehmende Lebenssituation der Familie als Beispiel für einen mittelbürgerlichen Haushalt recht ausführlich dar.209 Besonders erwähnenswert erscheint ihm der verhältnismäßig hohe Anteil der Einnahmen, den die Ehefrau namens Helene durch häusliche Näharbeiten beisteuert (1912 immerhin fast 15 % vom Gesamteinkommen des Haushaltes), und der dennoch „verschämt unter der Bezeichnung ‚Lehnchens Deckengeld‘“ ins Haushaltsbuch Eingang fand.210 Am Ausgabeverhalten dieses Haushaltes ist auffällig, welch großen Posten der Gesamtausgaben die Ausgaben für die Bildung bzw. Unterbringung der fünf im Haushalt gehörenden Kinder im Alter zwischen 9 und 10 bzw. 22 und 23 Jahren ausmachen, nämlich fast ein Viertel der Gesamtausgaben. Dazu ist zu sagen, dass die drei Älteren auswärtig untergebracht waren (zwei Jungen besuchten Lehrerseminar bzw. Realschule in Löbau, eine Tochter lebte krankheitsbedingt in einer Anstalt).211 Die Haushaltsbücher waren hinreichend detailliert und gut geführt; sie ließen sich deshalb ohne weiteres in den Datensatz integrieren. [122] Theodor v. d. Goltz, Richter und v. Langsdorff, Die Lage der ländlichen Arbeiter im deutschen Reich. Berichte an die vom Congress deutscher Landwirthe niedergesetzte Commission zur Ermittelung der Lage der ländlichen Arbeiter im Deutschen Reich, Berlin 1875 Quelle für zwei Fälle im Datensatz (Nummern 1.789–1.790) In dieser Publikation stellt v. d. G OLTZ hauptsächlich die Resultate der von ihm durchgeführten Enquête über die Lebensbedingungen der deutschen Landarbeiterschaft vor. Da die im Rahmen dieser Untersuchungen aufgenommenen Ausgabebudgets in der vorliegenden Publikation jedoch recht unübersichtlich präsentiert werden, wurde die Daten aus der Bearbeitung Étienne L ASPEYRES ’ aufgenommen.212 Neben diesen Daten gibt v. d. G OLTZ in einem Anhang zusätzlich eine Reihe weiterer Haushaltsbudgets ländlicher Familien wieder, von denen die meisten jedoch bereits aus der erstveröffentlichten Originalquelle aufgenommen wurden. Aus dieser Quelle wurden schließlich nur zwei Budgets in den Datensatz aufgenom209

210 211 212

Pierenkemper (1991c), S. 68–71. Allerdings erscheinen die Informationen zu diesem Haushalt dort so aufgeteilt, als handele es sich um zwei verschiedene Haushalte. Ein Abschnitt (S. 68–69) ist überschrieben mit „Beispiel II (Betriebsleiterhaushalt)“, der darauffolgende (S. 69–71) mit „Beispiel III (Betriebsleiterhaushalt)“. Dies ist offensichtlich ein Irrtum, denn die Informationen über „beide“ Haushalte in P IERENKEMPERs Beschreibung sowie die Daten zu unseren Fällen 1.748 und 1.749 entsprechen sich vollkommen und lassen keinen Zweifel daran, dass es sich um einen einzigen Haushalt handelt. Ebenda, S. 69. Ebenda, S. 70. Dass sich Schule und Seminar der beiden Söhne in Löbau befanden, geht zwar nicht aus dem zitierten Artikel, wohl aber aus den Notizen im Original-Haushaltsbuch hervor. Laspeyres (1876) (QUELLE 9), S. 355. Siehe dort auch für die quellenkritische Diskussion dieser Untersuchung.

408 men: das einer Tagelöhnerfamilie aus Dirmstein/Rheinpfalz (Fall 1.789)213 und das einer Gutstagelöhnerfamilie aus dem Kreis Gerdauen/Ostpreußen (Fall 1.790).214 Beide Haushaltsrechnungen sind hinreichend detailliert und mit Informationen über die Lebensumstände der beiden Haushalte versehen, wobei den Naturaleinnahmen besondere Aufmerksamkeit gewidmet wurde. A LBRECHT (1912), S. 60/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 287 (Nr. 711 bzw. 712)

[123] Ludwig Heyde, Wirtschaftsrechnungen von unteren Post- und Telegraphenbeamten. Erhebung des Verbandes der unteren Post- und Telegraphenbeamten, Berlin 1916 Quelle für 127 Fälle im Datensatz (Nummern 3.697–3.821; 4.663–4.664) Ludwig H EYDE präsentiert in dieser Publikation 127 Wirtschaftsrechnungen unterer Post- und Telegraphenbeamter aus dem Jahr 1912. Entstanden sind die Budgets in einer Erhebung des entsprechenden Berufsverbandes. Zunächst wurden 410 Haushaltsbücher an die Mitglieder des Verbandes versandt, von denen 140 vom 1. März 1912 bis 28. Februar 1913 geführt und eingereicht wurden und 13 aussortiert werden mussten. Die Orte, wo die Haushalte wohnten, geben die Aufzeichnungen leider nicht preis. Mit zwei Ausnahmen wurden die Daten nicht eigenhändig aufgenommen, sondern aus dem sogenannten „Berliner Datensatz“ übernommen. Die Daten wurden elektronisch gemäß der in Tab. B.46 und B.47 dargestellten Konkordanz an die Variablen des Kölner Datensatzes angepasst.215 Zwei Fälle dieser Quelle, wurden von T RIEBEL nicht aufgenommen und mussten deshalb separat eingefügt werden. Es handelt sich dabei um die Haushaltsrechnungen eines Postschaffners (S. 44, Nr. 33, Nahrungsmittel auf S. 62, Nr. 34) und eines Briefträgers (S. 44, Nr. 34, Nahrungsmittel auf S. 62, Nr. 33).

213 214

215

v. d. Goltz, Richter und Langsdorff (1875), S. 448 und S. 488–490. Ebenda, S. 457–458 und S. 486–487 sowie inhaltsgleich bereits veröffentlicht als Theodor v. d. Goltz, Ausgabebudget einer ländlichen Arbeiterfamilie in Ostpreußen, in: Concordia. Zeitschrift für die Arbeiterfrage, 3. Jg. (1873a), Nr. 24, S. 187–188 bzw. Ders., Einnahmebudget einer ländlichen Arbeiterfamilie in Ostpreußen, in: Concordia. Zeitschrift für die Arbeiterfrage, 3. Jg. (1873b), Nr. 27, S. 211–212. Der Berliner Datensatz wurde im Rahmen des Dissertationsprojektes von Armin T RIEBEL erstellt (dort wird diese Publikation als Quelle 2 geführt). Bei T RIEBEL findet sich auch eine eingehende Charakterisierung der Quelle (Triebel (1991b), S. 66–70). Vgl. darüber hinaus auch die Besprechung in: Paul Blankenstein und Johannes Croner, Neuere Erhebungen von Wirtschaftsrechnungen im In- und Auslande (Reichs-Arbeitsblatt, Sonderheft 20), Berlin 1919, S. 5–10.

409 Tabelle B.46: Konkordanz von Kölner und Berliner Datensatz (1) Variablen des Berliner Bestandes Variablen des Kölner Bestandes Nr.

Variablenname

Kennzeichnung Nummer Fallnummer JAHR Jahr ART Erhebung der Haushaltsrechnung A 8 WAEHRUNG Währung A 9 ZAHLHH Zahl der zugrundliegenden Haushalt A 10 ZAHLJAHR Erhebungshäufigkeit Geographische Dimension ORT Ort REGION Region STAAT Staat PROVINZ Provinz REGBEZ Regierungsbezirk KREIS Kreis KREISSYS Kreis systematisch ORTSTYP Ortsgrößenklasse ZONE Strukturzone

C Haushaltsstruktur C 1 ERW Zahl der Erwachsenen C2 C3 C4

KINDER KDBERUF ANDERE

C5

ANZAHL

Zahl der Kinder Zahl der arbeitenden Kinder Sonstige zum Haushalt gehörende Personen Gesamtgröße des Haushalts

D Dimension Beruf, Stand, Klasse D 1 MBERUF Beruf des Mannes E Einnahmen E 1 SELBST

Quelle 2 Quelle 123

Quelle 4 Quelle 124

Quelle 7 Quelle 125

Quelle 8 Quelle 126

Quelle 10 Quelle 127

lfd. ZEIT

lfd. ZEIT

lfd. ZEIT

lfd. ZEIT

lfd. ZEIT

lfd. ZEIT

Variablenlabel

A A1 A2 A7

B B1 B2 B3 B4 B5 B6 B7 B 10 B 12

Quelle 1 Quelle 57

1

1

1

1

1

1

1 1

1 1

1 1

1 1

1 1

1 1

NENNUNG

NENNUNG

NENNUNG

NENNUNG

NENNUNG

NENNUNG

ortrec

ortrec

ortrec

ortrec

ortrec

ortrec

ORTSTYP ZONE

ORTSTYP ZONE

ORTSTYP ZONE

ORTSTYP ZONE

ORTSTYP ZONE

ORTSTYP ZONE

=PERSONEN =PERSONEN =PERSONEN =PERSONEN =PERSONEN =PERSONEN -KINDER -KINDER -KINDER -KINDER -KINDER -KINDER KINDER KINDER KINDER KINDER KINDER KINDER =[ERW]-2

=[ERW]-2

=[ERW]-2

=[ERW]-2

=[ERW]-2

=[ERW]-2

PERSONEN

PERSONEN

PERSONEN

PERSONEN

PERSONEN

PERSONEN

berrec

berrec

berrec

berrec

berrec

berrec

MANNLOHN ERGLOHN FRAULOHN KINDLOHN MIETEIN

MANNLOHN

MANNLOHN ERGLOHN FRAULOHN KINDLOHN MIETEIN

MANNLOHN ERGLOHN FRAULOHN KINDLOHN MIETEIN

MANNLOHN ERGLOHN FRAULOHN KINDLOHN MIETEIN

NATUREIN

NATUREIN

NATUREIN

Angaben über Selbstversorgung/ Eigenbewirtschaftung

E2

MEINK

Einkommen des Mannes

E3 E4 E 11 E 12 E 13 E 14

FEINK KEINK UMIETE GESCHENK SOZIAL NATUR

E 15 VERKAUF E 16 SONSTEIN

Einkommen der Frau Einkommen der Kinder Untermiete Geschenke Soziale Zuwendungen Selbstversorgung/ Eigenbewirtschaftung Verkauf Sonstige Einnahmen

E 18 EINNAHME

Gesamteinnahmen

KINDLOHN MIETEIN

NATUREIN

RESTEIN

RESTEIN

Σ (E.1-E.16) EINSUMME

RESTEIN RESTEIN ABHEBUNG Σ (E.1-E.16) EINSUMME

RESTEIN EINSUMME

EINSUMME

410 Tabelle B.47: Konkordanz von Kölner und Berliner Datensatz (2) Variablen des Berliner Bestandes Variablen des Kölner Bestandes Variablenname

Nr.

Quelle 1 Quelle 57

Quelle 2 Quelle 123

Quelle 4 Quelle 124

Quelle 7 Quelle 125

Quelle 8 Quelle 126

Quelle 10 Quelle 127

FLEISCH WURST FISCH BUTTER KAESE EIER FETTE POMME GEMUESE SALZ ZUCKERUA MUEHLE OBST BACKWARE

FLEISCH WURST FISCH BUTTER KAESE EIER FETTE POMME GEMUESE SALZ ZUCKERUA MEHL HUELSEN OBST BACKWARE KAFFESUM TEEKAKAO MILCH

FLEISCH WURST FISCH BUTTER KAESE EIER FETTE POMME GEMUESE SALZ ZUCKERUA MUEHLE OBST BACKWARE

FLEIWUR FISCH BUTTER KAESE EIER

FLEIWUR MOLKEREI

FETTE POMME GEMUESE SALZ ZUCKERUA MUEHLE OBST BACKWARE

UNTIER BACKWARE

KAFFESUM TEEKAKAO MILCH

GETRAENK

RESTNAHR LOKALE

GETRAENK TABAK LOKALE RESTNAHR

KAFFESUM TEEKAKAO MILCH =GETRAENK -ALKOHOL ALKOHOL TABAK LOKALE RESTNAHR

Variablenlabel

F1

F Ausgaben TIER

F2

PFLANZE

Pflanzliche Lebensmittel

F3

GETRAENK

Getränke

KAFFESUM TEEKAKAO MILCH

F4

GENUSS

Genussmittel

F5

SONSTNAH

F6 F7 F8 F9 F 10 F 11 F 12

NAHRUNG MIETE HAUSRAT OFEN LICHT OFENLICH ANWHG

Nicht differenzierte Nahrungsmittel Nahrungsmittel insgesamt Miete Hausrat Heizung Licht Heizung und Beleuchtung Sonstige Ausgaben für Wohnen

GETRAENK TABAK LOKALE RESTNAHR

Tierische Lebensmittel

F 13 WOHNEN

Wohnen insgesamt

F 14 KLEIDUNG F 15 KOERPER

NAHRSUMM NAHRSUMM NAHRSUMM NAHRSUMM MIETE WOHNUNG MIETE HAUSRAT HAUSALL HEIZEN HEIZEN LICHT LICHT HEIZLICH HEIZLICH Σ (F.9-F.10) HEIZLICH HAUSREP PUTZMIT

RESTNAHR

SPEZEREI NAHRSUMM NAHRSUMM MIETE MIETE HAUSALL

HEIZLICH

Kleidung Körperpflege und Gesundheit

WOHNUNG HEIZLICH TEXTIL HYGIENE

Σ (F.7-F.10, Σ (F.7-F.10, Σ (F.7-F.10, Σ (F.7-F.10, WOHNEN F.12) F.12) F.12) F.12) TEXTIL TEXTIL TEXTIL TEXTIL ARZT HYGIENE HYGIENE

F 16 GEIST

Kultur, geistige Betätigung

SCHULE

KOERPER SCHULE THEATER

F 17 STEUER

Steuern

F 18 FREIZEIT

Freizeit und Vergnügen

ABGABEN VORSORGE SOZIALES

F 19 SONSTAUS

Sonstige Ausgaben

F 21 AUSGABEN

Gesamtausgaben

ABGABEN FREIVOR FERIEN VEREINE FAHRGELD GESCHENK ZINSSOLL RESTAUS

FAHRGELD DIENSTE GESCHENK ZINSSOLL ERWERBEN RESTAUS NATURAUS Σ (F.6, F.13- AUSSUMME F.19)

SCHULE

SCHULE

SCHGELD THEATER

ABGABEN VORSORGE SOZIALES

ABGABEN FREIVOR SOZIALES

ABGABEN

FAHRGELD DIENSTE GESCHENK ZINSSOLL ERWERBEN RESTAUS NATURAUS Σ (F.6, F.13F.19)

FAHRGELD GESCHENK ZINSSOLL RESTAUS ERWERB

ERWERB

RESTAUS

AUSSUMME

AUSSUMME

AUSSUMME

411 [124] Ernst Herbig, Wirtschaftsrechnungen Saarbrücker Bergleute, in: Zeitschrift für das Berg-, Hütten- und Salinenwesen im preußischen Staate, Bd. 60 (1912), S. 451–613 Quelle für 107 Fälle im Datensatz (Nummern 3.822–3.926; 4.665–4.666) H ERBIG präsentiert insgesamt 106 selbst aufgenommene Haushaltsrechnungen Saarbrücker Bergleute. Die Untersuchung war grundsätzlich sorgfältig konzipiert. Sie wurde wie die vorige Quelle nicht eigenhändig, sondern auf elektronischem Wege aus dem Datensatz Armin T RIEBELs übertragen (dort: Quelle 4).216 Bereits T RIEBEL nahm einen Fall aufgrund offensichtlicher Unvollständigkeit nicht auf, so dass sich von H ERBIGs selbst erhobenen Fällen auch im Kölner Datensatz nur 105 wiederfinden.217 Die Daten wurden elektronisch gemäß der in Tab. B.46 und B.47 dargestellten Konkordanz den Variablen des Kölner Datensatzes angepasst. Zusätzlich zu diesen bei T RIEBEL aufgenommenen 105 Fällen gibt H ERBIG zwei Haushaltsbudgets der Jahre 1907/1908 wieder, die in der Neunkirchener Zeitung veröffentlicht worden waren und hier wörtlich zitiert sind, weshalb sie aus dieser Quelle aufgenommen werden konnten.218 A LBRECHT (1914), S. 303/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 317 (Nr. 864)

[125] Alfons Krziža, 175 deutsche Haushaltsbücher aus den Jahren 1911-1913, Leipzig 1914 Quelle für 90 Fälle im Datensatz (Nummern 3.927–4.016) Alfons K RZIŽA erhob unter den Abonnenten der Zeitschrift „Nach Feierabend“ Haushaltsrechnungen aus dem Jahr 1911. 90 Haushaltsrechnungen wurden schließlich publiziert und mit kurzen Bemerkungen zu den Lebens- und Wohnverhältnissen versehen. Die Daten wurden nicht eigenhändig aufgenommen, sondern elektronisch aus der Datenbank von Armin T RIEBEL überführt (dort: Quelle 7). Dort findet sich auch eine Beschreibung der Quelle.219 Die Aufnahme erfolgte anhand der Konkordanz, die in Tab. B.46 und B.47 dargestellt ist.

216

217 218

219

Triebel (1991b), Bd. 2, S. 74-77. Vgl. zu dieser Quelle auch: Else K ESTEN -C ONRAD, [Rezension zu] Herbig, Ernst, Wirtschaftsrechnungen Saarbrücker Bergleute, in: Jahrbücher für Nationalökonomie und Statistik, 3. Folge Bd. 46 = Bd. 101 (1913), H. 3, S. 417–419. Siehe Herbig (1912), S. 588, Fall 102. Fall 4.665 siehe Ebenda, S. 552–554, original aus: Neunkirchener Zeitung, Nr. 177 vom 6. August 1909 sowie Fall 4.666 siehe Ebenda, S. 554–557, original aus: Neunkirchener Zeitung Nr. 216 vom 21. September 1909. Triebel (1991b), Bd. 2, S. 88–94. Vgl. hierzu auch die Besprechung in: Blankenstein und Croner (1919), S. 10–19.

412 [126] Alfons Krziža, 259 deutsche Haushaltsbücher, geführt von Abonnenten der Zeitschrift „Nach Feierabend“ in den Jahren 1911-1913, Leipzig 1915 Quelle für 85 Fälle im Datensatz (Nummern 4.017–4.101) Bei dieser Quelle handelt es sich um eine Fortführung von K RZIŽAs Untersuchung vom Vorjahr (hier: Quelle 125). Es gilt alles oben Gesagte auch für die 85 Haushaltsrechnungen aus dem Jahr 1912. Die Beschreibung der Quelle durch T RIEBEL (dort: Quelle 8) zeigt einen entscheidenden Unterschied.220 In der neueren Untersuchung werden die Ausgaben für Lebensmittel nicht mehr unterteilt, so dass die in Tab. B.47 gezeigte Variablenkonkordanz in diesem Punkt nicht gilt. Einzige Variable für Nahrung ist hier also die Summenvariable NAHRUNG, die der Variablen „Nahrsumm“ bei T RIEBEL entspricht. [127] Anonymus, Der Haushalt des Postassistenten, in: Deutsche Postzeitung, 14. Jg. (1903a), S. 617–620 und S. 648–652 Quelle für 33 Fälle im Datensatz (Nummern 4.102–4.134) Der Verband Deutscher Post- und Telegraphenassistenten veranlasste eine Erhebung von Haushaltsrechnungen unter den Familien seiner Mitglieder zwischen April 1902 und März 1903, da es „vom wissenschaftlichen Standpunkte äußerst interessant sein müsste für einzelne Gesellschaftsklassen von Zeit zu Zeit zu untersuchen, in welcher Weise ihre Angehörigen die Befriedigung der einzelnen Lebensbedürfnisse vornehmen. [. . . ] Insbesondere würden sich solche Untersuchungen für die Beamten empfehlen, da deren Gehälter wohl der sozialen Stellung entsprechend bemessen sein sollten.“221 Ortsangaben wurden bei der Publikation der Haushaltsrechnungen nicht gemacht. Insgesamt präsentierte die Postzeitung schließlich 33 Haushaltsrechnungen, die hinreichend detailliert waren, um sich gut in den Berliner Datensatz Armin T RIE BEL s (dort als Quelle 10 bezeichnet)222 und schließlich in den Kölner Datensatz integrieren zu lassen. Dies geschah mittels der in Tab. B.46 und B.47 gezeigten Konkordanz. [128] Klaus-J. Lorenzen-Schmidt, Die Wirtschaftsführung eines Grevenkoper Bauern zwischen 1847 und 1881, in: Helmut Ottenjann und Günter Wiegelmann (Hrsg.), Alte Tagebücher und Anschreibebücher. Quellen zum Alltag der ländlichen Bevölkerung in Nordwesteuropa, Münster 1982, S. 237–275 Quelle für sechs Fälle im Datensatz (Nummern 4.135–4.140) 220 221 222

Triebel (1991b), Bd. 2, S. 95–98 Vgl. hierzu auch die Besprechung in: Blankenstein und Croner (1919), S. 10–19. Anonymus (1903a), S. 617. Triebel (1991b), S. 101–103.

413 Die Haushaltsrechnungen eines wohlhabenden Bauern gingen hervor aus dem „Haupt-Notirungs-Buch für Peter Ahsbahs, Grevenkop, angefangen den 8ten August 1847“, das zwischen 1847 und 1881 geführt wurde. In L ORENZEN -S CHMIDTs Auswertung dieser Quelle finden sich Einnahmen- und Ausgabenwerte für die Jahre 1847 bis 1875 aus denen die Haushaltsrechnungen für 1870 bis 1875 rekonstruiert und in den Datensatz aufgenommen wurden.223 Der Bauer erzielte seine Einnahmen durch den Verkauf von Feldfrüchten und Vieh, dabei verkaufte er Pferde auch überregional, er hatte bspw. Geschäftspartner in Brüssel oder Paris. Ahsbahs erwirtschaftete regelmäßig Überschüsse, die er – abgesehen von Reinvestitionen in seinen Hof – in Wertpapieren anlegte. Dementsprechend bezog er zusätzliche Einkünfte aus Zinsen und Dividenden. Im Jahr 1874 belegen Ahsbahs’ eigene Aufstellungen ein angelegtes Kapital von nicht weniger als 47.064 Mark.224 Die Lebensmittelausgaben waren im Regelfall nicht weiter untergliedert angegeben, lediglich für ein Jahr des Erhebungszeitraums, 1872, existiert eine Differenzierung (S. 258). Zu den im Bereich „Lebensmittel“ aufgeführten Nahrungsmittelausgaben kommen noch Ausgaben bei den Kaufleuten im Nebenort Krempe, die sich nicht weiter differenzieren lassen, sie wurden unter SONSTNAH verbucht.225 Die als Ausgaben für Haushaltsbedarf gekennzeichneten Kosten wurden zur Hälfte der Variablen OFENLICH, zur anderen Hälfte der Variablen ANWHG zugewiesen, sie gehen also beide in die Summenvariable W OHNEN ein. Dies gilt auch für die Kosten für Handwerksleistungen. Allerdings wurde der extrem hohe Wert für das Jahr 1874, der durch den Umbau des Hofes zustandekam, nur zu 40% der Variablen HAUSRAT zugeschlagen, zu 60% wurden sie jedoch als Betriebsausgaben gewertet und unter SONSTAUS verbucht. Überhaupt spielten bei den Sonstigen Ausgaben die Ausgaben für die Hauswirtschaft die größte Rolle: vor allem der Zukauf von Vieh sowie die Entlohnung von Gesinde und Tagelöhnern besaßen in Ahsbahs’ Haushaltsrechnungen Gewicht. Bei der Zahl von fünf sonstigen Personen handelte es sich um eine Schätzung, die das ständig anwesende Gesinde sowie eine saisonal schwankende Zahl von Tagelöhnern mit einbezieht. Die Tochter des Hauses besuchte eine Schule auswärts und wird deswegen bei der Haushaltsgröße nicht, wohl aber bei den Ausgaben für Bildung einbezogen. Die Daten waren angegeben in Hamburgischen Mark Kurant, die in Mark umgerechnet wurden.226

223 224 225 226

Lorenzen-Schmidt (1982), S. 237-275. Die Einnahmen finden sich tabellarisch auf S. 242, die Ausgaben auf S. 259. Ebenda, S. 252. Ebenda, S. 260 und S. 268. Nach N OBACK entspricht eine Goldmark 5/6 Mark Kurant oder 13 1/3 Schilling. Umgerechnet werden konnte also 1 Mark Kurant =ˆ 16 Schillinge =ˆ 1,20 Mark (Noback (1877), S. 254 und 1010).

414 [129] Anonymus, Zur Lage der ländlichen freien Arbeiter in einer der reichsten und fruchtbarsten Gegenden des Preußischen Staates im Magdeburgischen, in: Der Arbeiterfreund. Zeitschrift des Central-Vereins für das Wohl der arbeitenden Klassen, 22. Jg. (1884), S. 446–456 Quelle für einen Fall im Datensatz (Nummer 4.141) Angestoßen von einem Brief eines „die socialen Verhältnisse scharf beobachtenden und für das Wohl seiner Gemeinde treu sorgenden Pfarrer[s]“ veröffentlichte die Zeitschrift „Der Arbeiterfreund“ die Haushaltsrechnung eines ländlichen Arbeiters aus der Magdeburger Börde. Zwar wurde der genaue Ort der Datenaufnahme nicht benannt, davon abgesehen war die Haushaltsrechnung jedoch hinreichend detailliert, um aufgenommen zu werden. Diese Fälle wurden auch von H AMPKE zitiert, jedoch vom Original aufgenommen.227 A LBRECHT (1912), S. 60/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 288 (Nr. 715)

[130] L. Jacobi, Über den neuesten Stand der gewerblichen Arbeitslöhne in Niederschlesien, in: Der Arbeiterfreund. Zeitschrift des Central-Vereins für das Wohl der arbeitenden Klasse, Jg. 13 (1875), S. 437–490 Quelle für zwei Fälle im Datensatz (Nummern 4.145–4.146) Kern der vorliegenden Untersuchung bildet eine Übersicht über Löhne verschiedener Industriezweige in Schlesien, um „als Nachtrag zu jener Abhandlung vom Jahre 1868 und im Zusammenhang mit derselben beurtheilt und benutzt zu werden.“228 Die Abhandlung enthält zusätzlich zwei Haushaltsrechnungen schlesischer Arbeiterfamilien. Der genaue Ort der Datenaufnahme wird in einem Fall nicht benannt, stattdessen ist nur angegeben, dass er in der niederschlesischen Gebirgsgegend liege. Ansonsten waren die Haushaltsrechnungen hinreichend detailliert, um aufgenommen zu werden. Diese Fälle wurden auch von H AMPKE zitiert, in den Kölner Datensatz jedoch aus dem Original aufgenommen.229 A LBRECHT (1912), S. 54/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 297 (Nr. 752)

[131] Theodor v. d. Goltz, Ausgabebudget’s von Arbeiterfamilien, in: Concordia. Zeitschrift für die Arbeiterfrage, 4. Jg. (1874), Nr. 14, S. 54–55 Quelle für drei Fälle im Datensatz (Nummern 4.147–4.149) 227 228 229

Hampke (1888), S. V. Jacobi (1875), S. 483. Bei der erwähnten Untersuchung handelt es sich um Ders. (1868), S. 326–340, hier als Quelle 29 aufgenommen. Hampke (1888), S. XVIII.

415 Von der G OLTZ bezog seine hier veröffentlichten Informationen über die Lebenshaltung dreier Landarbeiterfamilien aus den Ermittlungen des Regierungsdirektors v. H OFF. Die Angaben wurden in Talern, Silbergroschen und Pfennigen gemacht und zwecks Aufnahme in den Datensatz umgerechnet.230 Diese Fälle wurden auch von H AMPKE zitiert, jedoch im Original aufgenommen.231 A LBRECHT (1912), S. 60/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 296 (Nr. 749)

[132] Anonymus, Arbeiterbudgets, in: Concordia. Zeitschrift des Vereins zur Förderung des Wohles der Arbeiter, 4. Jg. (1882a), S. 333–334 Quelle für vier Fälle im Datensatz (Nummern 3.237; 4.142; 4.150; 4.660) „Wir beabsichtigen, eine Reihe von möglichst detaillirten und nach der Versicherung unserer Gewährsmänner auf sorgfältigen und genauen Ermittelungen beruhenden Arbeiterbudgets zu bringen.“232 So lapidar leitete die Redaktion der Zeitschrift Concordia die in drei Teilen veröffentlichte Präsentation von Haushaltsrechnungen einiger Arbeiterfamilien ein. Von den fünf mitgeteilten Wirtschaftsrechnungen konnte eine nicht verwendet werden, da sie die genannten Naturaleinnahmen nicht wertmäßig aufführte und die Haushaltsrechnung so nicht vergleichbar wäre.233 Die übrigen Fälle ließen sich jedoch problemlos in den Datensatz integrieren. Die Fälle 3.237 und 4.142 wurden auch von H AMPKE zitiert, jedoch im Original aufgenommen.234 A LBRECHT (1912), S. 54/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 299 (Nr. 766)

[133] Wilhelm Gerloff, Wirtschaftsführung und Haushaltungsaufwand deutscher Volksschullehrer, in: Archiv für Sozialwissenschaft und Sozialpolitik, Bd. 30 (1910b), S. 381–424 Quelle für sechs Fälle im Datensatz (Nummern 4.151–4.156) G ERLOFF präsentiert sechs Haushaltsrechnungen von Volksschullehrern (fünf aus Preußen, einem aus Württemberg) für das Jahr 1907. Hervorgegangen sind die Daten aus einer größer angelegten Untersuchung mittels Versand von Haushaltsbüchern und Überwachung der Führung derselben. Während zunächst 38 Lehrerhaushalte begannen, die Haushaltsbücher zu führen, hielten nur 17 ein ganzes Jahr lang durch. Von diesen musste G ERLOFF wiederum elf aussondern, „weil die Angaben über die Gewichtsmengen der konsumierten Nahrungsmittel, auf deren einwandfreie 230 231 232 233 234

Der Umrechnungskurs betrug: 300 Pfg. =ˆ 30 Sgr. =ˆ 1 Taler =ˆ 3 Mark. (Siehe Noback (1877), S. 254). Hampke (1888), S. X. Anonymus (1882a), S. 333. Ebenda, S. 555. Hampke (1888), S. XXV.

416 Ermittelung großer Wert gelegt wurde, Lücken aufwiesen, die nur mittels grober Schätzungen hätten beseitigt werden können.“235 Der Autor ließ die verbleibenden Daten in einem Seminar der Universität Tübingen auswerten. Die Informationen über die Haushaltungen selbst finden sich in kurzen Beschreibungen auf den S. 383–384. Die weiteren Informationen sind nicht separat für jeden Haushalt angegeben, sondern nach Sinneinheiten gruppiert für alle mit 1 bis 6 durchnummerierten Haushalte: die Einnahmen auf S. 385, die besonders detailliert angegebenen Ausgaben für Nahrungsmittel auf den S. 389–402, für Wohnung, Heizung und Beleuchtung auf S. 403, für Bekleidung auf S. 407, für Gesundheit auf S. 408, für Geistige Bedürfnisse auf S. 409, für Verkehr auf S. 410, für Steuern und Versicherungen auf S. 410–413. Alle Angaben waren detailliert genug, um unproblematisch dem Klassifikationsschema des Kölner Datensatzes zugeordnet werden zu können. Schließlich wertete G ERLOFF die Daten pro Ausgabengruppen aus und verglich diese Anteilswerte mit den Ergebnissen früherer Untersuchungen. A LBRECHT (1912), S. 61/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 329 (Nr. 914)

[134] J. H. Salomon, Haushaltsrechnungen zweier Fabrikarbeiter, Altona 1906 Quelle für zwei Fälle im Datensatz (Nummern 4.157–4.158) Der vom Inhaber der Kistenfabrik H.J. Salomon herausgegebene Band enthält die Haushaltsrechnungen zweier Arbeiter jener Fabrik für das Jahr 1905. Wiedergegeben sind jeweils 52 Wochenbudgets und jeweils eine Jahreszusammenstellung. Die Daten wurden diesen Jahreszusammenstellungen entnommen, sie sind nicht weiter kommentiert. Ergänzt werden die Daten lediglich durch eine vom Herausgeber verfasste jeweils halbseitige Beschreibung der Buch führenden Haushalte, die über Herkunft, Familienstand und ähnliches knapp informieren. A LBRECHT (1912), S. 62/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 314 (Nr. 846)

[135] Franz Ziegler, Wesen und Wert kleinindustrieller Arbeit gekennzeichnet in e. Darstellung d. Bergischen Kleineisenindustrie, Berlin 1901 Quelle für 14 Fälle im Datensatz (Nummern 4.159–4.172) Z IEGLER liefert eine tabellarische Übersicht über 14 Wirtschaftsrechnungen von Haushalten der Remscheider Werkzeugindustrie. Sie sind aufgegliedert in die Kategorien Einkommen, Wohnung, Kleidung, Nahrung, Heizung und Beleuchtung, Erholung, Steuern und Versicherung, Sonstige Ausgaben sowie Defizit oder Überschuss und bieten sehr detaillierte Beschreibungen selbiger Haushaltungen. Die 235

Gerloff (1910b), S. 381.

417 Ausgaben für Nahrungsmittel sind dabei noch einmal ausdifferenziert, diese wurden aufgrund wöchentlicher Angaben hochgerechnet. Da aber alle sonstigen Angaben jährlich erfasst wurden, konnten die Fälle in den Kölner Datensatz aufgenommen werden. Bei zwei Haushaltungen fehlen offensichtlich Teile der Ausgaben (Fall 4.169: Ausgaben für Betriebsausgaben, für Werkzeug und Material; Fall 4.172: Ausgaben für Instandhaltung des Hauses), was die Vergleichbarkeit der Gesamtausgaben sowie die der Salden stark einschränkt. A LBRECHT (1912), S. 57

[136] Anonymus, Vergleich zwischen einem Berliner und Dresdner Haushalte, in: SocialCorrespondenz, 6. Jg (1882b), Nr. 40, S. 171–172 Quelle für drei Fälle im Datensatz (Nummern 4.173–4.175) Diese Quelle beinhaltet drei Haushaltsrechnungen einer Dresdner Beamtenfamilie für die Jahre 1879–81. Die Daten sind nach 18 Kategorien hinreichend getrennt ausgewiesen. Auf diese Einteilung legte der Verfasser großen Wert, denn „soll ein Haushaltungs-Budget ein ganz klares Bild von der Wirtschafts-Einrichtung geben, so müssen die Ausgaben für die unentbehrlichen Dinge ganz scharf von den Ausgaben für die entbehrlichen Dinge geschieden werden.“236 Der Beamtenhaushalt wird als sehr sparsam geschildert, man trinkt Wein nur zu Feierlichkeiten, konsumiert keinen Tabak, verzehrt möglichst nichts im Gasthaus. Die drei Haushaltsrechnungen des Dresdner Beamten werden den entsprechenden Haushaltsrechnungen einer Berliner Privatbeamtenfamilie gegenübergestellt und mit ihnen verglichen. Einige Fälle wurden auch bei BALLIN bzw. H AMPKE zitiert.237 Sie wurden jedoch aus der hier vorliegenden Originalquelle in den Kölner Datensatz aufgenommen. A LBRECHT (1912), S. 61

[137] A. Emminghaus, Zum Kapitel der Haushaltskosten, in: Jahrbücher für Nationalökonomie und Statistik, 3. Folge Bd. 28 = Bd. 83 (1904), Nr. 5, S. 650–661 Quelle für drei Fälle im Datensatz (Nummern 4.176–4.178) Bei den drei Fällen handelt es sich um die Haushaltsbudgets der Familie des Bildungsbürgers A., einer „Familie aus der Klasse derer, die nicht reich sind, aber dank dem Fleiße, der Tüchtigkeit und Sparsamkeit der Familienhäupter (Mann und Frau) 236 237

Anonymus (1882b), S. 171. Die Fälle 4.174 und 4.175 sind zitiert bei: Ballin (1883), S. 126–127 (Quelle 118) sowie bei Hampke (1888), S. XXXVII (Quelle 115). Dort waren die Daten jedoch unvollständig präsentiert.

418 sich eines stetig gewachsenen Wohlstandes erfreuen.“238 Die Angaben wurden zwischen 1862 und 1903 gemacht, wobei die jährlich geführten Haushaltsrechnungen nicht einzeln, sondern als Durchschnittsbudgets für drei zu unterscheidende Zeiträume angegeben sind. Da die Werte jedoch von einem einzigen Haushalt stammen und die Lebensbedingungen innerhalb der drei Perioden nach E MMINGHAUS’ Angaben als hinreichend homogen angesehen werden können,239 wurden sie entgegen der Regel, keine Durchschnittswerte zu integrieren, in den Datensatz aufgenommen. Den Durchschnittswerten wurde jeweils der Medianwert der Jahreszahlen der drei Perioden zugeordnet. E MMINGHAUS macht drei Zeiträume aus, „in denen A.s Haushalt in verschiedenen Gegenden Deutschlands geführt wurde, zumal diese Zeiträume sich auch mit verschiedenen Einnahmestufen [. . . ] decken. Zweckmäßig werden dann nur die beiden Jahre 1866 und 1873 ausgeschieden, während deren Uebersiedlungen von einer in die andere Gegend stattfanden“.240 E MMINGHAUS erfasst als Periode I die Jahre 1862–1865, hier aufgenommen als Fall 4.176 und bezeichnet mit der Jahreszahl 1864. Als Periode II fasst er die Jahre 1867–1872 zusammen, die hier aufgenommen wurden als Fall 4.177, und mit der Jahreszahl 1871 bezeichnet wurden. Schließlich erfasst der Fall 4.178 die Durchschnittswerte der Jahre 1874–1903, hier bezeichnet mit der Jahresangabe 1889. Die Ortsangaben sind für die erste und für die dritte Periode leider vage, bei der in der zweiten Periode bewohnten „süddeutschen Residenz“ lässt sich aber rekonstruieren, dass es sich um Mannheim handeln muss. Der entscheidende Hinweis war die Erwähnung, dass die dortige Wohnung in „der teureren Rheingegend“ angesiedelt gewesen sei.241 Da Mannheim als einzige süddeutsche Residenzstadt am Rhein lag, ist diese Zuordnung somit eindeutig. Die Ausgaben sind in fünfzehn Kategorien aufgeteilt, die sich großteils mit denen des Kölner Datensatzes decken. Erklärungsbedürftig bleiben folgende: Die mit „Hauswirtschaft i. e. S.“ bezeichnete Sparte wurde hier aufgrund der Angaben in der Quelle den Nahrungsmitteln zugeschlagen. Dies erscheint geboten, da diese Position „im Wesentlichen, aber nicht nur, die Ausgaben für Küche und Keller, Speise und Trank“ enthält. Da sich hierunter aber „auch mancherlei Unterstützungsgaben, manche Ausgaben für Bekleidung, für Ausbesserungen und kleinere Mobiliaranschaffungen, für Geschenke, also für alle Zwecke, welche in einem Hause, in dem tagsüber der Gatte nicht zu Hause ist, die Hausfrau mit ihrem Portemonnaie aufzukommen pflegt“, verbergen, dürfte die Position ein wenig zu hoch angesetzt sein.242 Die Position „Kinderpflege, Erziehung und Unterhaltung“ wurde der Kategorie 238 239 240 241 242

Emminghaus (1904), S. 650. Ebenda, S. 650-652. Ebenda, S. 651. Ebenda, S. 651–652. Ebenda, S. 654-655.

419 Geist zugeschlagen, da die größten Beträge für Schul- und Hochschulbildung der Kinder anfallen.243 A LBRECHT (1912), S. 61/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 326–327 (Nr. 904)

[138] Karl v. Keller, Wirtschaftsrechnungen, Leipzig-Lindenau 1908 Quelle für zwei Fälle im Datensatz (Nummern 4.179–4.180) Bei der Quelle handelt es sich um einen erneuten Abdruck der bereits als v. K[ EL LER ] (1906) veröffentlichten Werte (als Quelle 56, Fälle 1.272–1.276 und 1.669– 1.673, aufgenommen), allerdings ergänzt um die Werte für die Jahre 1905 und 1906, die nun als Fälle 4.179 und 4.180 aufgenommen werden. Die Aufbereitung der Daten entspricht genau der der Quelle 56. Eine Konkordanz der Quellenkategorien mit den Variablen des Datensatzes findet sich dort.244 Analog sind die Daten nicht nach Kalenderjahren, sondern stets von Juli bis Juni aufgenommen und wurden deshalb mit der Jahreszahl des ersten Jahres bezeichnet (z. B. Fall 4.179: Daten für Juli 1905 bis Juni 1906, bezeichnet als 1905). A LBRECHT (1912), S. 61/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 305 (Nr. 793)

[139] Marta Wohlgemuth, Die Bäuerin in zwei badischen Gemeinden, Karlsruhe 1913 Quelle für einen Fall im Datensatz (Nummer 4.182) W OHLGEMUTH stellt in ihrer Arbeit die Lebensverhältnisse zweier bäuerlicher Haushalte im Schwarzwald dar. Neben recht differenzierten Angaben aus den Haushaltsbüchern der Bäuerinnen liefert sie Beschreibungen der Lebensweisen sowie der Rahmenbedingungen (etwa der Lage der Orte) und ihrer allgemeinen wirtschaftlichen Situation. Von den beiden näher beschriebenen Haushalten führte nur einer Haushaltsbücher über ein volles Jahr, weshalb auch nur dieser Fall in den Datensatz aufgenommen wurde. [140] [Stanislaus] Kuhna, Die Ernährungsverhältnisse der industriellen Arbeiterbevölkerung in Oberschlesien, im amtlichen Auftrage ausgearbeitet im Winter 1891/92, Leipzig 1894 Quelle für 450 Fälle im Datensatz (Nummern 4.183–4.632) Dem oberschlesischen Bergassessor K UHNA ging es bei seiner Studie im Kern um die Ernährungsverhältnisse der oberschlesischen Berg- und Hüttenarbeiter. Mittels Fragebögen nahm er im Zuge einer Untersuchung deren Haushaltsbudgets auf. Von 243 244

Emminghaus (1904), S. 652. Siehe S. 380.

420 den 468 über „Vertrauenspersonen, [. . . vorwiegend] Betriebsbeamte (der Erz- und Steinkohlen-Gruben, der Blei-, Zink- und Eisenhütten und eines Salzwerkes)“245 ausgegebenen Fragebögen wurden 450 als brauchbar eingestuft und ausgewertet. Dabei wurden die Fragebögen nicht ausschließlich in Oberschlesien ausgegeben, sondern als Vergleich auch Daten aus anderen Industrieregionen des Reiches erhoben. So stammen schließlich 43 Haushaltsrechnungen aus Niederschlesien, Hessen-Nassau, Eisleben, Westpreußen, Berlin und dem westfälischen Ruhrrevier. Es handelt sich dabei nicht um Haushaltsrechnungen, die aus täglichen ein Jahr andauernden Eintragungen entstanden sind, sondern um erfragte Werte. Einzig die Nahrungsmittelausgaben wurden durch Buchführung ermittelt, jedoch nicht über ein komplettes Jahr, sondern durch Hochrechnung der Ausgabedaten für die Monate November und Dezember 1891. K UHNAs Studie wurde bereits im Erscheinungsjahr in der Literatur diskutiert und kritisiert.246 Die daraus hervorgehenden Ungenauigkeiten stellt K UHNA selbst fest, wenn er bemerkt, dass „die Ernährung in den Sommermonaten aber zweifellos durchschnittlich merkbar billiger sein dürfte, so ist sicherlich der auf diese Weise berechnete Jahresbetrag der Ausgaben für die Ernährung an und für sich etwas zu hoch.“247 Ein weiterer Nachteil der Studie ist, dass die Nahrungsmittelausgaben nur in zusammengefassten Kategorien angegeben sind, die sich nicht mit den Variablen des Kölner Datensatzes in Einklang bringen ließen, so dass die Nahrungsmittelausgaben nur in Summe aufgenommen werden konnten. Da jedoch die übrigen Ausgaben für die Kategorien Bekleidung, Wohnung, Beheizung, Beleuchtung und Steuern in recht detaillierten Jahresangaben vorliegen, wurden die Daten dennoch in den Datensatz aufgenommen. Die bereits von A LBRECHT attestierten Ungenauigkeiten248 mussten hierbei in Kauf genommen werden. Was die Einnahmeseite angeht, konnten einzig die nicht getrennt ausgewiesenen und in einer Spalte aufgenommenen „Nebeneinnahmen“ nicht einfach in die Variablen des Kölner Datensatzes aufgenommen werden. In der Quelle sind sie mit N (Nebenverdienst des Mannes), F (Verdienst der Frau), K (Verdienst der Kinder), H (aus Hausbesitz), I (aus Viehhaltung) und A (aus Gartenbau/Ackerbau) bezeichnet. Mit „K“ oder „F“ bezeichnete Nebeneinnahmen konnten den Variablen FEINK bzw. KEINK zugeordnet werden. Die mit „N“ gekennzeichneten Nebeneinnahmen des Mannes wurden, wenn sie alleine vorkamen, der Variablen MEINK hinzuaddiert, ansonsten wurde das „N“ zugunsten der anderen Einkommensarten ignoriert. Mit den Variablen „H“, „V“ oder „A“ bezeichnete Einnahmen wurden den Variablen NATUR (wenn geringer als 300 Mark) bzw. VERKAUF (wenn größer als 300 Mark) zugeschlagen. 245 246 247 248

Kuhna (1894), S. 11. Max Gruber, Zur Frage der Ernährungsverhältnisse der Schlesischen Industriearbeiter, in: Sozialpolitisches Zentralblatt, Bd. 3 (1894), Nr. 42, S. 497–500. Kuhna (1894), S. 13. Albrecht (1912), S. 41.

421 Häufig entstammten die Nebeneinnahmen jedoch mehreren Einnahmequellen (bei Kombinationen von N, K oder F mit H, A oder V), so dass sie nicht eindeutig den Einnahmekategorien zugewiesen werden konnten. In diesem Fall wurden die betroffenen Variablen als vorhanden, aber nicht definierbar gekennzeichnet und der gesamte Wert der Nebeneinnahmen unter SONSTEIN verbucht. A LBRECHT (1912), S. 41, 55/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 305 (791)

[141] Hauptvorstand des Zentralverbandes der baugewerblichen Hülfsarbeiter Deutschlands (Hrsg.), Lebenshaltung und Arbeitsverhältnisse der Deutschen Bauhülfsarbeiter, Hamburg 1908 Quelle für einen Fall im Datensatz (Nummer 4.633) Die Studie untersucht die Lebens- und Arbeitsverhältnisse der deutschen Bauhilfsarbeiter („Bauhülfsarbeiter“) mit deutlich sozialistischem Anstrich. Grundsätzlich bedient sie sich dabei 360 Wirtschaftsrechnungen für alle Teile Deutschlands, die aus den amtlichen Preisstatistiken konstruiert wurden. Diese Rechnungen eignen sich nicht für die Aufnahme in den Datensatz, da es sich nicht um tatsächlich ermittelte Haushaltsrechnungen handelt, sondern jeweils um eine theoretische Größe, „welche für eine Familie von Mann, Frau und zwei Kindern mindestens notwendig ist, um eine gesunde Lebensweise führen zu können.“249 Im Anhang der Studie findet sich allerdings eine empirische Haushaltsrechnung eines Bauhilfsarbeiters aus Lübz, Mecklenburg, nebst einer kurzen Erläuterung des Falles, die in den Datensatz aufgenommen wurde.250 A LBRECHT (1912), S. 54/ W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 312 (Nr. 840)

[142] Susanne Richtering, Der Haushalt des Erbdrosten Clemens Heidenreich Graf Droste zu Vischering nach den Haushalts- und Ökonomie-Etats der Jahre 1860 – 1920. Schriftliche Hausarbeit im Fach Geschichte für die 1. Staatsprüfung (Sekundarstufe II) an der Westfälischen Wilhelms-Universität Münster 1987 Quelle für fünf Fälle im Datensatz (Nummern 4.634–4.638) Diese Untersuchung beschreibt den Haushalt des westfälischen Grafen Droste zu Vischering über einen Zeitraum von 60 Jahren anhand archivalischer Quellen wie Ökonomiebüchern und Haushaltsrechnungen.251 Sie liefert hinreichend detaillierte Informationen über die Haushaltsführung allerdings nur für die fünf Wirtschaftsjahre 1873/74, 1882/83, 1893/94, 1903/04 und 249 250 251

Hauptvorstand des Zentralverbandes der baugewerblichen Hülfsarbeiter Deutschlands (1908), S. 23. Ebenda, S. 53–54. Richtering (1987), S. 24–25.

422 1913/14 (in den Datensatz aufgenommen als 1873, 1882, 1893, 1903 und 1913). Der untersuchte Haushalt erstreckt sich auf eigentlich zwei Haushaltungen: das Schloss Darfeld als den Hauptwohnsitz der gräflichen Familie und den Erbdrostenhof in Münster, wo die Familie die Wintermonate verbrachte;252 beide wurden aber als eine wirtschaftliche Einheit geführt. Während die gräfliche Haushaltung Einnahmen nur aus Kapitalvermögen zieht, ist die Ausgabenstruktur komplexer. Die Wirtschaftsetats gliedern sich in 17 Einzelpositionen, die sich größtenteils gut in die Kategorien des Kölner Datensatzes einpassen lassen (Vgl. Tab. B.48).

Tabelle B.48: Variablenkonkordanz QUELLE 142 (Ausgaben) Variable

Variablenlabel

Etatposition (Richtering, Seitenangabe)

NAHRUNG

Nahrungsmittel insgesamt

II

Haushaltung [ohne: Heizung, Licht], S. 50

HAUSRAT

Hausrat

I

Bauten, Reparaturen, Inventar [ohne: Leinen, Bettzeug, Manufakturwaren], S. 47

OFENLICH

Heizung und Licht

II

Haushaltung [Heizung, Licht], S. 50

ANWHG

Sonstige Ausgaben für Wohnen

IV

Gärten, Parkanlage, S. 55

KLEIDUNG

Kleidung

I VIII XII

Bauten, Reparaturen, Inventar [Leinen, Bettzeug, Manufakturwaren], S. 47 Dienerschaft [Livrée, Kleidung], S. 59 Herrschaft [ohne: Sonstiges], S. 61

KOERPER

Körperpflege und Gesundheit

XI

Ärzte, Apotheken, S. 45

GEIST

Kultur, geistige Betätigung

IX X XIV

Schreibmaterialien, Porto, S. 45 Bücher, Zeitschriften, S. 45 Unterricht, Erziehung, S. 45

STEUER

Steuern

XII

Steuern, Lasten, S. 45

FREIZEIT

Freizeit, Erholung und Vergnügen

V VI VII

Jagd und Fischerei, S. 45 Marstall, Equipage, S. 45 Reiseauslagen, S. 45

SONSTAUS

Sonstige Ausgaben

III VIII

Ökonomie, S. 54 Dienerschaft [ohne: Livrée, Kleidung], S. 59 Herrschaft [Sonstiges], S. 61 Gottesdienst, Schlosskapelle, S. 45 Fromme Zwecke, Arme, S. 45 Sonstige Ausgaben, S. 45

XIII XV XVI XVII

252

Richtering (1987), S. 21.

423 Erwähnenswert ist allerdings der recht grobe Posten „Haushaltung“, der sämtliche Ausgaben für Nahrungsmittel enthält. Diese lassen sich insofern nicht in die Untergruppen pflanzliche, tierische Nahrungsmittel, Getränke und Genussmittel unterteilen. Die Personenzahl des Haushaltes errechnet sich aus verstreuten Angaben über die Lebensverhältnisse der gräflichen Familie (nebst den Geburts- und Sterbedaten der teilweise schon im Kindesalter verstorbenen Söhne und Töchter).253 sowie der Angabe, dass „die Anzahl der Dienerschaft [. . . ] für die untersuchten Jahre im Durchschnitt ca. 30 Personen“ betrug.254 Hierbei wurden die Kinder solange sie lebten und unverheiratet waren, als Mitglieder des Haushaltes gezählt. Dies erscheint statthaft, da sie ja auch während eventueller Internatsaufenthalte vom väterlichen Haushalt finanziert wurden. Die Kernthesen der Staatsarbeit sowie die aggregierten Daten wurden in einem Aufsatz veröffentlicht, dieser diente als ergänzende Quelle für die Aufnahme in den Datensatz.255 [143] Otto v. Leixner, 1888 bis 1891. Soziale Briefe aus Berlin. Mit besonderer Berücksichtigung der sozialdemokratischen Strömungen, Berlin 1891 Quelle für fünf Fälle im Datensatz (Nummern 4.639–4.643) Otto v. L EIXNER vergleicht in einem seiner „Briefe“, die sich in deutlich paternalistischer Absicht mit dem Leben und den Sitten in der Metropole Berlin beschäftigen, die Lebensumstände von vier Haushalten verschiedener Gesellschaftsklassen, den eines adeligen Rentiers, eines höheren Beamten und zweier Arbeiter.256 Zusätzlich stellt er seinen Ausführungen die Haushaltsrechnung eines alleinstehenden Arbeiters zur Seite. L EIXNER äußert in seinen „Briefen“ moralische Hinweise zu den Verhältnissen in Berlin, immer verbunden mit Äußerungen gegen die Sozialdemokratie sowie gegen den zunehmenden Materialismus in Teilen des Bürgertums. Er kritisierte den Aufbau eines „Doppellebens“ unter den wirtschaftlich schlechter gestellten Bürgern, um „standesgemäß“ leben zu können: Verschwendung in öffentlich sichtbaren Bereichen, Sparsamkeit, ja: Geiz beim „Notwendigen“.257 Eine Passage der Schrift mit der Haushaltsrechnung eines Arbeiters wurde in den 1970er Jahren nachgedruckt.258 253 254 255 256

257 258

Richtering (1987), S. 15, 20–21. Ebenda, S. 60. Heil (1991), S. 201-224. Das hier als Fall 4.641 bezeichnete Arbeiterbudget wurde auch verwendet bei Erich Ackermann, Über typische Haushaltsbudgets deutscher Arbeiterfamilien und deren Ergebnisse für die Frage nach den Produktionskosten der Arbeit, Barmen 1900 (zugl. Diss., Freiburg i. Brsg. 1900), S. 29. v. Leixner (1891), S. 156–157. Ebenda, S. 183–188, nachgedruckt als: Haushaltsführung und Lebensweise eines besser gestellten Facharbeiters in Berlin 1890, in: Gerhard A. Ritter, Jürgen Kocka (Hg.), Deutsche Sozialgeschichte. Dokumente und Skizzen. Bd. 2: 1870 -1914, München 1974, S. 276–278.

424 Die Haushaltsbudgets wurden durch Befragungen L EIXNERs unter Verwendung persönlicher Aufzeichnungen der Haushalte aufgestellt. Er stellte einleitend fest, dass er nur Haushaltungen untersucht habe, die „sich in geordnetem Zustande [befanden]. Dies beweist schon die Thatsache, daß ich über sie berichten kann; ein schlechter Hauswirt wird [. . . ] wohl nur selten den Einblick in seine verfahrenen Verhältnisse gewähren.“259 Die Budgets sind hinreichend detailliert, um in den Datensatz integriert zu werden. Wurden Sparbeträge genannt, wurden diese nicht auf der Ausgabenseite aufgeführt, sondern so, dass sie im Saldo auftauchen. [144] Heinrich Herkner, Die oberelsässische Baumwollindustrie und ihre Arbeiter. Auf Grund der Thatsachen dargestellt, Straßburg 1887 Quelle für einen Fall im Datensatz (Nummer 4.644) H ERKNER untersuchte in dieser Studie die Lebensumstände und Arbeitsverhältnisse der Mülhausener Baumwollarbeiter. In diesem Rahmen lieferte er auch das Haushaltsbudget einer fünfköpfigen Familie, das ihm „aus Mülhäuser Arbeiterkreisen“ zugegangen sei.260 Obwohl es recht schematisch aufgebaut ist, erscheint es hinreichend detailliert, um in den Datensatz aufgenommen zu werden. Dieser Fall wurde auch bei ACKER MANN zitiert.261 H ERKNER wandte sich im weiteren Verlauf seiner Arbeit gegen die angeblich hervorragenden Arbeits- und Lebensbedingungen der Mülhausener Textilarbeiter. Dadurch erregte er den Unmut einiger elsässischer Baumwollindustrieller, die harsche Kritik daran verbreiteten und versuchten, sie unglaubwürdig zu machen.262 Hiergegen setzte sich H ERKNER mit einer neuerlichen Streitschrift zur Wehr: „Auch deshalb suchte sie den von mir zerstörten Glorienschein, der die Mülhäuser Industrieentwicklung bisher umschwebt hat, wiederherzustellen. Auch deshalb mussten meine Angaben über die Mülhäuser Verhältnisse, wenn auch ihre Widerlegung nicht möglich war, so doch wenigstens geschmäht werden.“263

259 260 261 262 263

v. Leixner (1891), S. 163. Herkner (1887), S. 312. Ackermann (1900), S. 27–28. X[aver] Mossmann, Offener Brief an Herrn Dr. H. Herkner über sein Buch „Die Oberelsässische Baumwollindustrie und ihre Arbeiter“, Mülhausen 1887 Heinrich Herkner, Die oberelsässische Baumwollindustrie und die deutsche Gewerbeordnung. Eine Erwiderung an meine Gegner, Straßburg 1887, S. 59.

425 [145] J[oseph] Schlink, „Hungerlöhne“, in: Stahl und Eisen. Zeitschrift für das deutsche Eisenhüttenwesen, Bd. 9 (1889), Nr. H. 8, S. 701–704 Quelle für zwei Fälle im Datensatz (Nummern 4.661–4.662) In diesem Aufsatz in der Zeitschrift „Stahl und Eisen“ tritt der Autor gegen den Begriff der „Hungerlöhne“ ein, mit der angeblich der Bergarbeiter abgespeist würde. Er werde bei jedem Ausstand verwendet, um „Mitleid mit dem armen darbenden Arbeiter und Abscheu gegen den hartherzigen, reichen Bedrücker“ zu erregen.264 Als Untermauerung seiner Argumentation präsentiert S CHLINK eine Anzahl von Haushaltsrechnungen von Arbeitern der Schwerindustrie. Zwei dieser Haushaltsrechnungen gehen auf ein Gutachten eines Kommerzienrates Wintzer, dem Generaldirektor der Georgsmarienhütte bei Osnabrück, zurück, das jener im Rahmen der Eisen-Enquête für 1878 gab. Diese Zahlen beziehen sich augenscheinlich auf tatsächliche Wirtschaftsbudgets zweier Hüttenarbeiter-Familien und konnten deshalb, obwohl einige Ausgaben auf monatlicher Basis gesammelt und hochgerechnet wurden und einige sonstige Ausgaben fehlten, in den Kölner Datensatz aufgenommen werden. Ein zusätzlich aufgeführtes Haushaltsbudget eines Bergarbeiters aus dem Ruhrgebiet für 1888 konnte nicht in den Datensatz aufgenommen werden, da es sich als eine theoretische Kalkulation und nicht als eine empirisch aufgenommene Haushaltsrechnung herausstellte.265 [146] Raphael E. May, Kosten der Lebenshaltung und Entwicklung der Einkommensverhältnisse in Hamburg seit 1890, in: Franz Eulenburg (Hrsg.), Kosten der Lebenshaltung in deutschen Großstädten. I. Ost- und Norddeutschland. Zweite Hälfte (Schriften des Vereins für Socialpolitik, Bd. 145, H. 4), München/Leipzig 1915, S. 260–524 Quelle für 36 Fälle im Datensatz (Nummern 4.668–4.703) In seinem Aufsatz stellt M AY – größtenteils aufgrund zweier massenstatistischer Erhebungen – Einnahme- und Ausgabestrukturen von Hamburger Haushalten dar. Hierbei handelt es sich einmal um die 179 Haushaltungen aus der 1909 veröffentlichte Arbeit des Kaiserlichen Statistischen Amtes,266 sowie um 274 weitere, die im Jahresbericht des Hamburger Statistischen Bureaus veröffentlicht wurden.267 Diese Daten konnten sämtlich nicht aufgenommen werden. Die einen, weil sie bereits als Quelle 57 Eingang in den Datensatz gefunden haben, die anderen, da, wie bereits 264 265 266 267

Schlink (1889), S. 701. Ebenda, S. 703, auch zitiert bei Nasse (1891), S. 409. Kaiserliches Statistisches Amt (1909), S. 62–92, hier die Fälle 1.624–1.650, 1.654–1.667, 1.674–1.700 und 1.801–1.911. Untersuchung über die Lebenshaltung der Bevölkerung, in: Jahresbericht des Statistischen Bureaus und Bureaus der Zentralwahlkommission Hamburg für das Jahr 1909, Hamburg 1910, S. 31–35.

426 M AY festhielt, „in der Hamburger Veröffentlichung sowohl die Darstellung der einzelnen Haushaltung, als auch die Spezifizierung der einzelnen Ausgaben“ fehlte.268 Zusätzlich präsentiert M AY jedoch noch die Wirtschaftrechnung einer wohlhabenden Bürgerfamilie, die er auf Grundlage der von 1878 bis 1913 geführten Original-Haushaltsbücher der Hausfrau erstellte.269 Für die komplette Zeit sind die gesamten Haushaltsausgaben in 26 Kategorien unterteilt dargestellt, wobei für die Jahre 1889 bis 1905 (mit Ausnahme von 1899 und 1902) der Posten „Haushalt, Essen und Trinken“ in 16 weitere Kategorien spezifiziert werden kann. Die tabellarisch angegebenen einzelnen Ausgabeposten ließen sich den Variablen des Kölner Datensatzes wie in Tab. B.49 abgebildet zuordnen. W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 298 (Nr. 759)

[147] Anonymus, Wie eine schlesische Arbeiterfamilie lebt, in: Der Gewerkverein. Organ des Verbandes der Deutschen Gewerkvereine, 35. Jg. (1903b), Nr. 27, S. 217–218 Quelle für einen Fall im Datensatz (Nummer 4.704) Das hier veröffentlichte Budget eines Gleiwitzer Arbeiterhaushaltes wurde der Zeitschriftenredaktion des „Gewerkvereins“ von dem Arbeiter selbst mitgeteilt, der „gewissenhaft Buch geführt [hat] über alle Einnahmen und Ausgaben. Auch der geringste Geldbetrag ist nachgewiesen. Nicht ein einzelner Pfennig ist ungebucht durch die Familie gegangen. Ein Arbeiterbudget von dieser minutiösen Genauigkeit hat uns bisher noch nicht vorgelegen.“ Mit Hilfe dieses Budget möchte die Zeitschrift den Beweis führen, „wie schwer es einer Arbeiterfamilie gemacht ist, sich in Ehren durchzubringen.“270 Abgesehen von einigen kleinen Additionsfehlern, die sich bei der Übertragung einfach korrigieren ließen, ist das Budget sehr detailliert und gut für die Aufnahme in den Datensatz geeignet. Der Beruf des Arbeiters wurde zwar nicht explizit genannt, aber mit einer hinreichenden Wahrscheinlichkeit konnte aufgrund der industriellen Struktur der Stadt Gleiwitz angenommen werden, dass es sich um einen schwerindustriellen Arbeiter handelte. [148] Friedrich Kriegel, Das Haushaltsbudget zweier Heimarbeiterinnen, in: Zeitschrift für Socialwissenschaft, 5. Jg. (1902), S. 747–748 Quelle für einen Fall im Datensatz (Nummer 4.705) K RIEGEL liefert das Haushaltsbudgets zweier Schwestern, die in Heimarbeit Kinderkonfektion nähen. Für seine Präsentation bildete er den Durchschnitt des von den Frauen „gemeinsam aufgestellte[n] Budget[s]“ für die Jahre 1899–1901 und 268 269 270

May (1915), S. 264. Ebenda, S. 375–377 sowie tabellarisch S. 504—508. Anonymus (1903b), S. 217.

427 Tabelle B.49: Variablenkonkordanz QUELLE 146 Nr. F%

Variable TIER

Variablenlabel Tierische Lebensmittel

F&

PFLANZE

Pflanzliche Lebensmittel

F'

GETRAENK

Getränke

F(

GENUSS

Genussmittel

F)

SONSTNAH

Nicht differenzierte Nahrung

F* F+ F, F-

NAHRUNG MIETE HAUSRAT OFEN

Nahrungsmittel insgesamt Miete Hausrat Heizung

F %$

LICHT

Licht

F %(

KLEIDUNG

Kleidung

F %)

KOERPER

Körperpflege und Gesundheit

F %* F %+ F %,

GEIST STEUER FREIZEIT

Kultur geistige Betätigung Steuern und Versicherungen Freizeit Erholung und Vergnügen

F %-

SONSTAUS

Sonstige Ausgaben

Quellen-Variablen ̇ Fleisch ̇ Eier ̇ Butter ̇ Fische ̇ Brot ̇ Kuchen ̇ Krämer ̇ Gemüse ̇ Abendbrot ̇ Früchte ̇ Milch ̇ Brause und Selter ̇ Bier ̇ Wein ̇ Diverse ̇ Verbraucht auf der Reise ̇ Haushalt, Essen und Trinken ̇ Miete ̇ Haushalt, diverse ̇ Feuerung ̇ Kochgas ̇ Beleuchtung ̇ Elektrisches Licht ̇ Garderobe des Mannes ̇ Garderobe der Frau ̇ Garderobe der Töchter ̇ Wäsche ̇ Medikamente ̇ Ärzte ̇ Unterricht und Bücher ̇ Steuern ̇ Vergnügen ̇ Reisen ̇ Garten ̇ Almosen ̇ Vereine (wohltätige) ̇ Geschenke ̇ Geschenke für die Frau ̇ Privatausgaben des Mannes ̇ Umzug ̇ Babysachen für Enkel ̇ Mädchenlohn und Geschenke ̇ Trinkgelder an fremde Mädchen ̇ Holländ. Waren ̇ Straßenbahnen ̇ Telephon

428 halbierte es obendrein, um Pro-Kopf-Werte anzugeben. Für die Aufnahme in den Datensatz wurde es wieder verdoppelt und erhielt so die Originalwerte, das Jahr wurde auf 1900 festgesetzt. W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 306 (Nr. 798)

[149] Hans L. Rudloff, Wirtschaftsergebnisse eines mittleren bäuerlichen Betriebes im hessischen Bergland (1888–1909), in: Jahrbuch für Gesetzgebung, Verwaltung und Volkswirtschaft im Deutschen Reich, Bd. 35 (1911), S. 251–283. Quelle für einen Fall im Datensatz (Nummer 4.706) RUDLOFF verfolgt in seiner Studie die wirtschaftlichen Verhältnisse eines nordhessischen Bauernhofes von 1888 bis 1909. Zwar ist der Name des Ortes, zu dem der Hof gehörte, nicht genannt, die Lage ist jedoch so detailliert beschrieben, dass er sich als der heute zur Gemeinde Ringgau gehörende Ort Netra, damals Kreis Eschwege, identifizieren lässt.271 Die Angaben über die Wirtschaftsführung des landwirtschaftlichen Betriebes sind nach den Aufzeichnungen des Bauern detailliert und genau vorgenommen.272 Allerdings stellt die Haushaltsführung nur einen stiefmütterlich behandelten Randaspekt der Studie dar: so finden sich Angaben zu den hier interessierenden Größen Nahrung, Kleidung, Genuss oder Freizeit- und geistige Bedürfnisse im Regelfall nur subsumiert als „Barausgaben für Haushaltung des Hofes“.273 Außerdem werden üblicherweise nur die Bartransaktionen des Haushalts aufgelistet. Die Naturaleinnahmen wurden weder für die Versorgung der bäuerlichen Familie noch für den landwirtschaftlichen Betrieb berücksichtigt. Das verhindert, dass ein Großteil der Wirtschaftsrechnungen in den Datensatz integriert werden konnte. Nur für das letzte aufgenommene Jahr 1909 liefert RUDLOFF Angaben zu den Naturaleinnahmen und ermöglichte so, dass immerhin dieses eine Wirtschaftsjahr in den Kölner Datensatz aufgenommen werden konnte. W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 288 (Nr. 717)

271

272 273

„Der Hof liegt im östlichen Teile dieses Berglandes, auf dem Ringgau, einem bis 512 m ansteigenden Plateau zwischen dem Richelsdörfer Gebirge und dem ins Werratal abfallenden Heldrastein und Schlierbacher Wald, an der Grenze der Kreise Eschwege und Rotenburg a. d. F.“ (Rudloff (1911), S. 251). Ebenda, S. 256–277. Ebenda.

429 [150] Sixth Annual report of the Commissioner of Labor, Bd. 6 (1890): Cost of production. Iron, steel, coal, etc., Part III – Cost of Living, Washington D.C. 1891 Seventh Annual report of the Commissioner of Labor, Bd. 7 (1891): Cost of production. The textiles and glass, Bd. 2, Part III – Cost of Living, Washington D.C. 1892 Quelle für 200 Fälle im Datensatz (Nummern 4.707–4.906) Eigentlich handelt es sich bei dieser Quelle um zwei Publikationen. Da sie jedoch im Rahmen einer einzigen Untersuchung des US-amerikanischen Commissioner of Labor entstanden und vollkommen identisch aufgebaut sind, werden sie hier als eine Quelle behandelt. Die Untersuchung hat zum Ziel, die Lebens- und Konsumbedingungen („cost of living“) von amerikanischen Arbeitern unterschiedlicher Branchen in ein Verhältnis zu denen vergleichbarer europäischer Haushalte zu setzen. Insgesamt betrachtet die Untersuchung die Haushaltsbudgets von 8.544 Haushalten; bei 3.260 war der Familienvorstand in der Schwerindustrie beschäftigt (unter ihnen befinden sich 104 deutsche), bei 5.284 Haushalte in der Textilindustrie (mit 96 deutschen Haushalten).274 Die in einer Enquête erhobenen Daten wurden nach Branchen gegliedert tabellarisch in neun Sektionen in eine große Zahl von Variablen unterteilt veröffentlicht. Die Variablen der Quelle 150 wurden wie in Tabelle B.50 dargestellt, dem „Kölner Datensatz“ zugewiesen. Abschließend bleibt zu bemerken, dass die Geldbeträge freilich alle in US-Dollar angegeben sind, so dass eine Umrechnung in Mark erforderlich war (1 US-$ =ˆ 4,19 Mark).275 W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 302–303 (Nr. 776/777)

[151] Erhebungen über die Lage der Landwirthschaft im Großherzogthum Baden, Karlsruhe 1883 Quelle für 85 Fälle im Datensatz (Nummern 4.907–4.991) „Den Anregungen und Anträgen entsprechend, welche auf dem Landtag 1881/82 in beiden Kammern der Landstände erfolgt sind, entschloß sich das Ministerium des Innern, zu einer Reihe von Erhebungen zu schreiten, welche geeignet erschienen, in die dermalige Lage der landwirthschaftlichen Bevölkerung Badens einen vollkommeneren Eindruck zu gewähren, als ihn die seitherigen statistischen Ermittlungen und die regelmäßig einkommenden Berichte der Bezirksbehörden zu liefern vermochten. [. . . ] Bei Feststellung des Programms der Enquete ging man von der Ansicht aus, daß die ungünstige Lage der landwirthschaftlichen Bevölkerung eines Ortes in der Regel als das Ergebniß des Zusammenwirkens einer größeren Anzahl 274 275

Bureau of Labor (1892), S. 845. Zu dieser Quelle, ihrer Erhebung, Auswertung sowie ihrer wissenschaftlichen Wahrnehmung vgl. Conrad und Triebel (1985), S. 46–51. Noback (1877), S. 958.

430 Tabelle B.50: Variablenkonkordanz QUELLE 150 Nr. Variable

Variablenlabel

Quellen-Variablen

Einnahmen: '$ MEINK '% FEINK '& KEINK ', UMIETE (' SONSTEIN (( EINNAHME

Lohneinkommen des Mannes Lohneinkommen der Frau Lohneinkommen aller Kinder Untermiete Sonstige Einnahmen Gesamteinnahmen

̇ C Income from occupation of husband ̇ C Income from occupation of wife ̇ C Income from occupation of children ̇ C Income from boarding and lodging ̇ C Income from other sources = Σ (30-32; 38-43)

Ausgaben: () TIER

Tierische Lebensmittel

(*

PFLANZE

Pflanzliche Lebensmittel

(+

GETRAENK

Getränke

(,

GENUSS

Genussmittel

()$ )% )& )' )( )* )+

NAHRUNG MIETE HAUSRAT OFEN LICHT OFENLICH WOHNEN KLEIDUNG

Nahrungsmittel insgesamt Miete Hausrat Heizung Beleuchtung Heizung und Beleuchtung Wohnen insgesamt Kleidung

), )*$

KOERPER GEIST STEUER

Körperpflege und Gesundheit Kultur geistige Betätigung Steuern und Versicherungen

*% *&

FREIZEIT SONSTAUS

Freizeit und Vergnügen Sonstige Ausgaben

*(

AUSGABEN

Gesamtausgaben

̇ D.1 - Beef ̇ D.1 - Hog Products ̇ D.1 - Meat (not specified) ̇ D.1 - Eggs ̇ D.1 - Lard ̇ D.1 - Butter ̇ D.2 - Poultry ̇ D.2 - Fish ̇ D.3 - Cheese ̇ D.2 - Sugar ̇ D.2 - Molasses ̇ D.2 - Potatoes ̇ D.3 - Flour and Meal ̇ D.3 - Bread ̇ D.3 - Rice ̇ D.3 - Fruit ̇ D.3 - Vinegar, pickles, and condiments ̇ D.3 - Vegetables (not specifies) ̇ D.2 - Tea ̇ D.2 - Coffee ̇ D.2 - Milk ̇ E - Intoxicating liquors ̇ E - Tobacco = Σ [()-(,; D.3 - Food (not specified)] ̇ E - Rent ̇ E - Furniture and Utensils ̇ E - Fuel ̇ E - Lighting = Σ ()&-)') = Σ ()$-)%; )() ̇ E - Clothing Husband ̇ E - Clothing Wife ̇ E - Clothing Children ̇ E - Sickness and death ̇ E - Books and Newspapers ̇ E - Taxes ̇ E - Insurance, Property ̇ E - Insurance, Life ̇ E - Amusements and vacation ̇ E - Organizations, Labor ̇ E - Organizations, Other ̇ E - Religion ̇ E - Charity ̇ E - Other ̇ E - Total for year

Bemerkungen zum Fall: *) SALDO Saldo der Einnahmen und Ausgaben

̇ F - Surplus bzw" F - Deficit

431 Faktoren sich darstellen werde. [. . . ] Die Lage des landwirthschaftlichen Gewerbes spiegelt sich hauptsächlich in der jeweiligen Höhe der Verschuldung und in dem Umfang des hauswirthschaftlichen Konsums . . . .“276 Dementsprechend wurden im Rahmen der vorliegenden Untersuchung der bäuerlichen Wirtschaftsbedingungen in insgesamt 37 Dörfern aller naturräumlich unterschiedlichen Regionen Badens auch Haushaltsrechnungen von insgesamt 87 sehr unterschiedlichen Bauerngehöften erfasst. Hierbei reicht die Bandbreite vom großbäuerlichen Hof mit 170,53 ha Fläche bis zum Tagelöhnergütchen mit lediglich 0,89 ha. Die Haushaltsrechnungen wurden in drei Bänden mit 10, 14 bzw. 13 Heften, jeweils einem pro Gemeinde, veröffentlicht. Sie wurden jeweils von unterschiedlichen Bearbeitern abgefasst und sind deshalb graduell verschieden in ihrer Genauigkeit. Insgesamt zeichnen sie sich jedoch durch große Detailliertheit aus, gerade was die sonst bei ländlichen Haushalten häufig unzureichende Berücksichtigung von Subsistenz und Naturaleinkommen angeht. Zwei der Haushaltsrechnungen erwiesen sich jedoch als nicht vollständig und mussten ausgeschlossen werden,277 so dass letztlich 85 Haushaltsrechnungen aus dieser Quelle in den Kölner Datensatz eingingen. Einer der Fälle (4.945) wird auch von H AMPKE zitiert und wurde dort freilich nicht aufgenommen.278 W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 288 (Nr. 716)

[152] M. L. Fèvre, Mineur silésien du bassin houiller de la Ruhr (Prusse Rhénane Allemagne). Ouvrier-tacheron, dans le systeme des engagements momentanés, d’après les renseignements recueillis sur les lieux en Octobre 1886, in: Les Ouvriers des deux Mondes, Bd. 2, H. 2, Paris 1890, S. 245–280 Quelle für einen Fall im Datensatz (Nummer 4.992) F ÈVREs Arbeit steht in der Tradition Frédéric L E P LAYs. Der Autor betrachtet die Haushaltsführung eines ursprünglich aus Oberschlesien stammenden SteinkohleHauers auf der Zeche Dahlbusch bei Gelsenkirchen für das Jahr 1886 in aller Detailtreue. Dabei bietet er sowohl tabellarische Aufstellungen der Einnahmen und Ausgaben des Haushalts wie auch genaueste Beschreibungen seiner Wohn-, Ernährungs- und Lebensumstände. Es war zu beachten, dass F ÈVRE eine Vielzahl theoretischer Einkünfte und Ausgaben aufnimmt (z. B. Gegenwert der Hausarbeit der Frau etc.), die in den Datensatz, der lediglich tatsächlich geflossene Einnahmen und Ausgaben berücksichtigt, nicht aufgenommen werden durften. 276 277

278

Erhebungen Landwirthschaft in Baden (1883), S. 1 und 3. Hierbei handelt es sich um zwei Tagelöhner-Haushalte, einen in Schönfeld (Erhebungen Landwirthschaft in Baden (1883), Bd. 1, H. 3: Schönfeld, S. 51–54) und einen in Werbach (Ebenda, Bd. 1, H. 4: Werbach, S. 60-65). Vgl. Hampke (1888), S. IV–V (Quelle 115).

432 Alle Geldbeträge in der Quelle waren in französischen Francs ausgewiesen und wurden im Verhältnis 1 Franc =ˆ 0,81 Mark umgerechnet.279 F ÈVRE nutzt die Einzelfallbetrachtung, um davon Aussagen zu den Lebensbedingungen im Ruhrgebiet im Allgemeinen, wie etwa zur Frage der Sozialkassen, abzuleiten: „Cette monographie en renferme un example particulier, pris à Dahlbusch; mais il est loin de donner une idée précise de leur constitution générale.“280 W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 301 (Nr. 773)

[153] M. Pariset, Bucheron usager de l’ancien comté de Dabo (Lorraine Allemande). Ouvrier-propriétaire et tâcheron dans le système des engagementes volontaires momentanés, d’après les renseignements recueillis sur les lieux en 1863 avec un épilogue de 1884, in: Les Ouvriers des deux Mondes, Bd.1, H. 5, Paris 1885, S. 387–458 Quelle für einen Fall im Datensatz (Nummer 4.993) Diese ebenfalls in der Tradition Frédéric L E P LAYs stehende Arbeit hat die Lebensverhältnisse in der ehemaligen lothringischen Grafschaft Dagsburg (französisch: Comté de Dabo) zum Inhalt. Sie entstand im Jahr 1863, als Lothringen noch ein Teil Frankreichs war. Im Rahmen dieser Untersuchung wurde der Haushalt eines deutschsprachigen Holzhauers („Bûcheron“) näher betrachtet und seine Wirtschaftsrechnung ausführlich aufgenommen.281 Abgerundet wird die Untersuchung durch ein ergänzendes Kapitel über die Entwicklung der Region zwischen 1863 und 1884 – auf den begutachteten Haushalt wurde darin jedoch kein Bezug mehr genommen.282 Es handelt sich bei diesem Fall um eine Ausnahme von der Regel, nur deutsche Haushalte aufzunehmen, da er sich streng genommen zur Zeit der Aufnahme auf französischem Staatsgebiet befand. Da jedoch das Gebiet 1870/71 an das Deutsche Reich fiel und somit in dem hier für die regionale Einordnung maßgebliche Jahr 1880 Teil der deutschen Reichslande Elsaß-Lothringen war, kann seine Aufnahme gerechtfertigt werden. Für die Aufnahme von PARISETs Daten galt dasselbe wie bei F ÈVREs (Quelle 152): Berücksichtigt wurden nur die tatsächlich ob monetär oder in Naturalien erfolgten Einnahmen und Ausgaben. Wiederum wurden die Geldbeträge im Verhältnis 1 Franc =ˆ 0,81 Mark umgerechnet.283 W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 294 (Nr. 740)

279 280 281 282 283

Noback (1877), S. 254, 946. Fèvre (1890), S. 275. Pariset (1885), S. 393 und 402–425. Ebenda, S. 449–458. Noback (1877), S. 254, 946.

433 [154] [Leonhard Richard] Karl, Ein Beitrag zur Beurtheilung des Verbrauchs und der indirekten Abgaben bei verschiedenen Einkommen, Berlin 1889 Quelle für sechs Fälle im Datensatz (Nummern 4.994–4.999) Der Autor untersucht anhand der Wirtschaftsbudgets von sechs Haushalten, die alle auf mehrjährigen Aufzeichnungen beruhen, wie sich Zölle und indirekte Besteuerung auf das Lebensniveau von Haushalten unterschiedlicher Einkommensstufen auswirken. Er verwendet hierbei Wirtschaftsrechnungen seines eigenen Haushaltes sowie befreundeter Haushalte, die offensichtlich alle bürgerlichen Ursprungs sind. Die Haushaltsrechnungen stellen den Durchschnitt mehrjähriger Aufnahmen jeweils eines einzigen Haushalts dar und erscheinen extrem zuverlässig: „Soweit möglich, werden also für die nachfolgende Tabelle alle Verhältnisse, welche Ungleichheiten bewirkten, berücksichtigt; die Zahlen enthalten für jedes Einkommen Durchschnitte aus mehreren Jahren sowohl für die Ausgaben, wie für die Einkommen. [. . . ] Es liegt nicht in der Absicht Normalziffern zu liefern; das, was gegeben wird, sind die Ergebnisse aus genauen Buchungen.“284 Deshalb konnten sie in den Datensatz aufgenommen werden, obwohl sie mehrere Unzulänglichkeiten aufweisen: Erstens sind die Berufe der Haushaltsvorstände nicht angegeben, zweitens sind sie eben nicht einem einzigen Jahr zuzuordnen; aufgenommen wurden sie mit der mittleren Jahreszahl.285 Drittens musste die Zahl der Haushaltsmitglieder geschätzt werden, da die Haushaltsgröße nur mittels „Einheiten pro Haushalt“ (mit Bediensteten und Untermietern) bzw. „Einheiten pro Familie“ (ohne dieselben) beziffert ist.286 Viertens sind in der eigentlichen Haushaltsrechnung die Ausgaben für direkte Steuern und Versicherungen nicht aufgenommen,287 K ARL beziffert aber im weiteren Verlauf seiner Arbeit die Belastung mit direkten Steuern mit sechs Prozent des Einkommens, diese Beträge wurden von dem vorher entstandenen Saldo abgezogen.288 Fünftens und letztens ist der Wohnsitz der Hälfte der Haushalte nicht genau benannt, sondern lediglich mit „Mittelstadt“ bezeichnet. 284 285

286

287

288

Karl (1889), S. 6. Die mit A, B und C bezeichneten Haushaltsrechnungen entstanden 1878 bis 1886 in einer mittelgroßen Stadt, D und E bezeichnen den Haushalt des Autors in zwei Phasen, hier wurden die Aufzeichnungen von 1876 bis 1884 in derselben Mittelstadt (D) sowie 1886 bis 1888 in Berlin (E) geführt, F entstand schließlich zwischen 1886 und 1888 in Berlin (Ebenda, S. 5). Zur Errechnung dieser Einheiten rechnete K ARL Erwachsene jeweils als 100%, Kinder je nach Alter mit 50, 60, 70 und ab 20 Jahren 100%, Untermieter und Dienstboten mit 60%. Erschwert wurde die Rückrechnung noch durch die Tatsache, dass nicht ganzjährig anwesende Personen lediglich mit Anteilswerten einbezogen wurden. Die in den Datensatz aufgenommenen Haushaltsgrößen sind also nicht zwangsläufig korrekt, liefern jedoch ungefähre Anhaltspunkte (Vgl. Ebenda, S. 5–6, 9). „Nicht berücksichtigt werden die Ausgaben für direkte Steuern, Lebens-Versicherung, Pension, Renten u.s.w. [. . . ] sie sind nach Abzug der [aufgelisteten. Anm. d. Verf.] Posten [. . . ] zu bestreiten; was noch übrig bleibt, ist Ersparnis oder sonst verwendbar.“ (Ebenda, S. 7). „An direkten Steuern zahlt man in Berlin für das Einkommen von 4100 Mk. ca. 6% des Einkommens an Staat und Gemeinde, für das Einkommen von 18 000 Mk. auch nur ca. 6%.“ (Ebenda, S. 30).

434 Die Angaben sind in einer übersichtlichen Tabelle (S. 8–9) nebeneinander gestellt und auf den folgenden fünfzehn Seiten Posten für Posten erläutert, was eine weitere feinere Zuordnung erlaubte. W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 327 (Nr. 906)

[155] M. V. Brants, Tisserand d’usine de Gladbach (Prusse rhénane). Ouvrier-Tacheron dans le système des engagements momentanés d’après les reseignements recuellis sur le lieux en septembre 1901, in: Les Ouvriers des deux Mondes, Bd. 3, H. 1, Paris 1904, S. 337–390 Quelle für einen Fall im Datensatz (Nummer 5.000) B RANTS, Professor für Politische Ökonomie an der Katholischen Universität Löwen, nahm im September 1901 die Haushaltsrechnung eines Webers („tisserand“) aus Mönchengladbach für das Jahr 1900 auf. Die Untersuchung steht in der Tradition L E P LAYs, wurde nach demselben Schema aufbereitet wie die beiden älteren aus den Ouvriers de deux Mondes stammenden Haushaltsrechnungen (Quellen 152 und 153) und ist ebenso ausführlich. Der Fall des vorgestellten Webers dient B RANTS als Exempel für die Lebensumstände der in der niederrheinischen Textilindustrie Beschäftigten. Dementsprechend enthält der Aufsatz noch zahlreiche darüber hinausweisende allgemeine Informationen zu diesem Wirtschaftszweig. Wiederum wurde bei der Aufnahme der Daten – wie auch bei den beiden vorigen – nur die tatsächlich monetär oder in Naturalien erfolgten Einnahmen und Ausgaben erfasst. Die Umrechnung der Geldbeträge aus französischen Francs in Mark erfolgte wieder im Verhältnis 1 Franc =ˆ 0,81 Mark.289 W ILLIAMS und Z IMMERMAN (1935), S. 310–311 (Nr. 827)

[156] B[ernhard] Quantz, Haushalt und Haushaltsrechnungen eines holsteinischen Küstenfischers. Ein Beitrag zur heutigen Lage des Ostsee-Fischereigewerbes, in: Zeitschrift des Königlich Preussischen statistischen Landesamts, Bd. 52 (1912), S. 205–224 Quelle für vier Fälle im Datensatz (Nummern 5.001–5.004) Q UANTZ beschäftigt sich in diesem Aufsatz mit den Lebensbedingungen an der holsteinischen Ostseeküste. Abgesehen von allgemeinen Erörterungen zum Leben in den Fischerdörfern – inklusive einer Fischfangstatistik – präsentiert er die Haushaltsrechnungen eines Küstenfischers für die Jahre 1906–1909.290 Damit bietet 289 290

Noback (1877), S. 254, 946. Quantz (1912), S. 213–214.

435 diese Arbeit einen Einblick in das Leben einer ungewöhnlichen Bevölkerungsgruppe, von der selten Haushaltsrechnungen erhoben wurden. Die Haushaltsrechnungen sind in übersichtlichen Tabellen dargestellt, zusätzlich sind die Ursprungsdaten in einem Anhang dokumentiert. Sie sind hinreichend detailliert, um unproblematisch in den Datensatz integriert zu werden.291 Zu Recht wird die Arbeit in einer zeitgenössischen Rezension als „ein umso wertvollerer Beitrag zur Haushaltsstatistik bezeichnet [. . . ], je seltener es gelingen wird, gerade die hier ins Auge gefasste Bevölkerungsschicht einer planvollen volkswirtschaftlichen Beobachtung zu unterwerfen.“292 [157] Historisches Archiv der Stadt Köln, Bestand 1099, Nachlass Hans S TIEHL Quelle für 24 Fällen im Datensatz (Nummern 5.005–5.028) Die hier aufgenommenen Fälle entstammen den im Historischen Archiv der Stadt Köln befindlichen Wirtschaftsrechnungen des Richters Hans S TIEHL, die sich über den Zeitraum zwischen Juli 1889 bis Ende 1944 erstrecken.293 Für die hier untersuchte Zeitspanne liegen 24 Haushaltsrechnungen vor: für die Jahre 1890 bis 1912 sowie für 1914. Das Jahr 1913 fehlt und für 1889 existiert nur das zweite Halbjahr. Im untersuchten Zeitraum trug S TIEHL seine Einnahmen und Ausgaben zumeist in einen Band des jahresweise herausgegebenen „Wirtschaftsbuches für Deutsche Beamte“ ein, eine Ausnahme bildet das Jahr 1890, hier sind die aufsummierten Ausgabeposten auf einem neutralen Blatt zusammengefasst, das in das Wirtschaftsbuch für 1891 eingeklebt ist. S TIEHL hat seine Wirtschaftsbücher dem Archiv in zwei Schüben (1930 und 1941) eigenhändig als Depositum übergeben, die letzten wurden dem Bestand wahrscheinlich nach seinem Tod hinzugefügt. Durch zwei kurze Erläuterungen, die sich eingeklebt in den Wirtschaftsbüchern für 1891 und 1923 befinden sowie einer mit „Erinnerungen eines Neunzigjährigen“ betitelten maschinenschriftlichen Autobiographie von 1947 sowie seiner darin befindlichen Todesanzeige sind einige Informationen über S TIEHLs Leben, Familie und Werdegang bekannt. Hans S TIEHL wurde am 10.06.1857 in Magdeburg geboren, nach Abschluss seines juristischen Examens heiratete er am 04.06.1889 Leopoldine Sehmer. Im Monat nach der Hochzeit begann er mit dem regelmäßigen Führen von Haushaltsbüchern. Vom Antritt seiner ersten Stelle am Amtsgericht in Neunkirchen/Saar an können wir seinen Werdegang nachzeichnen. Er führte ihn über das Amtsgericht in Siegburg (1895) und das Landgericht in Bonn (1899) zum Oberlandesgericht in Köln (1903), 291 292

293

Quantz (1912), S. 220–224. [Rezension zu] Quantz, B. (Göttingen), Haushalt und Haushaltsrechnungen eines holsteinischen Küstenfischers. Ein Beitrag zur heutigen Lage des Ostseefischereigewerbes, in: Zeitschrift für die gesamte Staatswissenschaft, Bd. 68 (1912), H. 4, S. 792–793. Den Hinweis auf diese Quelle verdanke ich Barbara M ANTHE, tätig am Historischen Seminar der Universität zu Köln, der ich hiermit herzlich dafür danke.

436 wo er nach einer einjährigen „Hülfsrichter“-Tätigkeit zum Oberlandesgerichtsrat ernannt wurde. Sein nächster Karriereschritt machte ihn 1913 zum Senatspräsidenten am Oberlandesgericht Königsberg, der Krönung seiner Laufbahn. Der Vollständigkeit halber sei erwähnt, dass er nach seiner Pensionierung 1924 zunächst nach Barmen verzog – seine Ehefrau war bereits 1923 gestorben –, bis er schließlich 1928 nach Köln zurückkehrte, wo er am 22.12.1948 im Alter von 91 Jahren verstarb. Aus denselben Schriften wissen wir, dass S TIEHL vier Kinder hatte, von denen eines jedoch als Säugling starb. Der älteste Sohn (*1893) fiel im Ersten Weltkrieg, zwei Kinder, ein Mädchen (*1896) und ein Junge (*1901) überlebten ihn. Die Quelle gibt auch detailliert Auskunft sowohl über die wechselnde Zahl der im Haushalt angestellten Dienstboten sowie über die Zeiten, in denen die Kindern von zuhause abwesend waren (z.B. durch Internatsaufenthalte) und wann sie das Elternhaus verließen. In großen Teilen hielt sich S TIEHL bei seiner Ausgaben-Buchführung an die in den Vordrucken vorgeschlagenen Kategorien. Er änderte sie jedoch handschriftlich ein wenig ab, tat dies jedoch immer nach dem gleichen Schema. Die Haushaltsbücher enthalten jeweils auf den Seiten 90–91 eine Jahressaldierung, zusätzlich gliederte S TIEHL einzelne Posten des vorgedruckten Haushaltsbuches handschriftlich weiter auf. Aus diesem Grund konnten die Daten in summa in den Kölner Datensatz aufgenommen werden. Abschließend lässt sich sagen, dass diese Quelle eine hervorragende Ergänzung zur Lebensführung des Bildungsbürgertums darstellt.

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