n Empirische Arbeit Dieser Beitrag steht open access online unter https: / / dx.doi.org/ 10.2378/ peu2025.art04d Psychologie in Erziehung und Unterricht, 2025, 72, 36 -52 DOI 10.2378/ peu2025.art04d © Ernst Reinhardt Verlag Coparenting in Kern- und Trennungsfamilien: ein Fokus auf Family Complexity Sabine Walper Deutsches Jugendinstitut München Zusammenfassung: Trennungsfamilien sind oft von vermehrten Problemen im Coparenting der ehemaligen Partner betroffen, aber diesbezügliche Effekte unterschiedlicher Komplexitätsgrade von Nachtrennungsfamilien wurden bislang nur unzureichend untersucht. Diese Studie vergleicht Coparentingprobleme leiblicher Eltern in Kern- und Trennungsfamilien, wobei Ein-Eltern-, einfache und komplexe Stieffamilien gegenübergestellt werden, und untersucht, inwieweit familienstrukturelle Unterschiede im Coparenting durch finanziellen Druck, Depressivität des befragten Elternteils und dessen Persönlichkeit erklärbar sind. Die Daten stammen aus Welle 8 des pairfam-Panels (Persönlichkeitsangaben aus Welle 6) und umfassen in den multiplen Regressionen N = 2.056 Familien. Die Family-complexity-Hypothese, die mit steigender Komplexität der Familienstruktur mehr Coparentingprobleme erwarten lässt, wird nur für einfache Stieffamilien bestätigt, aber nicht für komplexe Stieffamilien. Depressivität geht mit mehr und soziale Verträglichkeit mit weniger Coparentingproblemen einher. Die Befunde relativieren die Family-complexity-Hypothese, könnten aber auf eine höhere Selektivität bestehender Coparenting-Kontakte in komplexen Stieffamilien verweisen. Schlüsselbegriffe: Coparenting, Family Complexity, Trennungsfamilien, Stieffamilien, elterliche Persönlichkeit Coparenting in Nuclear and Separated Families: a Focus on Family Complexity Summary: Separated families are often affected by increased coparenting problems between the former partners, but the effects of different degrees of post-separation family complexity have not been sufficiently investigated. This study compares coparenting problems between biological parents in nuclear and separated families, contrasting single-parent, simple and complex stepfamilies, and examines the extent to which family structural differences in coparenting can be explained by financial pressure, parental depression and personality. The data come from wave 8 of the pairfam panel (personality data from wave 6) and comprise N = 2,056 families in the multiple regressions. The family complexity hypothesis, which predicts more coparenting problems with increasing complexity of the family structure, is only confirmed for simple stepfamilies, but not for complex stepfamilies. Depressiveness is associated with more and social agreeableness with fewer coparenting problems. The findings relativize the family complexity hypothesis, but could point to a higher selectivity of existing coparenting contacts in complex stepfamilies. Keywords: Coparenting, Family Complexity, Separated families, Stepfamilies, Parental personality Acknowledgement: Diese Arbeit nutzt Daten des Beziehungs- und Familienpanels pairfam, welches von Josef Brüderl, Sonja Drobnič, Karsten Hank, Johannes Huinink, Bernhard Nauck, Franz J. Neyer und Sabine Walper geleitet wurde. Die Studie wurde von 2004 bis 2022 als Schwerpunktprogramm bzw. Langfristvorhaben durch die Deutsche Forschungsgemeinschaft (DFG) gefördert. Coparenting und Family Complexity 37 Eine Trennung der Eltern ist mit besonderen Herausforderungen für Eltern und Kinder verbunden. Der Kontakt der Kinder zum getrenntlebenden Elternteil muss organisiert werden, und die Eltern, die in aller Regel das gemeinsame Sorgerecht behalten, müssen einen Weg finden, wie sie gemeinsam ihrer Verantwortung für die Betreuung und Erziehung der Kinder nachkommen. Die hierfür erforderliche Verständigung der Eltern über Angelegenheiten der Kinder ist jedoch vielfach erschwert und bedarf eines besonderen Engagements, wenn offene oder verdeckte Konflikte der Ex-Partner deren Zusammenarbeit überschatten (Eikrem & Jevne, 2022). Aus Perspektive der Familiensystemtheorie kommt dem Coparenting der Eltern, d. h. deren Zusammenwirken in der Betreuung und Erziehung der Kinder, eine Schlüsselrolle zu, da es in Wechselbeziehung zu der Beziehungsqualität zwischen den Eltern, deren Erziehungsverhalten, der Eltern-Kind-Beziehung und weiteren Subsystemen der Familie wie der Geschwisterbeziehung steht (Kerig, 2019; McHale & Sorotkin, 2019). Nicht zuletzt ist die Qualität des Coparenting relevant für das Wohlergehen der Kinder: Gelingt den Eltern eine weitgehend konfliktfreie Verständigung über Angelegenheiten ihrer Kinder, verfolgen sie ähnliche Erziehungsziele und kooperieren sie verlässlich in der Fürsorge und Erziehung, so zeigen die Kinder ein höheres Wohlbefinden und weniger Problemverhalten (Lamela & Figueiredo, 2016; Langmeyer, 2015; Walper & Langmeyer, 2019). Entsprechend wichtig ist die Frage nach Prädiktoren des Coparenting leiblicher Eltern in Trennungsfamilien, die im Mittelpunkt dieses Beitrags stehen. Besonderes Augenmerk gilt hierbei der Komplexität des Familiensystems, die sich bei Gründung einer Stieffamilie erhöht, da nun mehrere Erwachsene mit unterschiedlichen Rechten und Pflichten in die Betreuung und Erziehung der Kinder eingebunden sind. Zusätzlich ist die Komplexität erhöht, wenn beide Partner Kinder aus früheren Beziehungen in die Stieffamilie einbringen und/ oder gemeinsame Kinder der neuen Partner geboren werden. Rund die Hälfte aller Trennungskinder in Deutschland erlebt eine neue Partnerschaft des hauptbetreuenden Elternteils, die in die Gründung einer Stieffamilie mündet (Steinbach, 2008; Steinbach, Kuhnt & Knüll, 2015). Hierbei überwiegen Stiefvaterfamilien, da die Kinder nach einer Trennung weit mehrheitlich bei der Mutter verbleiben (Steinbach, 2008; BMFSFJ, 2021). Eine neue Partnerschaft des zuvor alleinbzw. getrennt erziehenden Elternteils stellt die Familie vor neue Anpassungserfordernisse. Im Interesse der Kinder gilt es für die neuen Partner, ihre Rollen zu klären und ein möglichst positives Coparenting miteinander, aber auch mit dem externen leiblichen Elternteil zu etablieren (Ganong, Coleman, Sanner & Berkley, 2022). Welche Bedeutung unterschiedliche Komplexitätsgrade von Stieffamilien für die Beziehungen und Prozesse in diesen Familien und in der Kooperation mit dem externen Elternteil haben, wurde jedoch bislang eher selten untersucht und gilt als wichtige Zukunftsaufgabe (Ganong & Coleman, 2018). Insbesondere das Coparenting der getrennten leiblichen Eltern nach deren Gründung einer Stieffamilie wurde nur selten untersucht (Favez, Widmer, Frascarolo & Doan, 2019). Dieses steht im Mittelpunkt der vorliegenden Studie, die auf Daten des pairfam-Panels (Huinink & Feldhaus, 2008) zurückgreift. Coparenting in Trennungsfamilien: Ein-Eltern- und Stieffamilien im Vergleich Eine Vielzahl von Studien hat sich mit Fragen des elterlichen Coparenting in der Betreuung und Erziehung von Kindern befasst (Campbell, 2023; Teubert & Pinquart, 2009) und hierbei vor allem dessen Bedeutung für das Wohlbefinden von Kindern herausgestellt (z. B. Teubert & Pinquart, 2010; Zhao, Wu, Li, Zhang & Hou, 2022). Als zentrale Dimensionen der Qualität von Coparenting werden Kooperation, Kommunikation und Übereinstimmung in der Erziehung als positive Aspekte sowie Konflikt und 38 Sabine Walper Triangulation oder Untergrabung als negative Aspekte betrachtet. Neben Studien, die diese Dimensionen separat betrachten, finden sich auch typologische Ansätze, die charakteristische Konstellationen dieser einzelnen Aspekte analysieren (z. B. Lamela, Figueiredo, Bastos & Feinberg, 2016; vgl. Walper & Langmeyer, 2019) sowie Studien, die Probleme im Coparenting als übergreifendes Konstrukt aufgreifen (z. B. Bergström et al., 2021). Im Folgenden ist der Fokus auf Prädiktoren des Coparenting getrennter Eltern gerichtet, wobei Ein-Eltern- und Stieffamilien verglichen werden sollen. Coparenting von leiblichen Eltern nach der Trennung Obwohl vielfach auf die besonderen Anforderungen des Coparenting in Trennungsfamilien verwiesen wird (McHale & Sorotkin, 2019), finden sich in neueren Studien nur selten Vergleiche des Coparenting in Kern- und Trennungsfamilien. Eine schwedische Studie mit großer Stichprobe von Familien junger Kinder bestätigt, dass die Qualität des Coparenting - festgemacht an einem globalen Indikator - in Trennungsfamilien geringer ausfällt als in Kernfamilien, vor allem, wenn die Kinder getrennter Eltern dauerhaft nur bei einem Elternteil und nicht auch mindestens teilweise beim anderen Elternteil leben (Bergström et al., 2021). Befunde zu Familien mit älteren Kindern und Jugendlichen aus Deutschland zeigen, dass die Kinder und Jugendlichen in Trennungsfamilien im Vergleich zu Kernfamilien zwar keine erhöhten Konflikte zwischen den Eltern berichten, wohl aber mehr Koalitionsdruck seitens der Eltern erleben, d. h. Versuche der Eltern, die Kinder in eine Allianz gegen den anderen Elternteil einzubinden (Walper, Kruse, Noack & Schwarz, 2005). Junge Erwachsene berichteten weniger Kooperation, aber auch weniger Feindseligkeiten im Coparenting geschiedener Eltern als in Kernfamilien mit beiden leiblichen Eltern (Gasper, Stolberg, Macie & Williams, 2008). Eine ältere Studie verweist auf dysfunktionalere Konfliktstile der Eltern in Trennungsals in Kernfamilien, die ihrerseits mit weniger Kooperation bzw. Unterstützung des anderen Elternteils in dessen Elternrolle verbunden waren (Camara & Resnick, 1989). Die Qualität des elterlichen Coparenting in Trennungsfamilien ist von vielfältigen Faktoren vor, während und nach der Trennung abhängig. Während eine positive Partnerschaftsqualität vor der Trennung mit mehr positivem Coparenting nach der Trennung verbunden ist (Dush, Kotila & Schoppe-Sullivan, 2011), erhöhen Feindseligkeiten im Scheidungsverfahren das Risiko von Coparenting-Problemen (Bonach, 2005). Auch aktuelle Konflikte zwischen den Eltern erschweren das Coparenting (Becher et al., 2019). Demgegenüber erwies es sich als unbedeutend, ob die Eltern vor der Trennung miteinander verheiratet waren oder nicht (Rejaän, van der Valk, Schrama & Branje, 2024). Im Zeitverlauf scheinen sich die Konflikte zu legen, allerdings ohne erkennbare Verbesserung positiver Aspekte des Coparenting (Rejaän et al., 2024). Längsschnittdaten sprechen sogar dafür, dass im Zeitverlauf auch die Kooperation rückläufig ist (Dush et al., 2011). Die Bedeutung, die dem anderen Elternteil für das Wohlergehen der Kinder zugeschrieben wird, sowie dessen Engagement in der Erziehung spielen ebenfalls eine Rolle. Wird der Vater seitens der Mütter als wichtig für die Kinder gesehen und sind sie zufrieden mit seinem Erziehungsverhalten, so berichten die Mütter mehr Unterstützung im Coparenting (Petren, Ferraro, Davis & Pasley, 2017). Darüber hinaus geben sie weniger Coparenting-Konflikte an, wenn sie zufrieden mit dem Erziehungsverhalten des Vaters sind. Zudem zeigen Längsschnittdaten, dass das Engagement des Vaters mehr Kooperation der Eltern vorhersagt, während der umgekehrte Effekt statistisch unbedeutend ist, also eine gute Kooperation der Eltern nicht zu mehr Engagement der Väter in der Betreuung der Kinder beiträgt (Petren, Ferraro, Zimmermann, Anthony & Pasley, 2021). Auch andere Längsschnittdaten sprechen dafür, dass kooperatives Coparenting keinen eigenständigen Effekt auf häufigere Kontakte des Vaters zu den Kindern Coparenting und Family Complexity 39 hat, während sich allerdings ein vermehrter Koalitionsdruck der Mutter im Sinne eines negativen Gate-Keeping durchaus als Prädiktor für seltene Kontakte erwies (Walper, Amberg, Thönnissen & Christ, 2020). Die Persönlichkeit der Eltern wurde ebenfalls als relevant für deren Konfliktneigung und Kooperation im Coparenting herausgestellt. In der Studie von Bonach (2005) erwies sich die Bereitschaft zu vergeben (Forgiveness) als wichtigster Prädiktor für eine positive Qualität des Coparenting. Auch die Big Five wurden hinsichtlich ihrer Zusammenhänge mit Coparenting untersucht (Frosch, Fagan, Middlemiss, Kim & Sjolseth, 2023). Hierbei ergaben sich indirekte Effekte des Neurotizismus, die über vermehrte Ängstlichkeit vermittelt wurden und so mit weniger positivem Coparenting einhergingen. Obwohl auch die Verträglichkeit und Gewissenhaftigkeit positive Korrelationen mit der Qualität des Coparenting aufwiesen, zeigten sie neben den anderen Persönlichkeits- und Befindlichkeitsmerkmalen keinen eigenständigen Effekt auf das Coparenting. Finanzielle Faktoren haben sich ebenfalls als relevant erwiesen. Mütter und Väter berichten eine bessere Qualität des Coparenting, wenn sie mit den finanziellen Regelungen zur Trennung (z. B. Unterhaltsverpflichtungen) zufrieden sind (Bonach, 2005) und wenn sie über höheres Einkommen verfügen (Becher et al., 2019). Coparenting getrennter Eltern im Kontext von Stieffamilien Geht ein Elternteil nach der Trennung eine neue Partnerschaft ein und gründen beide einen gemeinsamen Haushalt, so erweitert sich das Familiensystem um eine neue Coparenting- Dyade. Auf Basis der Familiensystemtheorie lässt sich erwarten, dass eine neue Partnerschaft Einfluss auf die Coparenting-Beziehung der leiblichen Eltern hat, diese in Frage stellen und zu Konkurrenzen führen kann (Christensen & Rettig, 1995). Das Zusammenleben in einer neuen Beziehung nimmt Zeit in Anspruch, die dann möglicherweise nicht mehr für den Austausch mit dem anderen Elternteil der Kinder zur Verfügung steht. Eine neue Partnerschaft verbessert zwar für Mütter oft deren finanzielle Situation, kann aber auch die Prioritäten der Eltern verändern und zu weniger Engagement in der Beziehung zum früheren Partner beitragen (z. B. Beckmeyer, Markham & Troilo, 2019). So ist die Integration des neuen Partners ins Familiensystem darauf angewiesen, dass der leibliche Elternteil der Kinder zwischen diesen und dem neuen Partner vermittelt. Da die Rollen von Stiefeltern gesellschaftlich nicht normiert und damit weitgehend offen sind, müssen sie in den Familien individuell verhandelt werden (vgl. Steinbach, 2022). Nicht zuletzt kann eine neue Partnerschaft des einen Elternteils den anderen verunsichern und dazu beitragen, dass er/ sie seine Rolle in Beziehung zu den Kindern gefährdet sieht (Hetherington & Kelly, 2002) und in Konkurrenz zum neuen Partner tritt. Diese Konkurrenzhypothese wird viel diskutiert, jedoch mit Blick auf das Coparenting der ehemaligen Partner weitaus seltener untersucht als hinsichtlich möglicher Risiken, die eine neue Partnerschaft für die Kontakte der Kinder zum jeweils anderen Elternteil hat (vgl. Walper & Langmeyer, 2019). Die Befundlage zu Kontakten, die Trennungskinder in Stieffamilien zum externen Elternteil haben, sind durchaus gemischt. Während Daten aus den USA für erhöhte Risiken eines Kontaktabbruchs sprechen (z. B. Amato, Meyers & Emery, 2009), können Studien aus Deutschland keine vergleichbaren Nachteile von Stieffamilien im Vergleich zu Ein-Eltern-Familien aufzeigen, wenn die Dauer der Trennung einberechnet wird, die sich als der wichtigere Faktor erweist (Keil & Langmeyer, 2020; Walper, 2006). Demgegenüber findet die Konkurrenzhypothese durchaus Unterstützung durch Befunde zum Coparenting der leiblichen Eltern bei einer neuen Partnerschaft. So wird aufgezeigt, dass Eltern mit neuer Liebesbeziehung weniger Kommunikation und Kooperation im Coparenting mit dem getrennt lebenden anderen Elternteil der Kinder berichteten als Alleinerziehende (Beckmeyer et al., 2019; Dush et al., 2011). 40 Sabine Walper Auch die Studie von Christensen und Rettig (1995) erbrachte weniger Coparenting-Interaktionen, weniger Unterstützung und darüber hinaus negativere Einstellungen wiederverheirateter Mütter und Väter gegenüber dem externen Elternteil, wobei jedoch keine vermehrten Konflikte im Vergleich zu alleinerziehenden Eltern beobachtbar waren. Ausschlaggebend für weniger positive Coparenting-Interaktionen kann sein, dass bei einer neuen Partnerschaft seltenere Kontakte zum getrenntlebenden Elternteil bestehen. So erbrachte eine Studie aus den Niederlanden unter Kontrolle zahlreicher Faktoren, dass Geschiedene seltener Kontakt zum ehemaligen Partner bzw. zur ehemaligen Partnerin hatten, wenn sie in einer neuen Partnerschaft lebten (Fischer, de Graaf & Kalmijn, 2005). Allerdings hatten diejenigen mit neuer Partnerschaft auch seltener eine antagonistische Beziehung zu ihrem/ ihrer früheren Ehepartner: in als diejenigen ohne neue Partnerschaft. Es ist denkbar, dass eine neue Partnerschaft den Anstoß dazu gibt, problematische Beziehungen zum ehemaligen Partner zu beenden. Für Eltern mit gemeinsamen Kindern aus der früheren Ehe scheint dies nach den Befunden von Fischer et al. (2005) jedoch insgesamt seltener möglich zu sein. Eine neue Partnerschaft erhöhte bei ihnen weniger stark die Wahrscheinlichkeit für einen Kontaktabbruch zum früheren Ehepartner als bei Kinderlosen, und gleichzeitig war die Wahrscheinlichkeit antagonistischer Kontakte bei einer neuen Partnerschaft weniger stark vermindert als bei Kinderlosen. Für die Konkurrenzhypothese sprechen auch Befunde, nach denen die Mütter ihre Integrationsbemühungen im Coparenting entweder an den neuen Partner richten oder an den leiblichen Vater der Trennungskinder, aber nicht in beide Richtungen versuchen, ihren aktuellen Partner und den externen Vater gleichzeitig in die Erziehung der Kinder einzubinden (Favez, Widmer, Doan & Tissot, 2015). Ohnehin scheinen Mütter in Stieffamilien deutlich der „Kapitän im Coparenting Team“ zu bleiben (Ganong, Coleman, Jamison & Feistman, 2015). Komplexe Stieffamilien. Es liegt nahe, dass in komplexen Stieffamilien, in denen beide Partner Kinder aus einer früheren Beziehung mitbringen oder gemeinsame Kinder geboren werden, das Familienleben und speziell der Erziehungsalltag noch anforderungsreicher ist als in einfachen Stieffamilien, in denen nur ein Elternteil leibliche Kinder einbringt. So unterscheiden sich bei einfachen Stieffamilien zwar die Partner hinsichtlich ihres Elternstatus gegenüber den Kindern, aber die leibliche und Stiefelternschaft fallen nicht - wie in komplexen Stieffamilien - innerhalb einer Person zusammen. Dies scheint noch stärkere Unklarheiten und Ambiguitäten hinsichtlich der jeweiligen Erwartungen an die Elternrollen zu bergen (Hobart, 1991). Gleichzeitig sind gemeinsame Kinder ein wichtiger integrierender Faktor, der im Vergleich zu einfachen Stieffamilien mit mehr Investitionen der Väter auch in die (Stief-)Kinder verbunden ist (Heintz-Martin, Entleitner-Phleps & Langmeyer, 2015; Hofferth & Anderson, 2003). Allerdings sprechen einige Befunde auch für mehr Belastungen des Familienklimas in komplexen Stieffamilien als in Kernfamilien und einfachen Stiefvaterfamilien, die sich nicht auf die höhere Kinderzahl in diesen Familien oder andere demografische Faktoren zurückführen lassen (Entleitner-Phleps & Walper, 2020; Heintz-Martin et al., 2015). Unklar ist, inwieweit hierbei auch Schwierigkeiten im Coparenting mit dem ehemaligen Partner eine Rolle spielen. Für die Eltern könnte das Management der oft unterschiedlich gehandhabten Zuständigkeiten für leibliche und nicht-leibliche Kinder und der unterschiedlichen Coparenting-Beziehungen erschwert sein. Gemeinsame Kinder dürften den Fokus auf die Coparenting-Dyade im Haushalt verstärken, könnten damit aber im Gegenzug das Engagement in Beziehung zum externen Elternteil der Stiefkinder schwächen. Wird größerer Wert auf das Zusammensein der Geschwister als deren Kontakte zum jeweiligen externen Elternteil gelegt, kann auch dies Probleme mit dem externen Elternteil bewirken. Coparenting und Family Complexity 41 Da Studien zum Coparenting mit dem externen Elternteil von Kindern in komplexen Stieffamilien bislang fehlen, sollen die nachfolgend vorgestellten Analysen unter anderem prüfen, ob Coparentingprobleme mit dem getrenntlebenden leiblichen Elternteil der Trennungskinder in komplexen Stieffamilien vermehrt zu beobachten sind. Fragestellungen Die im Folgenden berichtete empirische Studie soll folgende Fragestellungen beantworten: (1) Wie unterscheidet sich das Coparenting leiblicher Eltern in Kern- und Trennungsfamilien, und welche Unterschiede finden sich im Coparenting mit dem extern lebenden Elternteil in Ein-Eltern und Stieffamilien? Auf Basis der verfügbaren Befunde sind mehr Coparenting-Probleme in Trennungsfamilien als in Kernfamilien zu erwarten (H1.1). Ob solche Nachteile hinsichtlich des Coparentings in Stieffamilien stärker auftreten als in Ein-Eltern-Familien (H1.2) oder vor allem in komplexen Stieffamilien zu beobachten sind (H 1.3), soll exploriert werden. (2) Gelten diese Unterschiede auch unter Kontrolle demografischer Hintergrundfaktoren? Erwartet wird, dass sich die Effekte der Familienform bei Kontrolle von Alter, Geschlecht, Bildung und Migrationshintergrund des befragten Elternteils, der Kinderzahl und des Alters des jüngsten (Trennungs)Kindes im Haushalt reduzieren, aber weiterhin statistisch bedeutsam sind (H2). Da Kern-, Ein-Eltern- und Stieffamilien Unterschiede in Aspekten wie der elterlichen Bildung, dem Alter der Kinder und der Anzahl der Kinder erwarten lassen und diese Faktoren ihrerseits für das Coparenting relevant sind, dürfte ein Teil der Unterschiede zwischen den Familienformen diesen konfundierten Faktoren zuzurechnen sein. Darüber hinaus wird aber im Sinne der Trennungshypothese (H1.1) und der Familycomplexity-Hypothese (H1.2 und H1.3) erwartet, dass die Familienform einen eigenständigen Effekt auf das Coparenting der Eltern hat. (3) Inwieweit erweisen sich neben den demografischen Faktoren auch finanzielle Belastungen, Beeinträchtigungen des elterlichen Wohlbefindens und deren Persönlichkeit als Prädiktoren des Coparenting? Auf Basis der zuvor berichteten Befunde wird erwartet, dass mehr Probleme im Coparenting bei finanziellen Belastungen (H3.1), Beeinträchtigungen des Wohlbefindens (H3.2), erhöhtem Neurotizismus (H3.3) und einer geringen sozialen Verträglichkeit (H3.4) der Eltern zu verzeichnen sind. Unterschiede im Coparenting je nach Familienform sollten sich hierüber teilweise, aber nicht vollständig erklären lassen (H3.5). Methode Datenbasis und Stichprobe Für die querschnittlich angelegten Analysen wird auf Daten des Beziehungs- und Familienpanels pairfam, Release 14.1 (Brüderl et al., 2023) zurückgegriffen, einer umfangreichen Längsschnittstudie mit der jährlichen Befragung von Ankerpersonen aus drei Alterskohorten, ggf. deren Partner: innen und Kinder im Haushalt der Ankerperson. Das pairfam-Panel wurde 2008/ 2009 mit einer ersten Erhebungswelle gestartet, in der für jede der drei Alterskohorten (Jugendliche geb. 1991 - 1993, junge Erwachsene geb. 1981 - 1983 und Personen im mittleren Erwachsenenalter geb. 1971 - 1973) jeweils rund 4.000 Ankerpersonen befragt wurden. Die Rekrutierung der Teilnehmenden erfolgte bundesweit anhand einer repräsentativen Zufallsauswahl von Adressen des Einwohnerregisters für Personen der jeweiligen Alterskohorte. Die Stichprobengewinnung wie auch die Erhebungen wurden von TNS Infratest (ab Welle 10: Kantar Public) durchgeführt. Eine ausführliche Darstellung der Studie findet sich in Huininik et al. (2011). Die vorliegenden Analysen basieren auf Daten aus Welle 8 des pairfam-Panels (2015/ 2016). In Welle 8 nahmen insgesamt 5.461 Ankerpersonen der drei Ausgangskohorten an der Befragung teil. Die 42 Sabine Walper Erhebung wurde mittels Computer-Assisted Personal Interview (CAPI) und in sensiblen Inhaltsbereichen als Computer Assisted Selfadministered Interview (CASI) im Haushalt der Ankerpersonen durchgeführt. Für die hier verwendete Stichprobe wurden alle Ankerpersonen ausgewählt, die (1) mindestens ein (leibliches oder Stief-)Kind mindestens zur Hälfte der Zeit in ihrem Haushalt betreuen (Reduktion auf N = 2.565), (2) deren Familienkonstellation anhand der Kindschaftsverhältnisse der Kinder im Haushalt bestimmt werden konnte (ausführlicher hierzu s. u.) (Reduktion auf N = 2.543) und die (3) im Fall von Trennungsfamilien Kontakt zum getrennt lebenden Elternteil des jüngsten Trennungskindes haben, da nur bei bestehendem Kontakt Informationen zum Coparenting erhoben werden konnten (Reduktion auf N = 2.254). Tabelle 1 gibt einen Überblick über die Verteilung der Familienformen in dieser so selegierten Stichprobe. Hierbei sei erwähnt, dass durch den letzten Selektionsschritt Verschiebungen in den Familienformen entstanden. Ohne diese Selektion nach Kontakten zwischen den Eltern enthielt die Stichprobe 74,2 Prozent Kernfamilien. Ein-Eltern-Haushalte (13,2 %) waren entsprechend häufiger, einfache Stieffamilien (6,1 %) und komplexe Stieffamilien (6.7 %) sogar anteilsmäßig doppelt so häufig vertreten wie nach der Beschränkung auf Familien mit Kontakt zwischen den leiblichen Eltern des jüngsten Trennungskindes. Beide Formen der Stieffamilien hielten sich allerdings auch nach der Selektion anteilsmäßig die Waage. In der hier verwendeten Stichprobe waren nur vier (5,2 %) der 77 komplexen Stieffamilien zusammengesetzte Stieffamilien (beide Partner sind Stiefelternteil für mindestens ein Kind im Haushalt), während alle anderen komplexen Stieffamilien (94,8 %) mindestens ein gemeinsames Kind hatten. Stiefvaterfamilien dominierten in einfachen (87,3 %) wie auch komplexen (83,1 %) Stieffamilien (insges. 85,3 %), während Stiefmutterfamilien nur eine Minderheit ausmachten. Vor allem unter Alleinerziehenden und in einfachen Stieffamilien überwiegen weibliche Ankerpersonen, während dies in Kernfamilien weniger ausgeprägt der Fall ist und komplexe Stieffamilien eine mittlere Position einnehmen (p < .001). Das Alter der Ankerpersonen fällt bei Alleinerziehenden durchschnittlich am höchsten und bei Befragten in einfachen Stieffamilien am niedrigsten aus (p < .05). Prägnanter sind die Unterschiede im Alter der Bezugskinder, d. h. des jüngsten Kindes im Haushalt der Kernfamilien und des jüngsten Trennungskindes in Ein-Eltern- und Stieffamilien (p < .001): Dieses fällt in Kernfamilien deutlich niedriger aus als in Trennungsfamilien, die Kernfamilie Ein-Eltern- Haushalt Einfache Stieffam. Komplexe Stieffam. Gesamt Signifikanztest Gesamt % (n) 83.0 (1864) 10.0 (225) 3.5 (79) 3.4 (77) 100.0 (2245) Geschlecht AP weiblich % 57.9 84.0 84.5 74.0 62.0 χ 2 (3) = 79.87*** Alter AP M (SD) 38.62 (5.53) 39.04 (5.77) 36.76 (6.64) 38.22 (5.47) 38.58 (5.60) F (3) = 3.43* Schulbildung - max. Haupt-S. - Mittlere Reife - (Fach)Abitur % % % 12.8 39.9 47.3 19.1 39.6 41.3 20.3 57.7 24.1 22.1 40.3 37.7 14.0 40.4 45.6 χ 2 (6) = 27.96*** Migrationshintergrund % 19.2 18.4 11.5 21.3 18.9 χ 2 (3) = 3.17 Anzahl Kinder im Haushalt M (SD) 1.87 (0.81) 1.61 (0.73) 1.48 (0.64) 2.65 (0.79) 1.85 (0.82) F(3) = 38.06*** Alter jüngstes (Trennungs-)Kind im HH M (SD) 6.41 (4.96) 9.81 (4.55) 10.99 (4.95) 10.98 (5.12) 7.03 (5.12) F(3) = 59.23*** Tab. 1: Demografische Merkmale der Stichprobe nach Familienform Anmerkungen: AP = Ankerperson; HH = Haushalt; Alter jüngstes (Trennungs)Kind s. Indikatoren; Signifikanzangaben: *** p < .001, ** p < .01, * p < .05 Coparenting und Family Complexity 43 sich ihrerseits nur geringfügig unterscheiden. Wie zu erwarten ist die Zahl der Kinder im Haushalt in komplexen Stieffamilien am höchsten (p < .001), da mindestens zwei Kinder bei der Ankerperson leben müssen, damit unterschiedliche Kindschaftsverhältnisse als Kriterium für komplexe Stieffamilien bestehen können. Hinsichtlich der höchsten schulischen Bildung sind Ankerpersonen in Kernfamilien und in Ein-Eltern-Haushalten im Vorteil, d. h. sie weisen den höchsten Anteil mit (Fach-)Hochschulreife auf, während dieser Anteil in einfachen Stieffamilien am geringsten ist (p < .001). Keine Unterschiede bestehen im Anteil der Familien mit Migrationshintergrund. Indikatoren Familienform Zur Ermittlung der Familienform im Haushalt der Ankerpersonen wurde zunächst auf eine Syntax zurückgegriffen, die den Partnerschaftsstatus der Ankerperson (Single; mit Partner außerhalb des Haushalts, mit Partner zusammenlebend), das Geschlecht der Ankerperson und des/ der Partner: in sowie das Kindschaftsverhältnis aller vom Anker genannten (leiblichen, Stief-, Adoptiv- und Pflege-) Kinder und deren Wohnort einbezieht, um für jedes der maximal 10 Kinder differenziert den Familientyp zu bestimmen (Sawatzki, Reim, Edinger & Walper, 2023). Der Familienstand wurde für den Partnerschaftsstatus nicht berücksichtigt, d. h. verheiratet getrennt Lebende ohne Partner zählen zu den Singles und unter den Personen mit Partner sind verheiratete und nicht miteinander verheiratete Paare einbezogen. Berücksichtigt sind leibliche Kinder der Ankerperson und/ oder ggf. ihres Partners, sofern die Kinder im Haushalt der Ankerperson leben (Kategorien 1 bis 5 der insgesamt 20 Kindschaftsverhältnisse von Kindern innerhalb und außerhalb des Haushalts der Ankerperson). Alleinerziehende, die neben dem / den Kind/ ern aus einer früheren Partnerschaft auch ein Kind mit einem aktuellen Partner haben, der jedoch nicht mit im Haushalt lebt, wurden den Ein-Eltern- Haushalten zugeordnet. In einfachen Stieffamilien leben nur leibliche Kinder entweder der Ankerperson oder deren Partner: in, während komplexe Stieffamilien bestimmt sind durch den Stiefelternstatus beider Partner in Beziehung zu mindestens einem Kind im Haushalt oder durch mindestens ein gemeinsames Kind neben mindestens einem Stiefkind. Für die Analysen wurde für jede Familienform eine Dummy- Variable gebildet, die die jeweilige Familienform gegen die anderen drei Familienformen kontrastiert (jeweils 1 vs. 0 kodiert). Coparenting Die Qualität des Coparenting wurde für Eltern mit mindestens einem Kind unter 21 Jahren anhand eines globalen drei-Item-Indikators zu Problemen im Coparenting erhoben. Der Indikator basiert auf einer gekürzten und adaptierten Version der „Parent Problem Checklist PPC“ (Dadds & Powell, 1991; deutsche Version von Gabriel & Bodenmann, 2006). Bezogen auf die aktuelle Partnerschaft wurden die Items durch die folgende Frage eingeleitet: „Wie häufig gab es in letzter Zeit zwischen Ihnen und [Name Partner/ in] bei der Kindererziehung folgende Probleme? “ Anders als in Kernfamilien wurde in Trennungsfamilien das Coparenting für jedes Kind separat erfasst, um ggf. unterschiedlichen externen Elternteilen der Kinder gerecht zu werden. Die Fragen wurden nur gestellt, wenn der andere Elternteil nicht im Haushalt der Ankerperson lebt und diese keine Beziehung, aber Kontakt zum externen Elternteil des jeweiligen Kindes hat. Hierzu lautete die Einleitungsfrage: „Wie häufig gab es in letzter Zeit zwischen Ihnen und dem anderen Elternteil von [Name Kind] bei der Kindererziehung folgende Probleme? “ Die drei Items lauteten in beiden Fällen: (1) „Meinungsverschiedenheiten in der Pflege und Erziehung der Kinder“, (2) „Diskussionen über die Pflege und Erziehung der Kinder enden im Streit“ und (3) „Einer fällt dem anderen in den Rücken“. Die Items waren auf einer 5-Punkte-Skala von „nie (1) bis „sehr oft“ (5) zu beantworten. Die interne Konsistenz der Items ist mit Cronbach’s α = .810 für die aktuelle Partnerschaft und α = .890 für das erste Trennungskind sehr hoch. Der Skalenwert wurde als Durchschnitt der drei Items berechnet. Um zu prüfen, wie ähnlich die Angaben zum Coparenting für die unterschiedlichen Trennungskinder sind, wurden die Korrelationen für bis zu drei Kinder aus einer früheren Partnerschaft berechnet. Sie liegen zwischen r = .677 (n = 30) und r = .769 (n = 180). Angesichts der unterschiedlichen Kinderzahl wurde das Coparenting bezogen auf das jüngste Trennungskind als Indikator für das Coparenting mit dem externen Elternteil gewählt. Als Indikator für das Coparenting mit dem leiblichen Elternteil wurde in Kernfamilien das Coparenting mit dem Partner und in den drei Typen von Trennungsfamilien das Coparenting mit dem externen Elternteil (jüngstes Trennungskind) zu einer Variable zusammengeführt. 44 Sabine Walper Finanzieller Druck Finanzieller Druck in der Haushaltsführung wurde durch folgende zwei Items erfasst (siehe Thönnissen, Wilhelm, Alt, Reim & Walper, 2020): „Wir müssen häufig auf etwas verzichten, weil wir uns finanziell einschränken müssen“ und „Bei uns ist das Geld meistens knapp“. Die Items waren auf einer 5-Punkte- Skala zu bewerten von „stimmt überhaupt nicht“ (1) bis „stimmt voll und ganz“ (5). Die interne Konsistenz ist mit α = .910 hoch. Depressivität Als Indikator für Belastungen des elterlichen Wohlbefindens wurden 10 Items der deutschen Adaptation der State-Trait-Depression Scales (STDS Form Y-2, Spaderna, Schmukle & Krohne, 2002) verwendet. Sie umfasst fünf Items zu negativen Gefühlen (Dysthymie) und fünf Items zu positiven Gefühlen (Euthypie), wobei danach gefragt wurde „… wie sie sich im Allgemeinen fühlen“ (Trait-Komponente). Die Items waren auf einer 4-Punkte-Skala zu beantworten von „fast nie“ (1) bis „fast immer“ (4). Die Items zu positiven Gefühlen wurden rekodiert. Die interne Konsistenz ist mit α = .902 hoch. Der Skalenwert wurde als Summe der zehn Items berechnet. Persönlichkeit Zur Erfassung von Aspekten der Persönlichkeit wurden aus der deutschen Kurzfassung des Big Five Inventory (BFI-K, Rammstedt & John, 2005) die Subskalen zu Neurotizismus und Verträglichkeit herangezogen. Die Kurzversion erfasst jede dieser Subskalen mit jeweils vier Items, die anhand eines fünfstufigen Rating von „sehr unzutreffend“ (1) bis „sehr zutreffend“ (5) zu bewerten waren. Diese Daten wurden nur in Welle 1, 6 und 11 erhoben, sodass hier die Daten aus Welle 6 genutzt wurden. Die interne Konsistenz der Skala Neurotizismus ist mit α = .724 gut, diejenige für soziale Verträglichkeit hingegen eher schwach ( α = .561). Die Skalen wurden als Durchschnittswert der vier Items berechnet. Kontrollvariablen Die Analysen kontrollieren das Geschlecht und Alter der Ankerperson, ihre höchste schulische Bildung und ihren Migrationshintergrund, das Alter des jüngsten (Trennungs-)Kindes im Haushalt sowie die Anzahl der Kinder im Haushalt. Das Geschlecht wurde zweistufig erfasst (1 = männlich, 2 = weiblich). Die höchste schulische Bildung wurde dreistufig kodiert (1 = maximal Hauptschule, 2 = mittlere Reife/ POS 10 der DDF, 3 = [Fach-]Hochschulreife) und in drei Dummy-Variablen überführt, die jedes einzelne Schulbildungsniveau gegen die jeweils beiden anderen kontrastiert (jeweils 1 vs. 0 kodiert). In die Regressionsanalysen gingen die Dummyvariablen zur mittleren und höheren Schulbildung ein, wobei jeweils Eltern mit maximal Hauptschulabschluss die Referenzgruppe bildeten. Der Migrationshintergrund war dichotom kodiert (0 = kein Migrationshintergrund, 1 = erste oder zweite Generation). Das Alter des jüngsten (Trennungs-)Kindes wurde in Kernfamilien anhand des Alters des jüngsten Kindes im Haushalt indiziert und in Trennungsfamilien anhand des Alters des jüngsten Trennungskindes im Haushalt. Beide Angaben wurden zu einer Variable zusammengeführt („Alter jüngstes [Trennungs-]Kind“). Analysen Zur Beantwortung der drei Fragestellungen wurden lineare Regressionen berechnet. Abhängige Variable waren Coparentingprobleme der leiblichen Eltern, wobei in Kernfamilien das Coparenting in Beziehung zum Partner einging und in Trennungsfamilien das Coparenting in Beziehung zum externen Elternteil des jeweils jüngsten Trennungskindes. Effekte der Familienform wurden anhand der drei Dummy-Variablen für Trennungsfamilien geprüft, wobei jeweils Kernfamilien die Referenzgruppe darstellten. Für Fragestellung 1 wurden keine weiteren Prädiktoren einbezogen. In den anschließenden multiplen linearen Regressionen zu Fragestellung 2 und 3 gingen zunächst neben den drei Dummy-Variablen zur Familienform die oben genannten Kontrollvariablen als Prädiktoren ein (Modell 1) und im nächsten Schritt zusätzlich der finanzielle Druck, Depressivität, Neurotizismus und Verträglichkeit der Ankerperson (Modell 2). Ergebnisse Für die Analysen zur Qualität des Coparenting mit dem leiblichen Elternteil von Kindern in Kernfamilien und Trennungskindern reduzierten sich aufgrund fehlender Angaben zu einzelnen Variablen die Fallzahlen auf n = 2.056. Gültige Angaben für alle Indikatoren lagen für 1.715 Kernfamilien, 202 Alleinerziehende, 73 einfache Stieffamilien und 66 komplexe Stieffamilien vor. Coparenting und Family Complexity 45 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) (10) (11) (12) (13) (14) (15) (16) (1) Coparenting (2) D - Kernfam. -.10** - (3) D - Alleinerz. .07** -.74** - (4) D - einfache Stieffam. .10** -.43** -.06** - (5) D - Komplexe Stieffam. -.02 -.41** -.06** -.04 - (6) AP weiblich .12** -.19** .15** .09** .04* - (7) Alter AP -.02 .01 .04* -.07** -.01 -.07** - (8) Migrat. AP .01 .02 -.00 -.04* .01 .05** -.01 - (9) D - max. Hauptschule AP .09** -.08** .05** .04* .04* -.02 -.09** .09** - (10) D - mittl. Schulbildung AP -.04** .10** -.00* .06* -.03 .00 .00 -.08** -.33** - (11) D - (Fach-) Hochschulreife AP -.02 .08** -.033 -.09** -.02 -.01 .06** .02 -.36** -.76** - (12) Alter K. .05** -.27** .19** .11** .14** .17** .57** .01 .03 .15** -.17** - (13) Kinderzahl .07** .04* -.10** -.09** .19** .01 .16** .08** .06** -.11** .07** -.06** - (14) Finanz. Druck .13** -.19** .20** .04* .02 .06** -.11** .00 .16** .08** -.19** .00 .08** - (15) Depressiv. .30** -.12** .09** .07** .02 .08** -.03 .02 .10** .01 -.08** .07** .02 .25** - (16) Neurotiz. .18** -.11** .11** .03 .02 .21** -.06** .00 .04* -.01 -.01 .02 .02 .16** .53** - (17) Verträglich. -.12** .04* -.03 -.01 -.03 .13** .08* .05* .01 -.02 .01 .08** .03 -.01 -.16** -.20** Tab. 2: Interkorrelationen aller Indikatoren Anmerkungen: D = Dummy; AP = Ankerperson; Migrat. = Migrationsstatus; Kinderzahl = Anzahl der Kinder im Haushalt; Depressiv. = Depressivität; Neurotiz. = Neurotizismus; Verträglich. = soziale Verträglichkeit; Signifikanzangaben: ** p < .01, * p < .05 46 Sabine Walper Zunächst wurden für diese Stichprobe die Effekte der Familienform auf das Coparenting mit dem leiblichen Elternteil anhand einer Regressionsanalyse ohne weitere Kontrollvariablen getestet. Hierbei zeigten sich im Vergleich zu Kernfamilien (Referenz) hochsignifikant mehr Coparentingprobleme in Ein-Eltern-Familien (B[SE] = 0.18[0.05], Beta = 0.07, p = .001) und vor allem in einfachen Stieffamilien (B[SE] = 0.40[0.09], Beta = 0.10, p < .001), während sich komplexe Stieffamilien nicht statistisch bedeutsam von Kernfamilien unterschieden (B[SE] = -0.03[0.09], Beta = -0.01, n. s.). Diese Befunde entsprechen Hypothese 1.1, widersprechen allerdings Hypothese 1.3, die von zusätzlich erhöhten Coparentingproblemen in komplexen Stieffamilien ausgegangen ist. Damit kann Hypothese 1.2 nur für einfache Stieffamilien als bestätigt gelten. In Tabelle 2 finden sich die Interkorrelationen aller Indikatoren, und in Tabelle 3 sind die Befunde der nachfolgenden multiplen Regression wiedergegeben. Die Ergebnisse zu Modell 1 zeigen, dass sich die bivariaten Unterschiede im Coparenting je nach Familienform (s. o.) nur geringfügig abschwächen, wenn demografische Hintergrundfaktoren kontrolliert werden. Unter diesen Kontrollfaktoren erwiesen sich das Geschlecht und Alter der Ankerperson, ihre Schulbildung sowie die Anzahl der Kinder als statistisch bedeutsam. Frauen, jüngere Ankerpersonen und Befragte mit maximal Hauptschulbildung berichteten mehr Coparentingprobleme als Männer, ältere Ankerpersonen und Befragte mit mittlerer und höherer Schulbildung. Mit steigender Kinderzahl erhöhten sich die Coparentingprobleme. Der Migrationsstatus der Ankerperson und das Alter des jüngsten (Trennungs-)Kindes im Haushalt erwiesen sich als unbedeutend. Insgesamt entsprechen diese Befunde Hypothese 2. Die Befunde zu Modell 2 zeigen, dass Depressivität der Ankerperson mit hochsignifikant erhöhten Coparentingproblemen einherging, während eine höhere soziale Verträglichkeit mit hochsignifikant weniger Coparentingproblemen verbunden war. Neurotizismus hatte darüber hinaus keinen eigenständigen Effekt, sodass sich Modell 1 Modell 2 B (SE) Beta B (SE) Beta Kernfam. (Ref.) - Ein-Eltern-Fam. - Einfache Stieffam. - Komplexe Stieffam. Geschlecht Anker (weibl.) Alter Anker Migrationsstatus (ja) Max. Hauptschule (Ref.) - Mittlere Schulbildung - (Fach-)Hochschulreife Alter jüngstes (Trennungs-)Kind im HH Anzahl der Kinder im HH - 0.13 (0.05) 0.34 (0.09) -0.17 (0.09) 0.14 (0.03) -0.01 (0.00) -0.02 (0.04) - -0.17 (0.05) -0.14 (0.05) 0.01 (0.00) 0.08 (0.02) - 0.05* 0.09*** -0.04 + 0.10*** -0.05* -0.01 - -0.12*** -0.10** 0.06 0.10*** - 0.04 (0.05) 0.27 (0.08) -0.19 (0.09) 0.14 (0.03) -0.00 (0.00) -0.02 (0.04) - -0.13 (0.05) -0.08 (0.05) 0.01 (0.00) 0.07 (0.02) - 0.02 0.07*** -0.05* 0.10*** -0.02 -0.01 - -0.09** -0.05 0.05 0.08*** Finanz. Druck Depressivität Neurotizismus Verträglichkeit - - - - - - 0.03 (0.02) 0.04 (0.00) -0.01 (0.02) -0.11 (0.02) 0.04 + 0.26*** -0.01 -0.10*** Adj. R 2 0.03*** 0.12*** Tab. 3: Prädiktoren von Coparentingproblemen mit dem leiblichen Elternteil von Kindern in Kernfamilien und von Trennungskindern in unterschiedlichen Familienformen: Unstandardisierte und standardisierte Regressionskoeffizienten (N = 2.056) Anmerkungen: B (SE): nicht standardisierter Regressionskoeffizient mit Standardfehler in Klammern; Beta: standardisierter Regressionskoeffizient; HH: Haushalt Signifikanzangaben: *** p < .001, ** p < .01, * p < .05, + p < .10. Coparenting und Family Complexity 47 nur einer der beiden Persönlichkeitsfaktoren als relevant erwies und Hypothese 3.3 zurückgewiesen werden muss. Da Neurotizismus relativ eng mit Depressivität verbunden war (r = .53, p < .001), liegt es nahe, dass der bivariate Zusammenhang zwischen Neurotizismus und Coparentingproblemen vor allem über Depressivität vermittelt wurde. Der finanzielle Druck hatte im Kontext aller anderen Prädiktoren trotz einer hochsignifikanten Korrelation mit Coparentingproblemen (r = .13, p < .001) nur einen deutlich abgeschwächten, marginalen Effekt auf Coparentingprobleme, sodass Hypothese 3.1 keine Bestätigung findet. Insgesamt entsprechen die Befunde vor allem den Hypothesen 3.2 zur Relevanz von Depressivität und Hypothese 3.4 zur Bedeutung von sozialer Verträglichkeit für die Qualität des Coparenting.. Im Einklang mit Hypothese 3.5 blieben die Effekte der Familienform zumindest für einfache Stieffamilien bestehen, während die in Modell 1 noch ausgewiesenen erhöhten Coparentingprobleme in Ein-Eltern- Familien ihre statistische Signifikanz verloren. Interessanterweise verstärkte sich der in Modell 1 nur marginale Effekt für komplexe Stieffamilien und erreichte in Modell 2 statistische Signifikanz. Unter Kontrolle aller Faktoren hatten demnach komplexe Stieffamilien sogar etwas weniger Coparenting-Probleme als Kernfamilien. Um die Robustheit dieses Effekts zu prüfen, wurden die Analysen für das älteste im Haushalt lebende Trennungskind wiederholt. Für die abhängige Variable zum Coparenting wurde der Indikator zum Coparenting in Kernfamilien mit dem Indikator zum Coparenting für das älteste Kind im Haushalt der Trennungsfamilien zusammengeführt. Unter den Kontrollbzw. Prädiktorvariablen wurde das Alter des jüngsten Kindes gegen das Alter des ältesten Kindes im Haushalt getauscht. Alle anderen Kontroll- und Prädiktorvariablen wurden wie in den Analysen in Tabelle 2 eingesetzt. N = 1.801 Familien standen für die multiplen Regressionen zur Verfügung. Die Befunde für Modell 2 erbrachten für das Coparenting mit dem leiblichen Elternteil in Trennungsfamilien keine Unterschiede zwischen Kern- und Ein-Eltern-Familien (B[SE] = -0.01 [0.06], beta = -0.01, n.s.), signifikant erhöhte Coparentingprobleme in einfachen Stieffamilien (B[SE] = 0.21 [0.09], beta = 0.05, p = .020) und keine signifikanten Unterschiede zwischen komplexen Stieffamilien und Kernfamilien (B[SE) = -0.12 [0.09], beta = -0.03, n. s.). Diskussion Die vorliegende Studie ist meines Wissens die erste, die das Coparenting von leiblichen Eltern in Kernfamilien dem Coparenting leiblicher, aber getrennter Eltern in Ein-Eltern, einfachen und komplexen Stieffamilien vergleichend gegenüberstellt, und sie ist entsprechend auch die erste, die hierbei nicht nur demografische Hintergrundfaktoren, sondern auch den finanziellen Druck, das Wohlbefinden bzw. die Depressivität der Eltern sowie deren Persönlichkeit als Prädiktoren von Coparentingproblemen berücksichtigt. Im Vordergrund stand die Frage nach der Bedeutung der unterschiedlichen Komplexität von Nach-Trennungs-Familien, die in Stieffamilien generell, aber insbesondere in komplexen Stieffamilien erhöht ist. Ausgelotet werden sollte, inwieweit sich die Komplexität von Nachtrennungsfamilien als erschwerender Faktor für das Coparenting mit dem externen leiblichen Elternteil der Trennungskinder erweist, und zwar auch unabhängig von Faktoren, die in Trennungsfamilien häufiger auftreten und sich gleichzeitig in anderen Studien als relevant für das Coparenting erwiesen haben. Der Großteil der Hypothesen konnte bestätigt werden. So berichteten insbesondere Eltern in einfachen Stieffamilien mehr Coparentingprobleme mit dem externen Elternteil als Eltern in Kernfamilien. Dies hatte auch unter Kontrolle zentraler demografischer Faktoren Bestand und entspricht damit den Befunden anderer Studien, die mehr Schwierigkeiten im Coparenting leiblicher Eltern nach einer Trennung bzw. Scheidung aufzeigen (Bergström et al., 2021; Walper et al., 2005), und unter den Trennungsfamilien vor allem für Stieffamilien vermehrte Beeinträchtigungen der Coparenting-Qualität berichten (Beckmeyer et al., 2019; Christensen 48 Sabine Walper & Rettig, 1995; Dush et al., 2011). Die zunächst in Modell 1 aufgezeigten vermehrten Coparentingprobleme von Alleinerziehenden gegenüber Kernfamilien waren in Modell 2 unter der zusätzlichen Kontrolle finanzieller Belastungen, Depressivität der Ankerperson und deren Persönlichkeit nicht mehr von Coparentingproblemen in Kernfamilien zu unterscheiden, während der Nachteil von einfachen Stieffamilien im Einklang mit Hypothese 2 auch in Modell 2 statistisch signifikant blieb. Allerdings widersprechen die Befunde zu komplexen Stieffamilien diametral den Erwartungen. Während sich zunächst in den bivariaten Analysen keine nennenswerten Unterschiede komplexer Stieffamilien gegenüber Kernfamilien zeigten, fielen die Angaben der Partner in komplexen Stieffamilien unter Kontrolle aller Faktoren sogar positiver aus als in Kernfamilien. Dieser Supressoreffekt konnte in den Robustheitsanalysen anhand von Daten zum ältesten Trennungskind im Haushalt zwar nicht repliziert werden, aber auch diese Analysen erbrachten keine statistisch bedeutsamen Nachteile von komplexen Stieffamilien gegenüber Kernfamilien. Im Gegenteil deutete auch hier der Koeffizient eher in eine Richtung geringerer Coparentingprobleme, als sie in Kernfamilien zu verzeichnen waren. Drei Erklärungen für diesen unerwarteten Effekt wären denkbar. Erstens könnte das nach anderen Befunden erhöhte Engagement von Stiefvätern in komplexen Stieffamilien (Heintz- Martin et al., 2015) das Coparenting der Partner innerhalb von komplexen Stieffamilien stärken und zu einem Rückgang von Konflikten über das Engagement des externen Elternteils beitragen. Nach den Befunden einer Studie zum Coparenting mit dem Stiefelternteil hat die Qualität des Coparenting der neuen Partner in Stieffamilien jedoch keinen Einfluss auf die Zufriedenheit des externen Elternteils mit der Beziehung zu seinem/ ihrer Expartner: in, d.h. zum hauptbetreuenden leiblichen Elternteil seiner Kinder in der Stieffamilie (Schrodt, Miller & Braithwaite, 2011). Zweitens wäre denkbar, dass sich Stieffamilien am ehesten dann für ein gemeinsames Kind entscheiden, wenn weniger Coparentingprobleme mit dem externen Elternteil der Stiefkinder bestehen. Solche Coparentingprobleme können die neue Partnerschaft in Stieffamilien belasten (Cartwright & Gibson, 2013) und scheinen sogar ein Hindernis für die Einbindung des Stiefelternteils in die Verantwortung für das Stiefkind darzustellen (Ganong et al., 2015). In diesem Fall wäre ein erfolgreiches Coparenting mit dem externen Elternteil ein Selektionsfaktor für den Übergang zu einer komplexen Stieffamilie. Und drittens könnten in komplexen Stieffamilien die Ex-Partner bei Coparentingproblemen ihre Kontakte häufiger abbrechen, sei es, weil der hauptbetreuende leibliche Elternteil seine Aufmerksamkeit stärker auf das Coparenting mit dem neuen Partner und das gemeinsame Kind konzentrieren will, oder sei es, weil der externe Elternteil sich zurückzieht. Zukünftige Replikationen der hier berichteten Studie wären wichtig, um zu ermitteln, ob sich die Befunde zu komplexen Stieffamilien auch in anderen Stichproben zeigen. Sofern dies der Fall ist, könnten Längsschnittstudien oder qualitative Retrospektivbefragungen den drei potenziellen Erklärungen gezielt nachgehen. Insgesamt muss damit die Hypothese vermehrter Coparentingprobleme bei steigender Komplexität des Familiensystems zumindest partiell verworfen werden. Sie ließ sich nur für einfache Stieffamilien bestätigen und zwar sowohl in den Befunden für das jeweils jüngste Trennungskind im Haushalt als auch in den ergänzend geprüften Daten für ältere Trennungskinder (s. Robustheitsanalysen). In beiden Fällen waren einfache Stieffamilien die einzigen, für die sich signifikante Nachteile im Coparenting mit dem externen leiblichen Elternteil der Stiefkinder gegenüber Kernfamilien ergaben, wenn alle Hintergrundfaktoren sowie finanzielle Belastungen, Depressivität und die Persönlichkeit der Eltern einbezogen wurden. Unter den demografischen Hintergrundfaktoren erwiesen sich das Geschlecht der Ankerperson, ihre schulische Bildung und die Anzahl der Kinder im Haushalt als hochsignifikante Coparenting und Family Complexity 49 Faktoren, selbst unter Kontrolle aller anderen Faktoren (Modell 2). Frauen berichteten mehr Coparenting-Probleme als Männer. Die diesbezügliche Befundlage für Trennungsfamilien scheint nicht einheitlich zu sein. Während auch andere Daten für eine ungünstigere Einschätzung der Kooperation seitens der Mütter als der Väter sprechen (Russell, Beckmeyer, Coleman & Ganong, 2016), fanden andere Studien keine Unterschiede im Coparenting getrennter Mütter und Väter (z. B. Bonach, Sales & Koeske, 2005). In Studien zum Coparenting in Kernfamilien, die hier den weitaus größten Teil der Stichprobe ausmachen, fehlen oft Vergleiche zwischen der Wahrnehmung von Müttern und Vätern, selbst wenn beide in die Analysen aufgenommen wurden (z. B. Favez, Bader & Tissot, 2023). Auch Übersichtsarbeiten gehen hierauf zumeist nicht ein (z. B. McHale & Sorotkin, 2019). Eine kleinere Tagebuchstudie erbrachte keine Unterschiede in der täglichen Einschätzung des Coparenting seitens der Mütter und Väter (McDaniel, Teti & Feinberg, 2018), während eine umfangreiche Studie zum Coparenting in Zwei-Eltern- Familien - wie in der vorliegenden Studie - ungünstigere Einschätzungen der Mütter als der Väter erbrachte (Williams, 2018). Zukünftige Studien sollten Geschlechtsunterschiede systematischer auf den Prüfstand stellen. Gleiches gilt für die hier berichteten vermehrten Coparentingprobleme mit steigender Kinderzahl. Befunden, die mehr Konflikte und weniger Unterstützung bei höherer Kinderzahl aufzeigen (Fishel & Scanzoni, 1990), stehen andere Daten gegenüber, in denen sich kein oder allenfalls ein marginaler Effekt der Kinderzahl ergab (Bonach, 2005; Williams, 2018). Überraschen mag, dass sich der finanzielle Druck der Eltern als unbedeutend erwies. Auf Basis der Family Stress Theory wäre zu erwarten, dass ein erhöhter finanzieller Druck die Qualität des Coparenting stärker belastet als ein geringes formales Bildungsniveau, das eher als Hintergrundfaktor fungieren sollte (Conger, Conger & Martin, 2010). Dass dies nicht der Fall ist, legt nahe, dass in Familien mit eher geringen schulischen Bildungsressourcen noch andere Probleme als zu geringe Einkünfte die elterliche Zusammenarbeit belasten. Denkbar wäre, dass die in dieser Gruppe oft ungünstigeren Bildungsverläufe der Kinder (Blossfeld, Blossfeld & Blossfeld, 2019) oder deren häufigere gesundheitliche Einschränkungen (Kuntz et al., 2018) Anlass für Konflikte bieten, aber denkbar wäre auch, dass in dieser Gruppe konstruktive Konfliktstile weniger verbreitet sind (Kersting & Grau, 2003). Umgekehrt könnte der Zusammenhang zwischen finanziellem Druck und Coparentingproblemen, der sich auch in den vorliegenden Daten findet, durch Aspekte wie Belastungen des elterlichen Wohlbefindens vermittelt werden, sodass finanzieller Druck durchaus relevant ist, aber nur indirekte Effekte zeigt. Hochsignifikante Unterschiede in den Coparentingproblemen ergaben sich für die Depressivität und soziale Verträglichkeit der Eltern. Im Einklang mit anderen Befunden (vgl. McHale & Sorotkin, 2019; Williams, 2018) berichteten Eltern mit erhöhter Depressivität auch mehr Coparentingprobleme. Wenngleich man vermuten könnte, dass Coparenting-Probeme auch ihrerseits zu vermehrter Depressivität beitragen, zeigen doch die Daten von Williams (2018), dass Depressivität ein langfristiger Prädiktor der Coparenting-Qualität auch über mehrere Jahre hinweg ist. Hinsichtlich der elterlichen Persönlichkeit erwies sich in der hier berichteten Studie interessanterweise - anders als in der Studie von Frosch et al. (2023) - nicht die emotionale Stabilität bzw. Neurotizismus, sondern die soziale Verträglichkeit als relevant. Wie zu erwarten waren Neurotizismus und Depressivität hoch korreliert (siehe Tabelle 2), und Depressivität scheint der stärkere Faktor zu sein, hinter dem die emotionale Instabilität bzw. Neurotizismus an eigenständiger Bedeutung verliert. Dass Coparentingprobleme geringer ausfallen, wenn die soziale Verträglichkeit der Eltern hoch ist, entspricht den vielfach aufgezeigten Vorteilen dieser Persönlichkeitseigenschaft (Wilmot & Ones, 2022). Hierbei ist anzumerken, dass die Persönlichkeit der Eltern zwei Jahre zuvor erfasst wurde, sich hier also auch als zeitlich überdauernd bedeutsam erwies. 50 Sabine Walper Limitationen Da die Studie querschnittlich angelegt ist, erlaubt sie keine Aussagen zur Kausalität der Effekte. Wenngleich es plausibel ist, Depressivität als Prädiktor für Coparenting-Probleme zu modellieren, wären doch auch mögliche umgekehrte Effekte im Zeitverlauf von Interesse, wie sie für wechselseitige Einflüsse von verbaler Aggression und Coparenting aufgezeigt wurden (Zemp, Johnson & Bodenmann, 2018). Zweitens ist davon auszugehen, dass die hier einbezogenen Trennungsfamilien eine positive Selektion derjenigen Eltern darstellen, denen es gelungen ist, ihre Coparenting-Beziehung aufrechtzuerhalten, denn Familien ohne Kontakte zwischen den Eltern konnten keine Informationen zum Coparenting liefern und sind entsprechend nicht einbezogen. Effekte der betrachteten Prädiktoren auf fehlenden Kontakt konnten in den vorliegenden Analysen nicht eigens behandelt werden. Dies ist vor allem beim Vergleich von Kern- und Trennungsfamilien zu berücksichtigen. Drittens wurde ein Globalindikator für die Qualität des Coparenting verwendet, der keine differenzierten Aussagen zu einzelnen Subdimensionen erlaubt. Insbesondere positive Aspekte des Coparenting konnten nicht einbezogen werden, da hierzu in den pairfam-Daten nur ein Item vorliegt, das sich nicht in die Skala integrieren lässt. Und viertens wurde für Kernfamilien das Coparenting der Eltern nicht für jedes einzelne Kind erfasst, sondern war insgesamt einzuschätzen, während für Trennungskinder jeweils kindspezifische Angaben vorlagen. Trotz dieser Einschränkungen hat die Studie wichtige Befunde geliefert, die aufzeigen, dass einfache und komplexe Stieffamilien differenziert zu betrachten sind. Mit dem Komplexitätsgrad der Stieffamilien steigt nach den hier berichteten Daten nicht das Risiko für Probleme in der Zusammenarbeit mit dem externen leiblichen Elternteil von Stiefkindern, so dass es zukünftig gilt, alternative Erklärungen zu explorieren. Unterstrichen wird die Bedeutung der elterlichen Befindlichkeit und der Persönlichkeit, die unabhängig von der Familienform mit Unterschieden in der Qualität des Coparenting verbunden ist. Für Beratung und Prävention bedeutet dies, die Vielfalt von Nachtrennungsfamilien im Blick zu behalten und die jeweiligen Bedingungen des Coparenting zu explorieren, um auf entwicklungsförderliche Bedingungen für Kinder hinzuwirken. Dabei auch das Wohlbefinden von Eltern und sozial verträgliches Interaktionsverhalten zu stärken dürfte sich nach den hier berichteten Befunden als erfolgversprechend erweisen. Literatur Amato, P. R., Meyers, C. E. & Emery, R. E. (2009). Changes in nonresident father‐child contact from 1976 to 2002. Family Relations, 58 (1), 41 - 53. https: / / psycnet.apa.org/ doi/ 10.1111/ j.1741-3729.2008.00533.x Becher, E.H., Kim, H., Cronin, S. E., Deenanath, V., McGuire, J. K., McCann, E. M. et al. (2019). 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