Soziale Unterschiede in der Säuglingssterblichkeit in Rostock im 19. Jahrhundert. Soziale Unterschiede in der Säuglingssterblichkeit in Rostock im 19. Jahrh undert Eine demografi sche Analyse anhand von Kirchenbuchdaten Michael Mühlichen, Rembrandt D. Scholz, Gabriele Doblhammer Zusammenfassung: Der Beitrag untersucht die historische Entwicklung der Säug- lingssterblichkeit in der Hansestadt Rostock und widmet sich im Speziellen der Fra- ge, inwieweit sozioökonomische Faktoren die Höhe der Säuglingssterblichkeit im frühen 19. Jahrhundert beeinfl ussten. Es lässt sich für die Stadt ein im deutsch- landweiten Vergleich äußerst niedriges Säuglingssterblichkeitsniveau feststellen, besonders für das erste Drittel des Jahrhunderts. Dabei kann ein signifi kanter Ein- fl uss der berufl ichen Schicht des Vaters auf die Überlebenschancen des Kindes im ersten Lebensjahr für das frühe 19. Jahrhundert nachgewiesen werden: Neugebo- rene von berufl ich schlechter gestellten Vätern weisen ein größeres Sterberisiko im ersten Lebensjahr auf als die Nachkommen berufl ich besser gestellter Väter. Als Datengrundlage dienen die Beerdigungs- und Taufregister der Rostocker Jakobi- kirche, welche weitgehend erhalten und zu einem großen Teil digitalisiert sind. Auf der Basis dieser Individualdaten wird erstmals ein Ereignisdatenanalysemodell im Zusammenhang mit der Säuglingssterblichkeit in einer deutschen Stadt im 19. Jahr- hundert untersucht. Des Weiteren zeigt dieser Beitrag erstmals die Säuglingsster- bewahrscheinlichkeit der Stadt Rostock für das gesamte 19. Jahrhundert nach Ge- schlecht und schließt damit in zweifacher Hinsicht eine Forschungslücke. Schlagwörter: Säuglingssterblichkeit · Rostock · Historische Demografi e · Kirchenbücher · Ereignisdatenanalyse 1 Einleitung Die Untersuchung von Säuglingssterblichkeit ist ein wichtiger Bestandteil der Mor- talitätsforschung. Ende des 19. Jahrhunderts starben in manchen deutschen Regi- onen über ein Drittel der Lebendgeborenen im ersten Lebensjahr (Würzburg 1887, 1888; Prinzing 1900). Damit bestimmte die Säuglingssterblichkeit zu einem wesentli- chen Teil die Höhe der Gesamtsterblichkeit. Heute beträgt die Säuglingssterbeziffer Comparative Population Studies Selected Articles in German Vol. 40 (2015): 87-114 (Erstveröffentlichung: 20.03.2015) © Federal Institute for Population Research 2015 URL: www.comparativepopulationstudies.de DOI: 10.12765/CPoS-2015-03de URN: urn:nbn:de:bib-cpos-2015-03de4 • Michael Mühlichen, Rembrandt D. Scholz, Gabriele Doblhammer88 in Deutschland laut Statistischem Bundesamt nur noch 3,3‰ (31.12.2013). Wegen des geringen Ausmaßes und der geringen Variation hat sie ihren Einfl uss auf die Lebenserwartung weitgehend verloren. Der Anstieg der Lebenserwartung in der ersten Hälfte des 20. Jahrhunderts in Deutschland ist wesentlich auf den Rückgang der Säuglingssterblichkeit zurückzuführen und auch maßgeblich für die Einleitung des ersten demografi schen Übergangs verantwortlich. Über die Entwicklung und die Determinanten der Säuglingssterblichkeit im 19. Jahrhundert gibt es eine Vielzahl von Studien. Dennoch sind einige Regionen in Deutschland von der Forschung bislang nur unzureichend erfasst und nicht alle Ein- fl ussfaktoren und Ursachen der regionalen Unterschiede sind geklärt (Imhof 1981; Gehrmann 2000, 2011; Kloke 1997). Das liegt vor allem an dem Fokus des Interes- ses in der Forschung und unterschiedlichen Methoden und Defi nitionen. Während heute international vergleichbare Abgrenzungen von Totgeburt und Lebendgeburt1 existieren, trifft dies für die Vergangenheit nicht immer zweifelsfrei zu. Eine Reihe von Fragen sind ungeklärt: Welche Rolle spielt die Dokumentation von Sterbefällen und Geburten vor und nach der Taufe? Wie wirken sich unterschiedliche Bildung und Religion auf die Registrierung aus? Wann wird eine Totgeburt dokumentiert? Seit wann werden welche Merkmale im Zusammenhang mit Säuglingssterblichkeit erhoben? Mecklenburg-Schwerin ist eine Region, die sich im 19. Jahrhundert durch be- sonders niedrige Säuglingssterblichkeit und hohe Lebenserwartung im Vergleich zu anderen Regionen in Deutschland auszeichnete (Dippe 1857). Die historische demografi sch-statistische Datenlage ist für das Gebiet Mecklenburg-Schwerin sehr gut. Historische Bevölkerungsdaten sind bis ins 19. Jahrhundert zurück als Indivi- dualdaten in Form von Listen der Haushalte für mehrere Volkszählungen fl ächen- deckend für die gesamte Region vorhanden. Ebenfalls sind die Kirchenbücher fast vollständig erhalten. Dadurch stehen Individualdaten zur Dokumentation der de- mografi schen Ereignisse zur Verfügung. Diese Art von Daten für die Forschung zu nutzen, erfordert jedoch einen erheblichen Arbeitsaufwand, da die existierenden Quellen erst digitalisiert werden müssen.2 Informationsquellen zur Säuglingssterblichkeit im jeweiligen lokalen Kontext gibt es mit der Einführung von Kirchenbüchern. Analysen zur Mortalität auf Basis 1 Abgrenzung in Deutschland: Eine Lebendgeburt liegt vor, wenn mindestens eines von drei Le- benszeichen auftritt (Einsetzen der natürlichen Lungenatmung, Pulsieren der Nabelschnur oder Schlagen des Herzens). Wenn keines der Merkmale beobachtet werden konnte, das Geburts- gewicht aber mindestens 500g beträgt, spricht man von einer Totgeburt. Wenn sich keines der Merkmale gezeigt hat und das Geburtsgewicht weniger als 500g beträgt, handelt es sich um eine Fehlgeburt, die nicht registriert wird (Deutsche Verordnung zur Ausführung des Personen- standsgesetzes (Kapitel 5, § 31)). 2 Zu nennen ist für Mecklenburg-Schwerin die Aufnahme der Volkszählung 1819, einschließlich der Stadt Rostock und deren Analyse. Hierbei handelt es sich um das Pilotprojekt Mecklenburg in der demographischen Transition des 18. und 19. Jahrhunderts. Von Rostocker Historikern sind außerdem verschiedene Forschungsergebnisse zur städtischen Bevölkerungs- und Sozi- algeschichte zu dem Beginn des 19. Jahrhunderts vorgelegt worden (Krüger/Kroll 1998; Krüger 1998, 2000, 2003; Manke 2000, 2005a/b). Soziale Unterschiede in der Säuglingssterblichkeit in Rostock im 19. Jahrh undert • 89 von Kirchenbüchern stammen u.a. von Halley (1693), Kundmann (1737), Süßmilch (1761), Blayo (1975), Wrigley/Schofi eld (1981), Schultz (1991), Gehrmann (2000, 2011), Johansson (2004, 2009) und Breschi et al. (2014), wobei Gehrmann neben Kirchen- büchern auch sämtliche anderen verfügbaren bevölkerungsstatistischen Quellen als Datenbasis heranzieht. Flächendeckende statistische Aussagen für ganze Regionen können erst mit der Einführung der amtlichen Statistik gewonnen werden. Als erstes Land begann Schweden ab dem Jahr 1751 mit der Dokumentierung demografi scher Ereignis- se auf nationaler Ebene. Die anderen europäischen Länder folgten ab Mitte des 19. Jahrhunderts (Westergaard 1932; Hollingsworth 1969; Rödel 1990; Ehling 1996). Durch die Reichsgründung und die Bildung des Kaiserlichen Statistischen Amts werden vergleichbare Daten für Deutschland zur regionalen Säuglingssterblichkeit erstmals ab 1875 gewonnen (Westergaard 1932: 239). Die Entwicklung der Säug- lingssterblichkeit für ausgewählte Länder zeigt Abbildung 1. In Skandinavien ist ein Rückgang der Säuglingssterblichkeit über den gesamten Zeitraum beobachtbar. In den anderen Ländern setzt der Rückgang erst zum Ende des 19. Jahrhunderts ein, da die Industrialisierung und die damit einhergehende Verstädterung zunächst eine Verschlechterung der Überlebenschancen von Säuglingen mit sich brachten. Im 20. Jahrhundert kommt es zu einem starken Rückgang und der Nivellierung auf sehr niedrigem Niveau. Die Abbildung 1 zeigt auch den Anstieg der Säuglingssterblich- keit in den beiden Weltkriegen und der Nachkriegszeit. Die Differenz der Säuglingssterblichkeit zwischen Preußen und dem Süden Deutschlands weist auch auf das beträchtliche Nord-Süd-Gefälle hin, das im 19. Jahrhundert in Deutschland bestand. Generell wies der Ostseeraum eine ver- gleichsweise geringe Säuglingssterblichkeit auf. Dies betrifft nicht nur Länder wie Schweden oder Dänemark, sondern auch die deutschen Ostseeanrainergebiete Schleswig, Holstein, Mecklenburg und Pommern. Die Überlebensverhältnisse von Kleinkindern im 19. Jahrhundert waren aber nicht nur im Norden besser als im Sü- den, sondern auch im Westen tendenziell besser als im Osten. So war die Säug- lingssterblichkeit im Nordwesten am geringsten und im Südosten am höchsten. Als wichtige Ursache wird die regional sehr unterschiedlich verteilte Häufi gkeit und Dauer des Stillens angenommen, sowohl zwischen Nord- und Süddeutschland als auch zwischen Stadt und Land (Gehrmann 2000, 2011; Imhof 1981; Kintner 1985; Knodel 1968, 1988; Prinzing 1900). Erste regionale Untersuchungen des Kaiserli- chen Statistischen Amts zur Säuglingssterblichkeit (Abb. 2) in Deutschland im Zeit- raum 1875 bis 1877 zeigen für Bayern und Schwaben eine Säuglingssterblichkeit von über 30 %, während sie in Ostfriesland und Schleswig-Holstein unter 15 % lag. Ein in der Literatur oft erwähnter Faktor in Bezug auf regionale Säuglingssterb- lichkeitsunterschiede ist die Konfessionszugehörigkeit beziehungsweise mit ihr zusammenhängende Mentalitätsunterschiede. So war der Norden Deutschlands überwiegend evangelisch, der Süden mehrheitlich katholisch. Interessant ist, dass die Säuglingssterblichkeit im überwiegend evangelischen Franken deutlich geringer war als im benachbarten katholischen Bayern (Imhof 1981; Prinzing 1900). Auch sai- sonale klimatische Ereignisse fi elen regional unterschiedlich aus und hatten einen • Michael Mühlichen, Rembrandt D. Scholz, Gabriele Doblhammer90 Einfl uss auf die Säuglingssterblichkeit speziell von nicht-gestillten Kindern (Prinzing 1899; Stöckel 1986). Des Weiteren war die Säuglingssterblichkeit in vielen Teilen Deutschlands in den Städten höher als auf dem Lande (Spree 1988; Gehrmann 2002; Prinzing 1900). Während die Säuglingssterblichkeit auf dem Land wesentlich mit den dort herr- schenden Lebens- und Arbeitsverhältnissen zusammenhing, ist das höhere Niveau in den Städten mit dem einsetzenden Urbanisierungs- und Industrialisierungspro- zess zu begründen. Diese Unterschiede nahmen jedoch zum Ende des 19. Jahrhun- derts und mit dem Beginn des 20. Jahrhunderts zu Gunsten der Städte ab, was auf die zuerst in den Städten erfolgten Verbesserungen der Ernährungs-, Hygiene- und Wohnbedingungen zurückzuführen ist (Gehrmann 2011; Imhof 1981; Prinzing 1899, 1900; Stöckel 1986). Abb. 1: Säuglingssterblichkeit in ausgewählten europäischen Ländern, 1800- 2010 (gleitender 5-Jahres-Durchschnitt) Deutschland Preußen Süddeutschland Österreich Frankreich Großbritannien Skandinavien 0 20 40 60 80 100 120 140 160 180 200 220 240 260 280 300 320 1800 1820 1840 1860 1880 1900 1920 1940 1960 1980 2000 Anmerkungen: Skandinavien besteht aus den Ländern Schweden (ab 1800), Dänemark (ab 1835) und Norwegen (ab 1846); Großbritannien besteht aus England und Wales (ab 1841) und Schottland (ab 1855); Süddeutschland besteht aus Bayern (ab 1819), Sachsen (ab 1831), Baden (ab 1852), Württemberg (ab 1859 sowie 1819-1822 und 1847-1856) und dem Großherzogtum Hessen (ab 1863); Preußen (ab 1816) basiert auf dem Gebietsstand von 1866. Quelle: Human Mortality Database (für Österreich ab 1947, Frankreich, Skandinavien und Großbritannien), Statistisches Bundesamt (für Deutschland), Gehrmann 2002 und 2011 (für Preußen), Gehrmann 2011 (für Süddeutschland) und Mitchell 2007 (für Österreich bis 1946); eigene Berechnung nach der Kalenderjahrmethode Säuglingssterbefälle je 1.000 Lebendgeborene Jahr Soziale Unterschiede in der Säuglingssterblichkeit in Rostock im 19. Jahrh undert • 91 Hinsichtlich der Analyse der Säuglingssterblichkeit in Rostock und Mecklenburg machte sich der Rostocker Pädiater Hermann Brüning verdient. Für die Hansestadt Rostock stellte er im Zeitraum 1901-1905 eine Säuglingssterblichkeit von 15,1 % für die ehelichen bzw. von 24,2 % für die unehelichen Lebendgeburten fest (Brüning 1908: 375). Auch fand er einen Zusammenhang zwischen sozialer Schicht und Säug- lingssterblichkeit, mit einer erhöhten Sterblichkeit in niedrigen sozialen Schichten. Unsere Studie untersucht, inwieweit zu Beginn des 19. Jahrhunderts soziale Unterschiede in der Säuglingssterblichkeit in der Rostocker Kirchgemeinde St. Ja- kobi bestanden. Die systematische Erschließung von historisch-demografi schen Quellen über die Kirchenbuchaufzeichnungen der Geburts- und Sterberegister des Abb. 2: Regionale Säuglingssterblichkeit in Deutschland 1875-1877 mit ausgewählten Orten: Hesel, Leezen, Zachow, Altdorf, Philippsburg, Schwalm und Gabelbach 1780-1899 (Mikrostudie) Quelle: Amtliche Regionaldaten: Würzburg (1887), Mikrostudie: Imhof (1981); Grafi k: Imhof (1981) • Michael Mühlichen, Rembrandt D. Scholz, Gabriele Doblhammer92 19. Jahrhunderts ermöglicht es, Analysen vorzunehmen, wie sie mangels digitali- sierter Quellen3 bislang nicht möglich waren.4 Ein besonderer Schwerpunkt liegt dabei auf dem Einfl uss der Legitimität der Geburt und des Berufes des Vaters. Es wird von den Hypothesen ausgegangen, dass die Säuglingssterblichkeit ehelich geborener Kinder im Vergleich zu unehelich geborenen verringert ist und dass Säuglinge, deren Väter eine niedrige berufl iche Stellung innehaben im Vergleich zu Neugeborenen mit berufl ich besser gestellten Vätern ein erhöhtes Sterberisiko aufweisen. Die Einfl ussfaktoren der Sterblichkeit wandeln sich über das erste Lebensjahr (Brüning 1928; Brüning/Mahlo 1929; Imhof 1981). Während die Sterblichkeit in den ersten dreißig Tagen noch stark durch die Entwicklung des Fötus während der Schwangerschaft der Mutter wie auch durch Probleme während der Geburt be- stimmt ist, treten in den folgenden elf Monaten immer mehr Umwelteinfl üsse in den Vordergrund. Alle Analysen werden daher separat für die ersten dreißig Lebenstage und die darauffolgenden elf Monate durchgeführt. 2 Historische Befunde zum Einfl uss sozioökonomischer Unterschiede auf die Säuglingssterblichkeit Die Einfl ussfaktoren auf die Säuglingssterblichkeit im 19. Jahrhundert sind vielfältig und schwer voneinander zu trennen, da sie sich zum Teil gegenseitig bedingen. Gerade die regionalen Unterschiede der Säuglingssterblichkeit waren im 18. und vor allem im 19. Jahrhundert in Deutschland wesentlich größer als heutzutage; eine umfassende Erklärung dieser Unterschiede ist jedoch in Anbetracht der schwieri- gen Quellenlage und der Komplexität der Ursachen, die weit über das Fachgebiet der Historischen Demografi e hinausgehen, bislang nicht zufriedenstellend erfolgt (Ehmer 2004: 92-94). Imhof (1981) führt in einem Artikel, der sich auf jahrelange eigene Forschung so- wie Arbeiten von Bluhm (1912), Krieg (1890), Prinzing (1899, 1900, 1931), Würzburg (1887, 1888) u.a. sowie amtliche Daten stützt, die wichtigsten Einfl ussfaktoren an. Diese sind Saisonalität, Regionalität, Häufi gkeit und Dauer des Stillens, Krisenzeiten, Legitimität der Geburt, Geburtsgewicht, Geburtsrang, Familiengröße, Geburtenab- stände, Geschlecht, Alter der Mutter, Schichtenzugehörigkeit, Arbeits-, Wohnungs-, Ernährungs- und Hygienebedingungen sowie Konfession und Mentalität der Eltern. 3 Das Land Mecklenburg-Vorpommern förderte für zwei Jahre den Rostocker Forschungsver- bund Historische Demografi e – eine Kooperation der Universität Rostock mit dem Max-Planck- Institut für demografi sche Forschung. Dabei wurde die Digitalisierung von handschriftlichen Urquellen der Volkszählungen Mecklenburg-Schwerins aus den Jahren 1867 und 1900 sowie ausgewählten demografi schen Bewegungsmengen (Geburten, Sterbefälle, Eheschließungen) von Rostocker Kirchenbüchern in dem Zeitraum 1800 bis 1900 durchgeführt. 4 Mühlichen (2011), Masterarbeit, Universität Rostock. Soziale Unterschiede in der Säuglingssterblichkeit in Rostock im 19. Jahrh undert • 93 Im Folgenden sollen speziell die sozioökonomischen Faktoren näher beleuch- tet werden, wenngleich für Säuglingssterblichkeitsunterschiede verantwortliche Verhaltensmuster nicht allein sozial erklärt werden können (Spree 1980). Ein um- fassenderer Überblick über den Forschungsstand zu anderen Einfl ussfaktoren in Deutschland im 19. Jahrhundert fi ndet sich u.a. bei Imhof (1981) und Gehrmann (2011). Zu den sozioökonomischen Faktoren zählen wir die Legitimität der Geburt, Schichtzugehörigkeit und Arbeitsbedingungen. Die Legitimität der Geburt unterscheidet, ob ein Säugling innerhalb einer Ehe oder außerehelich geboren wurde. Dieser Faktor ist von großer Bedeutung, da bei unehelichen Kindern in der zeitgenössischen bevölkerungsstatistischen und medizi- nischen Literatur (z.B. Prinzing 1900; 1911; Saul 1909) eine wesentlich höhere Sterb- lichkeit im Säuglingsalter nachgewiesen wird als bei ehelichen Kindern. Zwar würde ein Teil der unverheirateten Frauen die Geburt nachträglich durch eine Hochzeit le- gitimieren, jedoch treffe dies nicht auf die Mehrheit zu (Prinzing 1902: 44). Ursäch- lich für die höhere Sterblichkeit illegitimer Säuglinge war insbesondere der Mangel an Fürsorge durch die vergleichsweise ungünstige fi nanzielle Situation, welche die Mütter zwang, arbeiten zu gehen und das Kind an Vertraute oder eine Institution zu geben (Vögele 1994: 411; Preston/Haines 1991: 30). Allerdings war der Einfl uss der Legitimität auf die Säuglingssterblichkeit im Vergleich zum Einfl uss der Ernäh- rungs-, Arbeits- und Hygienebedingungen eher gering (Kintner 1994; Spree 1998). Zum Einfl uss der Arbeitsbedingungen von Vätern und Müttern – in Form von berufl icher Schicht, Einkommen und Arbeitsbelastung – auf die Sterblichkeit ihrer Kinder im ersten Lebensjahr gibt es national wie international unterschiedliche Er- gebnisse. Bengtsson und Lundh (1994) können für Skandinavien keine Wirkung des Reallohns auf die Säuglingssterblichkeit nachweisen, während Sundin (1995) für Schweden zumindest in Zeiten eines besonders raschen Rückgangs der Säuglings- sterblichkeit speziell die Oberschicht als Profi teure sieht. Woods et al. (1988, 1989) und Haines (1995) können für England und Wales hingegen einen Einfl uss der so- zialen Schicht und des Einkommens feststellen, zumindest auf die Höhe der Säug- lingssterblichkeit, aber weniger auf den Zeitpunkt und das Ausmaß des Säuglings- sterblichkeitsrückgangs im späten 19. und frühen 20. Jahrhundert. Im Vergleich zu Frankreich erkennt Woods (1994) jedoch speziell in den stärker ausgeprägten Stillgewohnheiten, niedrigeren Fertilitäts- und Illegitimitätsraten sowie dem weitge- henden Ausbleiben von Krisenzeiten die Gründe für die geringere Säuglingssterb- lichkeit Englands. Auch deutsche Zeitgenossen wie Prinzing (1899) und Hanssen (1912) sehen in den Stillpraktiken größere Erklärungskraft als in sozioökonomischen Faktoren, wenngleich Prinzing (1899: 588) zumindest für die West-Ost-Unterschiede Preußens die besseren ökonomischen und strukturellen Bedingungen in den west- lichen Provinzen als Ursache sieht. Hanssen (1912: 8) schreibt, dass ein Einfl uss der sozialen Schicht in Schleswig-Holstein nur für ungestillte Säuglinge messbar sei. Bei Betrachtung der benachbarten Region Mecklenburg-Schwerin stellt Saul (1909: 38) jedoch fest, dass die Säuglingssterblichkeit für Kinder von ökonomisch schlech- ter gestellten Arbeitern wie Tagelöhnern, Fabrikarbeitern oder Knechten höher war im Vergleich zu den fi nanziell besser gestellten Erwerbstätigen. Von Bedeutung ist auch die Arbeitsbelastung der Frauen. Speziell die Fabrikarbeit von Frauen hatte • Michael Mühlichen, Rembrandt D. Scholz, Gabriele Doblhammer94 einen negativen Einfl uss auf die Überlebenschancen der Säuglinge, fand jedoch im Mecklenburg des 19. Jahrhunderts im Vergleich zu den industrialisierten Gebieten Deutschlands praktisch nicht statt. Aber auch die Einbindung der Mütter in land- wirtschaftliche Arbeit wirkte sich negativ aus (Gehrmann 2011; Heller/Imhof 1983; Prinzing 1899). Sozioökonomische Faktoren üben also insofern einen Einfl uss auf die Säuglingssterblichkeit aus, dass sie das Stillverhalten und die Qualität der Er- nährung sowie Pfl ege und Fürsorge beeinfl ussen (Imhof 1981: 359; Kloke 1997: 76). Ein weiterer Einfl ussfaktor ist die Mentalität in Form von „regional, konfessio- nell, sozial unterschiedliche[n] Einstellungen von Bevölkerungen zur Fruchtbarkeit, zur Geschlechtlichkeit, zu Gesundheit und Krankheit, zum Sterben und Tod“ (Imhof 1981: 366). Kriege und Krisenzeiten z.B. haben die Wertschätzung des Lebens ver- mutlich eher negativ beeinfl usst und so war die Säuglingssterblichkeit gerade in Gebieten mit einer hohen Krisen- und Kriegshäufi gkeit verhältnismäßig hoch (Imhof 1981: 367). Imhof (1981: 375) macht zwei zueinander konträre Mentalitäten aus: Das „System der Bewahrung menschlichen Lebens“ und das „System der Verschwen- dung“. Ersteres ist durch eine allgemeine Wertschätzung des Lebens geprägt, die beispielsweise durch das lange Stillen des Säuglings zum Ausdruck kommt, wäh- rend letzteres – durch Traumata und Krisenzeiten geprägt – dem Leben eine gewisse Gleichgültigkeit entgegenbringt und für den Süden Deutschlands kennzeichnender war als für den Norden. „Diese Gleichgültigkeit war eine direkte und unausweichli- che Konsequenz der Demographie der Epoche.“ (Ariés 1975: 99) Im Hinblick auf die Konfession konnten in Süddeutschland für die protestanti- schen Regionen oft deutlich niedrigere Säuglingssterbeziffern ausgemacht werden als in katholischen Gebieten. Ein gutes Beispiel ist in diesem Zusammenhang das Königreich Bayern (Prinzing 1900: 620). Als Erklärungsversuch führt Imhof (1981: 378-379) die unter Katholiken zur damaligen Zeit verbreitete Vorstellung vom so genannten „Himmeln“ an: Um in armen, kinderreichen Familien das Überleben we- nigstens der älteren Geschwister zu sichern, wurde mitunter eine Vernachlässigung des jüngsten Kindes und somit auch dessen Tod in Kauf genommen, auch um ihm das Leid unter den ärmlichen Verhältnissen zu ersparen und ihm als noch sündlo- sem Nachkommen zudem einen Platz im Himmel zu ermöglichen, von dem aus es wiederum seiner Familie einen Platz dort sichern könne. Andererseits konnten in re- ligiös gemischten Gebieten keine signifi kanten Unterschiede in der Säuglingssterb- lichkeit zwischen den beiden christlichen Konfessionen festgestellt werden (Kloke 1997: 266). Die Unterschiede in Bayern sind auch eher im Zusammenhang mit dem damaligen deutschen Nord-Süd-Gefälle zu sehen. Zudem wies gerade das evange- lische Laichingen in Württemberg mit einem Niveau von zeitweise 40 bis 50 % be- sonders hohe Werte für die Säuglingssterblichkeit auf (Medick 1997: 359-365). Auch in den Niederlanden konnte ein solches Nord-Süd-Gefälle im späteren 19. Jahrhun- dert gefunden werden, zu Ungunsten der mehrheitlich katholischen Gebiete im Sü- den, welches mit einer deutlich geringeren Stillneigung und einer größeren Skepsis gegenüber neuen Ideen zur Krankheitsbekämpfung und Hygieneverbesserung im Vergleich zum evangelisch dominierten Norden erklärt werden kann (Wolleswinkel- van den Bosch et al. 2000). Soziale Unterschiede in der Säuglingssterblichkeit in Rostock im 19. Jahrh undert • 95 Ein weitaus größerer Einfl uss wird in der Literatur daher den regional nach- weislich unterschiedlichen Ernährungs- und Stillgewohnheiten zugeschrieben. So stellen beispielsweise Imhof (1981: 347-349, 353-354), Kloke (1997: 54, 157, 266) und Gehrmann (2002: 546) heraus, dass die Überlebenschancen von Säuglingen in Regionen, in denen häufi g und lange gestillt wurde, deutlich besser waren als in Gebieten, in denen das nicht der Fall war. „In den norddeutschen Dörfern mit einer geringen Säuglingssterblichkeit scheinen nahezu alle Mütter ihre Säuglinge gestillt zu haben, und dies auch relativ lang, zumindest für das ganze erste Lebensjahr. In süddeutschen Gemeinden mit einer hohen Säuglingssterblichkeit wurde dage- gen schon von den Zeitgenossen darüber geklagt, dass viele Mütter ihre Kinder nicht oder nur ganz kurz stillen würden.“ (Ehmer 2004: 94) Gerade im Sommer war die Säuglingssterblichkeit aufgrund von Magen- und Darmerkrankungen, die auf schlechte, durch die Wärme schneller verderbliche Ersatznahrung zurückzuführen waren, stark erhöht (Kloke 1997). Lee und Marschalck (2002) konnten für die Stadt Bremen im Zeitraum 1861 bis 1863 und 1870 bis 1872 in den Lebensmonaten 3, 6, 9 und 12 einen Anstieg der Mortalität der Neugeborenen feststellen, den sie damit begründen, dass genau zu diesen Zeiten häufi g das Stillen beendet wurde. Laut Imhof (1981: 373) war unter den Müttern zu der Zeit durchaus nicht unbekannt, dass die Muttermilch das gesündeste Nahrungsmittel für den Säugling ist. Dass in vielen Regionen dennoch wenig gestillt wurde, könne mit mangelnder Fürsorgezeit für das Kind zusammenhängen, speziell wenn die Mutter ledig und berufstätig war oder in die Arbeit des Mannes, z.B. in einem landwirtschaftlichen Betrieb, eingebunden war. Auch das o.g. „System der Verschwendung“ könne nach Imhof ein Erklärungs- ansatz sein. Zum Ende des 19. Jahrhunderts setzte schließlich eine Verbesserung der Ernäh- rungs-, aber auch der Hygiene- und Wohnbedingungen ein, die zu einem Anstieg der Überlebenschancen der Säuglinge führte, insbesondere aufgrund des damit einhergehenden Rückgangs der Magen- und Darmkrankheiten (Gehrmann 2011; Imhof 1981). 3 Daten und Methode5 Die vorliegende Studie basiert auf den neu digitalisierten Beerdigungs- und Taufre- gistern der Kirchenbücher von St. Jakobi, welche die notwendigen Informationen zu den Geburten und Sterbefällen liefern. Die Jakobi-Kirche war die mit Abstand größ- te der damaligen vier Rostocker Kirchspiele, zu denen auch St. Marien, St. Nikolai und St. Petri gehörten (Szołtysek et al. 2010: 10).6 Im Jahr 1905 waren sogar mehr 5 Ausführliche Beschreibungen zu den Quellen und Daten siehe Mühlichen/Scholz (2015). 6 Wie der Großteil Norddeutschlands war auch die Stadt Rostock im 19. Jahrhundert überwie- gend evangelisch. Eine katholische Kirche gab es erst ab 1909 wieder. St. Jakobi, Rostocks damals größte Kirche, existiert inzwischen nicht mehr. Große Teile der Kirche wurden im Jahr 1942 durch einen britischen Bombenangriff zerstört. Die noch vorhandene Bausubstanz wurde 1960 abgerissen (Köppe 2010; Kuzia 2004). • Michael Mühlichen, Rembrandt D. Scholz, Gabriele Doblhammer96 als die Hälfte von Rostocks Einwohnern Mitglieder der Jakobikirche, woraufhin noch im gleichen Jahr aufgrund der ungenügenden Betreuungsmöglichkeit die Teilung der Gemeinde und 1908 schließlich die Fertigstellung der Heilig-Geist-Kirche in der Kröpeliner-Tor-Vorstadt vollzogen wurden (Schulz 2008: 24). Grundlage der Studie ist eine Vollerhebung aller Geburten und Sterbefälle in Rostock-St. Jakobi. Da sowohl die Tauf- als auch die Beerdigungsregister die vollständigen Namen enthalten und die Einzelpersonen somit identifi zierbar sind, ist eine Zusammenfüh- rung von Tauf- und Beerdigungsdatensatz zu einem Gesamtdatensatz möglich. Die- se Zusammenführung ist für den Zeitraum 1815 bis 1829 erfolgt und dient den fol- genden Analysen als Datengrundlage. Das Beispiel in Abbildung 3 zeigt links in der zweiten Zeile den Eintrag im Taufregister zu Emma Krüger, die am 28. Januar 1815 geboren und am 5. Februar des gleichen Jahres getauft wurde. Rechts, im Beerdi- gungsregister ist in der zweiten Zeile der Eintrag zu lesen, dass sie am 31. Dezember 1815 gestorben ist und am 5. Januar 1816 beerdigt wurde. Weitere Informationen aus dem Taufregister sind der Beruf und Name des Vaters und der Name der Mutter sowie die bei der Taufe anwesenden Gevattern. Das Beerdigungsregister enthält neben dem Namen und Beruf des Vaters auch das Alter bei Todeseintritt und die Todesursache. Auch der Geburtsort wird zum Teil angegeben, sofern es sich hierbei nicht um Rostock handelt. Informationen über eine Erwerbstätigkeit der Mutter sind nicht in den Registern enthalten. Als Risikopopulation für die Sterblichkeitsanalysen gelten alle Geburten, die in Rostock zu St. Jakobi in den entsprechenden Untersuchungszeiträumen als Le- bendgeburt registriert wurden. Zugewanderte Säuglinge, die nicht im Taufregister von St. Jakobi erfasst sind, aber im Beerdigungsregister, sind aus den Analysen ausgeschlossen (20 Fälle; 6 %). Ob und wie viele Neugeborene die Stadt verlas- sen oder das Kirchspiel gewechselt haben und im ersten Lebensjahr verstorben sind, kann nicht überprüft werden. Eine Untererfassung der Säuglingssterblichkeit ist hierdurch möglich. Da es weiterhin im 19. Jahrhundert noch keine einheitlichen Abb. 3: Ausschnitte aus den Tauf- und Beerdigungsregistern von St. Jakobi, Rostock Quelle: Taufregister von St. Jakobi, Rostock, 1815 und Beerdigungsregister von St. Jako- bi, Rostock, 1816 Soziale Unterschiede in der Säuglingssterblichkeit in Rostock im 19. Jahrh undert • 97 Regeln zur Abgrenzung von Lebend- und Totgeburten gab, sind auch hierdurch Ver- zerrungen nicht auszuschließen. Die Sterbeintensität im ersten Lebensjahr wird mittels Methoden der Ereignis- datenanalyse analysiert (Allison 1984; Diekmann/Mitter 1984; Blossfeldet al. 1986), wobei das Alter in Tagen die Prozesszeit misst. Diese beginnt zum Zeitpunkt der Geburt im Alter von 0 Tagen und endet mit dem Eintritt eines Sterbefalls im ersten Lebensjahr oder – im Fall einer Zensierung – mit dem ersten Geburtstag und dem dadurch bedingten Ausscheiden aus der Risikopopulation. Das Alter der Neugebo- renen, die nicht innerhalb des ersten Lebensjahres sterben, wird auf den Zensie- rungszeitpunkt von 365 Tagen gesetzt. Um den Einfl uss der Charakteristiken der Neugeborenen auf ihr Sterberisiko zu er- mitteln, werden Cox-Modelle mit proportionalem Hazard der Form h(t | X)=ho(t)∙eβx gerechnet. Dabei kennzeichnet h0(t) den semiparametrischen Baseline Hazard, β die zu schätzenden Parameter und x die Kovariaten. Die Potenz eβ ist der Hazard Ratio, welcher sich aus dem Verhältnis zweier zu vergleichender Hazardraten berechnet und zur Interpretation als relatives Risiko betrachtet wird. Als Kovariaten gehen Geschlecht, Jahreszeit der Geburt, Legitimität der Geburt und Beruf des Vaters ein. Nach abgeschlossener Datenaufbereitung enthält der Da- tensatz 2.768 Lebendgeburten im Zeitraum 1815 bis 1829, von denen 331 im ersten Lebensjahr verstorben sind, was einem Anteil von 12,0 % entspricht. Des Weiteren gibt es 124 Totgeburten. Der Anteil der Totgeburten an allen Geburten zwischen 1815 und 1829 beträgt 4,3 %. Totgeborene sind aber aus allen Analysen und Tabel- len ausgeschlossen. Das Geschlecht ist männlich und weiblich kategorisiert, die Saisonalität bei Ge- burt hat die Ausprägungen Frühling, Sommer, Herbst und Winter. Für die Einteilung der Jahreszeiten wurde auf die meteorologische Kategorisierung zurückgegriffen mit Frühling von März bis Mai, Sommer von Juni bis August, Herbst von September bis November und Winter von Dezember bis Februar. Die Legitimität der Geburt ist unterteilt in ehelich und unehelich. Die Legitimität taucht nicht als eigene Spalte in den Registern auf. Ob eine Geburt unehelich ist, kann an Vermerken wie „unehelich“ oder „angeblicher Vater ist […]“ erkannt werden. Zur Operationalisierung der Berufe haben wir basierend auf der Klassifi zierung des North Atlantic Population Project (NAPP 2013) sowie den Studien zur histo- rischen Erwerbs- und Sozialstruktur im deutschen Ostseeraum (Brandenburg et al. 1991; Brandenburg/Kroll 1998; Lorenzen-Schmidt 1996; Manke 2000) eine neue Klassifi zierung entworfen, die es sowohl ermöglicht, die Häufi gkeiten verschieden- artiger Tätigkeiten auszuzählen als auch diese nach Berufsgruppen oder nach so- zialer Schicht zusammenzufassen (Mühlichen/Scholz 2015). Nach sozialer Schicht aggregiert, ergeben sich folgende Obergruppen für den Beruf des Vaters: 1) Tä- tigkeiten mit gehobener Stellung, 2) Tätigkeiten mittlerer Stellung, 3) Tätigkeiten niedriger Stellung und 4) sonstige Tätigkeiten oder unbekannt. Die erste Katego- rie umfasst Kaufmänner, Händler, Juristen, gehobene Beamte, Adlige, Mediziner, Lehrer, Professor, Pfarrer, Pensionäre, Bierbrauer und Handwerksmeister. In der zweiten Ausprägung sind Handwerker, Rathaus- und Gerichtsdiener, Gastwirte und Schiffer vertreten. Die dritte Gruppe bilden Handwerksgesellen, Lohndiener, Träger, • Michael Mühlichen, Rembrandt D. Scholz, Gabriele Doblhammer98 Ackersmänner, Gärtner, Fischer, Musikanten, Seefahrer, Matrosen, Steuermänner, einfache Soldaten und Erwerbslose. In der vierten Ausprägung sind vor allem Ar- beitsmänner enthalten, die eine im Hinblick auf die Art der Tätigkeit und in fi nanziel- ler Hinsicht sehr heterogene Gruppe darstellen, und Väter, über die nichts bekannt ist. Auch vor der Geburt verstorbene Väter sowie „uneheliche“ oder „angebliche“ Väter sind in dieser Kategorie enthalten. Diese vierte Gruppe stimmt daher auch fast zur Hälfte mit der Kategorie „unehelich“ der Legitimitätsvariable überein. Eine Ausnahme stellen uneheliche Väter dar, die die Mutter des Kindes innerhalb des Beobachtungszeitraums geheiratet haben, was an weiteren gemeinsamen Geburt- seinträgen im Datensatz erkennbar ist: Sie sind in der jeweils ihrem Beruf zuzuord- nenden Schicht anzutreffen (insgesamt 12 Fälle). Tabelle 1 enthält eine Übersicht der Kovariaten nach ihren Ausprägungen, der Anzahl der Sterbefälle, Zensierungen, Risikozeiten und Sterberaten. Es wird nach Sterblichkeit in den ersten dreißig Lebenstagen sowie zwischen dem zweiten und Tab. 1: Sterbefälle, Zensierungen, Personenjahre und Sterberate je nach Ausprägung der unabhängigen Variablen im Ereignisdatensatz zur Säuglingssterblichkeit in Rostock im Zeitraum 1815-1829 Variable Sterbefälle Zensierungen Personen- Sterberate Gesamt 1. Monat 2.-12. Monat jahre Geschlecht Männlich 175 67 108 1292 1339 0,1307 Weiblich 156 53 103 1145 1191 0,1310 Gesamt 331 120 211 2437 2530 0,1308 Saisonalität bei Geburt Frühling 84 23 61 602 626 0,1341 Sommer 80 35 45 591 612 0,1307 Herbst 85 33 52 599 621 0,1368 Winter 82 29 53 645 670 0,1224 Gesamt 331 120 211 2437 2530 0,1308 Beruf des Vaters Gehobene Tätigkeit 51 16 35 455 469 0,1087 Mittlere Tätigkeit 113 43 70 738 768 0,1472 Einfache Tätigkeit 81 32 49 452 474 0,1707 Sonstige, unbekannt 86 29 57 792 819 0,1051 Gesamt 331 120 211 2437 2530 0,1308 Legitimität der Geburt Ehelich 290 107 183 2063 2144 0,1353 Unehelich 41 13 28 374 386 0,1063 Gesamt 331 120 211 2437 2530 0,1308 Quelle: Tauf- und Beerdigungsregister der Kirchenbücher von St. Jakobi, Rostock (eigene Berechnungen) Soziale Unterschiede in der Säuglingssterblichkeit in Rostock im 19. Jahrh undert • 99 zwölften Lebensmonat unterschieden. Die Sterberate berechnet sich aus der Ster- befallzahl im ersten Lebensjahr geteilt durch die Personenjahre. Die komplette Dateneingabe, die Fehlerkorrektur und die Zusammenführung der Tauf- und Beerdigungsdaten wurden mit Microsoft Excel durchgeführt. Für die Da- tenaufbereitung zur Survivalanalyse wurde das statistische Programmpaket SPSS 20 verwendet. Die Ereignisdatenanalyse wurde mit STATA 11 ausgeführt. 4 Ergebnisse Abbildung 4 zeigt die Entwicklung der Säuglingssterblichkeit in der Rostocker Kirch- gemeinde St. Jakobi im 19. Jahrhundert. Der Untersuchungszeitraum des Ereignis- datenanalysemodells (1815 bis 1829) ist darin umrandet.7 Bis 1840 ist die Mortalität der Neugeborenen auf einem in etwa gleich bleibenden bis minimal sinkenden Ni- veau. Sie schwankt im Untersuchungszeitraum 1815 bis 1829 zwischen 104 und 143 Sterbefällen je 1.000 Lebendgeborene und beträgt 127,7 für Jungen und 127,9 für Mädchen, für beide Geschlechter insgesamt 127,8. Nennenswerte Geschlechterun- terschiede lassen sich erst ab 1830 zu Ungunsten der Jungen ausmachen. Ab 1840 steigt außerdem das Niveau der Säuglingssterblichkeit erheblich an, bis auf 219 Todesfälle je 1.000 Lebendgeborene im Jahr 1858. Die Ursachen hängen vermutlich mit der gestiegenen Bevölkerungszahl und deren Folgen auf die Wohn-, Arbeits-, Er- nährungs- und Hygienesituation zusammen. Die Säuglingssterblichkeit geht in der Folge wieder leicht zurück und schwankt zwischen 1880 und 1902 stagnierend um den Wert 170. In Abbildung 5 sind die Kaplan-Meier-Überlebensverläufe für die unabhängigen Variablen Legitimität der Geburt und Beruf des Vaters dargestellt. Im Hinblick auf die Legitimität der Geburt weisen die unehelichen Geburten ei- nen günstigeren Überlebensverlauf auf als die ehelichen Geburten. Das erste Le- bensjahr überleben 90 % der unehelichen und 88 % der ehelich Geborenen. Die Ursachen hierfür werden im nächsten Kapitel diskutiert. Für die Berufsgruppen der Väter ergeben sich deutlichere Unterschiede. So ge- staltet sich der Überlebensverlauf im ersten Lebensjahr für Kinder, deren Väter einer einfachen Tätigkeit nachgehen, mit 85 % deutlich schlechter im Vergleich zu den anderen Berufsgruppen. Der Anteil Überlebender liegt für Kinder von Vätern mittle- rer berufl icher Schicht bei 87 % und bei Kindern von Vätern mit gehobener Tätigkeit bei 90 %. Ebenfalls 90 % erreicht auch die Kategorie von Säuglingen, bei denen die Tätigkeit des Vaters nicht bekannt oder nicht zuordenbar ist oder der Vater selbst unbekannt ist. Diese Gruppe stimmt in ihrer Zusammensetzung fast zur Hälfte mit der Kategorie „unehelich“ der Legitimitätsvariable überein. Wegen dieser Multikolli- nearität werden die beiden Variablen in getrennten Modellen untersucht. 7 Die 20 Sterbefälle Zugewanderter im Zeitraum 1815 bis 1829 sind in diese Darstellung einbe- zogen, um eine kontinuerliche Zeitreihe darzustellen (für die Jahre ab 1830 erfolgte noch keine entsprechende Aufbereitung, die den Ausschluss von Zuwanderung ermöglicht). In den folgen- den Analysen sind diese Fälle ausgeschlossen. • Michael Mühlichen, Rembrandt D. Scholz, Gabriele Doblhammer100 Niedrige Fallzahlen sind für den unregelmäßigen Verlauf der Überlebenskurven verantwortlich. Da sich die Kurven der Berufsgruppen mehrfach schneiden, liegt zudem die Vermutung nahe, dass die Proportionalitätsannahme des Cox-Propor- tionalen-Hazard-Modells nicht erfüllt ist. Der Loglogsurvival-Plot (Abb. 6) bestätigt dies, da die Kurven nicht parallel verlaufen. In einem ersten Schritt soll aus Gründen der Vergleichbarkeit der Einfl uss der Kovariaten auf die Sterblichkeit im gesamten ersten Lebensjahr ermittelt werden (Tab. 2). Abb. 4: Säuglingssterblichkeit* in Rostock-St. Jakobi nach Geschlecht, 1800- 1902 (gleitender 3-Jahres-Durchschnitt) 0 20 40 60 80 100 120 140 160 180 200 220 240 1800 1810 1820 1830 1840 1850 1860 1870 1880 1890 1900 Männlich Weiblich Gesamt Säuglingssterbefälle je 1.000 Lebendgeborene Jahr * Für den Analysezeitraum 1815 bis 1829 konnte die Säuglingssterblichkeit nach der Geburtsjahrmethode von Becker (1874) und Zeuner (1869) berechnet werden. Für die übrigen Jahre wurde die Kalenderjahrmethode von Böckh verwendet (Esenwein-Rothe 1982: 241-248). Die Sterbefälle eines Jahres t wurden jedoch nicht zu 100 %, sondern zu 70 % den Geburten des Jahres t und zu 30 % den Geburten des Jahres t+1 zugeord- net. Diese vorgenommene Gewichtung erscheint nach entsprechender Auswertung der Jahre 1815 bis 1829 realistischer. Die zweitweise sehr großen Geschlechterunterschiede (z.B. im Jahr 1847) können zum Teil ein Resultat der ungenaueren Kalenderjahrmethode sein. Die Geburtsjahrmethode ist insbesondere bei kleinen Fallzahlen wegen ihres Ko- hortenansatzes genauer. Quelle: Tauf- und Beerdigungsregister der Kirchenbücher von St. Jakobi, Rostock (eigene Berechnungen) Soziale Unterschiede in der Säuglingssterblichkeit in Rostock im 19. Jahrh undert • 101 Beim Vergleich der vier Modelle für das erste Lebensjahr fällt auf, dass sich durch das schrittweise Hinzufügen neuer Einfl ussgrößen die relativen Risiken nicht ändern. Die Legitimität der Geburt und der Beruf des Vaters werden in separaten Modellen betrachtet, da die Kategorie der unehelichen Geburten zur Hälfte iden- tisch ist mit der Kategorie ‚sonstige/unbekannt’ des Berufs des Vaters. Bei den Berufsgruppen wird der Eindruck aus den Kaplan-Meier-Überlebensver- läufen (Abb. 6) bestätigt. Im Vergleich zur Referenzgruppe, den Kindern von Vätern mit gehobener Tätigkeit, ist das relative Risiko, das erste Lebensjahr nicht zu über- leben, für die Kinder von Vätern mittlerer Berufsschicht um 34 %, für die Kinder von Vätern niedriger berufl icher Tätigkeit um 55 % erhöht. Diese Unterschiede sind signifi kant. Die Restkategorie unterscheidet sich nicht signifi kant von der Referenz- gruppe. Über diese Obergruppen hinaus ist das Risiko bei den Berufsgruppen der Rathaus- und Gerichtsdiener, Musikanten, Fischer, Gastwirte, Matrosen und See- fahrern sowie Ackersmännern am höchsten, während es bei höheren Beamten und Akademikern, Kaufl euten, Arbeitsmännern und Trägern am geringsten ist. Die gro- ße Gruppe der Handwerker, sowohl der Meister als auch Gesellen, befi ndet sich im Mittelfeld. Abb. 5: Kaplan-Meier-Überlebensverlauf für das erste Lebensjahr der zwischen 1815 und 1829 in Rostock zu St. Jakobi geborenen Säuglinge nach Legitimität der Geburt (links) und Beruf des Vaters (rechts) Abb. 6: Test der Proportionalitätsannahme (Loglogsurvival-Plot) für die unabhängigen Variablen Legitimität der Geburt (links) und Beruf des Vaters (rechts) Quelle: Tauf- und Beerdigungsregister der Kirchenbücher von St. Jakobi, Rostock (eigene Berechnungen) 0,86 0,88 0,90 0,92 0,94 0,96 0,98 1,00 0 50 100 150 200 250 300 350 Lebenstage ehelich nicht ehelich 0,84 0,86 0,88 0,90 0,92 0,94 0,96 0,98 1,00 0 50 100 150 200 250 300 350 Lebenstage gehoben mittel niedrig sonstige/unbekannt 2 3 4 5 6 -ln[-ln(Überlebenswahrscheinlichkeit)] 0 2 4 6 ln(Prozesszeit) ehelich nicht ehelich 2 3 4 5 6 7 -ln[-ln(Überlebenswahrscheinlichkeit)] 0 2 4 6 ln(Prozesszeit) gehoben mittel niedrig sonstige/unbekannt • Michael Mühlichen, Rembrandt D. Scholz, Gabriele Doblhammer102 Für die unehelichen Lebendgeburten ist das relative Risiko, das erste Lebens- jahr nicht zu überleben, im Vergleich zur Referenzgruppe der Ehelichgeborenen um 21 % geringer. Dieser Unterschied ist jedoch nicht signifi kant. Im Hinblick auf die Kontrollvariablen Geschlecht und Saisonalität sind die Unterschiede zwischen den Ausprägungen minimal und nicht signifi kant. Im Folgenden wird das Cox-Modell noch einmal getrennt für die ersten 30 Le- benstage und für die verbleibende Zeit vom zweiten bis zum zwölften Lebensmonat dargestellt (Tab. 3 und 4). Beide Tabellen zeigen bei den Berufsgruppen erhöhte Risiken für die mittlere und niedrige Berufsschicht. Dieser Befund ist im 1. Lebensmonat (Tab. 3) jedoch viel stärker ausgeprägt und signifi kant. Für die mittlere Schicht ist der Hazard Ratio Tab. 2: Relative Risiken der Sterblichkeit für Lebendgeborene in Rostock-St. Jakobi 1815-1829 (Risikopopulation); Ereignis: Tod im 1. Lebensjahr; Prozesszeit: Alter in Tagen Variablen und Modell 1: Beruf Modell 2: Legitimität Ausprägungen nur Beruf des Vaters mit Kontroll- variablen nur Legitimität mit Kontroll- variablen Beruf des Vaters Gehobene Tätigkeit (RG) 1 1 Mittlere Tätigkeit 1,35* 1,34* Einfache Tätigkeit 1,55** 1,55** Sonstige, unbekannt 0,97 0,97 Legitimität der Geburt Ehelich (RG) 1 1 Unehelich 0,79 0,79 Geschlecht Weiblich (RG) 1 1 Männlich 1,00 1,00 Saisonalität bei Geburt Frühling (RG) 1 1 Sommer 0,97 0,98 Herbst 1,01 1,02 Winter 0,92 0,92 Fallzahl (N) 2768 2768 2768 2768 Ereignisse (E) 331 331 331 331 Risikozeit (t) in Tagen 923404 923404 923404 923404 * p ≤ 0,1; ** p ≤ 0,05; *** p ≤ 0,01. RG = Referenzgruppe Quelle: Beerdigungs- und Taufregister von St. Jakobi, Rostock (eigene Berechnungen) Soziale Unterschiede in der Säuglingssterblichkeit in Rostock im 19. Jahrh undert • 103 um 62 % im Vergleich zur Referenzgruppe erhöht, für die niedrige Schicht sind es 92 %. Die Restkategorie unterscheidet sich in beiden Perioden nicht von der Refe- renzgruppe. Hinsichtlich der Legtimität ist der Hazard Ratio für die unehelich geborenen Säuglinge in den ersten 30 Lebenstagen um 31 %, im Folgezeitraum um 15 % im Vergleich zu den ehelich geborenen geringer. Dieser Unterschied ist aber nicht sig- nifkant. Auch die Geschlechterunterschiede sind nicht signifi kant. Es fällt aber auf, dass sich der Hazard Ratio im ersten Zeitraum ein wenig zu Gunsten der Mädchen, im zweiten Zeitraum zu Gunsten der Jungen darstellt. Die saisonalen Differenzen sind in den beiden Teilzeiträumen stärker ausgeprägt als im gesamten ersten Le- bensjahr. So ist für die ersten 30 Lebenstage das relative Risiko für im Sommer Ge- borene signifi kant um 56 % (Tab. 3, Modell 2) im Vergleich zu den im Frühling Gebo- renen erhöht, während die Sommergeburten im Folgezeitraum das vergleichsweise geringste Risiko aufweisen. Tab. 3: Relative Risiken der Sterblichkeit für Lebendgeborene in Rostock-St. Jakobi 1815-1829 (Risikopopulation); Ereignis: Tod im 1. Lebensmonat; Prozesszeit: Alter in Tagen Variablen und Modell 1: Beruf Modell 2: Legitimität Ausprägungen nur Beruf des Vaters mit Kontroll- variablen nur Legitimität mit Kontroll- variablen Beruf des Vaters Gehobene Tätigkeit (RG) 1 1 Mittlere Tätigkeit 1,62* 1,65* Einfache Tätigkeit 1,92** 1,89** Sonstige, unbekannt 1,04 1,06 Legitimität der Geburt Ehelich (RG) 1 1 Unehelich 0,68 0,69 Geschlecht Weiblich (RG) 1 1 Männlich 1,13 1,12 Saisonalität bei Geburt Frühling (RG) 1 1 Sommer 1,56* 1,56* Herbst 1,43 1,44 Winter 1,21 1,20 Fallzahl (N) 2768 2768 2768 2768 Ereignisse (E) 120 120 120 120 Risikozeit (t) in Tagen 923404 923404 923404 923404 * p ≤ 0,1; ** p ≤ 0,05; *** p ≤ 0,01. RG = Referenzgruppe Quelle: Beerdigungs- und Taufregister von St. Jakobi, Rostock (eigene Berechnungen) • Michael Mühlichen, Rembrandt D. Scholz, Gabriele Doblhammer104 5 Diskussion In St. Jakobi, einem der vier Kirchspiele der Stadt Rostock, hängt die Säuglings- sterblichkeit zu Beginn des 19. Jahrhunderts signifi kant von der berufl ichen Tätig- keit des Vaters ab. Dieser Zusammenhang ist besonders stark in den ersten dreißig Lebenstagen ausgeprägt, bleibt aber auch tendenziell in den folgenden elf Monaten erhalten. Kinder von berufl ich schlechter gestellten Vätern wie niedrigere Verwal- tungsangestellte, Seefahrer, Fischer und Ackersmänner, haben das höchste Risi- ko, im ersten Lebensjahr zu versterben, jene der Gruppe der höheren Beamten, Händler und Juristen, die die Elite Rostocks bildeten (Manke 2000: 369-370), haben das niedrigste Sterberisiko. Entsprechend der im 2. Abschnitt aufgeführten Litera- tur können diese Unterschiede mit der wirtschaftlichen Situation der Familie, der Ernährung der Mutter während der Schwangerschaft aber auch des Neugeborenen Tab. 4: Relative Risiken der Sterblichkeit für Lebendgeborene in Rostock- St. Jakobi 1815-1829 (Risikopopulation); Ereignis: Tod im 2.-12. Lebensmonat; Prozesszeit: Alter in Tagen Variablen und Modell 1: Beruf Modell 2: Legitimität Ausprägungen nur Beruf des Vaters mit Kontroll- variablen nur Legitimität mit Kontroll- variablen Beruf des Vaters Gehobene Tätigkeit (RG) 1 1 Mittlere Tätigkeit 1,22 1,20 Einfache Tätigkeit 1,38 1,39 Sonstige, unbekannt 0,93 0,92 Legitimität der Geburt Ehelich (RG) 1 1 Unehelich 0,85 0,85 Geschlecht Weiblich (RG) 1 1 Männlich 0,93 0,93 Saisonalität bei Geburt Frühling (RG) 1 1 Sommer 0,75 0,76 Herbst 0,85 0,86 Winter 0,82 0,82 Fallzahl (N) 2768 2768 2768 2768 Ereignisse (E) 211 211 211 211 Risikozeit (t) in Tagen 923404 923404 923404 923404 * p ≤ 0,1; ** p ≤ 0,05; *** p ≤ 0,01. RG = Referenzgruppe Quelle: Beerdigungs- und Taufregister von St. Jakobi, Rostock (eigene Berechnungen) Soziale Unterschiede in der Säuglingssterblichkeit in Rostock im 19. Jahrh undert • 105 in den ersten Lebensmonaten zusammenhängen. Hinzu kommt, dass in der Land- wirtschaft auch die Mütter stärker in die Arbeit involviert sind und somit weniger Zeit für die Nachkommen haben. Auch die Kinder von Arbeitern aus der Seefahrt weisen ein vergleichsweise hohes Risiko auf, das durch geringe Einkünfte und lange und häufi ge Abwesenheit der Väter erklärt werden kann. Ungewöhnlich ist das Ergebnis zur Legitimität der Geburten. In der Literatur wird für uneheliche Geburten sowohl für Rostock als auch für ganz Deutschland stets eine erhöhte Säuglingssterblichkeit nachgewiesen, zumindest im späten 19. und frühen 20. Jahrhundert (z.B. Brüning/Balck 1906 und Brüning/Josephy 1928 für Rostock sowie Prinzing 1902 und 1911 für das Deutsche Reich). Dieser Effekt ist jedoch in St. Jakobi nicht auszumachen, tendenziell haben unehelich Geborene so- gar höhere Überlebenschancen, auch wenn der Effekt statistisch nicht signifi kant ist. Möglicherweise handelte es sich bei den unverheirateten Müttern zum Teil um Dienstboten, die ihre Kinder nach der Taufe den auf dem Land lebenden Großmüt- tern oder anderen Vertrauten oder einer Institution übergaben oder vielleicht auch selbst auf das Land zurückgingen. Vögele (1994) sowie Preston und Haines (1991) begründen dieses Phänomen mit der ungünstigen fi nanziellen Situation, welche al- leinstehende Mütter zwang, weiter arbeiten zu gehen und ihr Kind an Verwandte oder eine Einrichtung abzugeben. Auf diese Weise wären Säuglingssterbefälle nicht in St. Jakobi verzeichnet worden. Anlass zu dieser Spekulation liefert auch der hohe Anteil von Dienstboten an der weiblichen Bevölkerung Rostocks. Dieser betrug im Jahr 1800 immerhin 30 % in der Altersgruppe 21 bis 30 (Manke 2000: 336). Wenn man zudem das Cox-Modell nur für Totgeburten rechnet, weisen unehelich Gebore- ne ein um 28 % erhöhtes Sterberisiko gegenüber den ehelich Geborene auf. Wenn- gleich der Unterschied auch hier nicht signifi kant ist, ist dies dennoch ein weiteres Indiz für eine abwanderungsbedingte Untererfassung unehelicher Säuglingssterbe- fälle. Die Jahreszeit der Geburt hat einen signifi kanten Einfl uss auf das Überleben in den ersten dreißig Tagen, wobei im Juni, Juli und August Geborene das höchste Sterberisiko aufweisen. Breschi und Bacci (1997) zeigen für fünf Länder, dass im 19. Jahrhundert die Sterblichkeit in den ersten beiden Lebensjahren vom Geburts- monat abhängt und sich das Muster in den einzelnen Ländern unterscheidet. So hatten z.B. in Italien die im Sommer Geborenen eine niedrigere Sterblichkeit, in der Schweiz die im Winter Geborenen. Ein der Schweiz und St. Jakobi vergleichbares Muster fi ndet sich für das erste Lebensjahr auch im Dänemark des 19. Jahrhun- derts (Doblhammer/Vaupel 2001; Doblhammer 2004). Da in St. Jakobi der Effekt des Geburtsmonats vor allem in den ersten dreißig Lebenstagen von Bedeutung ist, weist dieser auf endogene Faktoren der Säuglingssterblichkeit hin, die eher mit der Entwicklung des Fötus während der Schwangerschaft zusammenhängen als mit exogenen Faktoren wie Infektionserkrankungen. Da im Norden Deutschlands die Stillbereitschaft stärker ausgeprägt war als im Süden, sind in St. Jakobi die Neu- geborenen durch die protektiven Substanzen der Muttermilch besser vor saiso- nalen Infektionserkrankungen des Magen-Darmtraktes, aber auch der Atemwege geschützt. • Michael Mühlichen, Rembrandt D. Scholz, Gabriele Doblhammer106 Bezüglich des Geschlechts lassen sich keine signifi kanten Unterschiede feststel- len, auch wenn Jungen in den ersten 30 Lebenstagen, wenn endogene Faktoren, speziell das Geburtsgewicht und die allgemeine körperliche Verfassung bei Geburt, eine entscheidende Rolle spielen, ein erhöhtes Sterberisiko haben. In den Folgemo- naten dreht sich dieser Effekt jedoch um. Ein Faktor, der in dieser Studie nicht berücksichtigt werden konnte, ist die Taufe. Grundsätzlich ist es eine Stärke des Datensatzes, dass darin sowohl Informationen über das Tauf- als auch über das Geburtsdatum enthalten sind. Es sind auch unge- taufte Fälle im Modellzeitraum 1815 bis 1829 zu verzeichnen, wobei es sich dabei ausschließlich um Totgeburten handelt. Juden sind beispielsweise nicht in den Re- gistern enthalten. Während die Zeitspanne von der Geburt bis zur Taufe im Unter- suchungszeitraum stets nur wenige Tage beträgt, wird sie zum Ende des 19. Jahr- hunderts immer größer, bis hin zu einigen Wochen oder gar Monaten, wie spätere Jahrgänge der Kirchenbücher von St. Jakobi zeigen. Jedoch gilt im frühen 19. Jahr- hundert ebenso wie im späteren: Wenn abzusehen war, dass ein Kind nach der Geburt bald sterben würde, wurde die Nottaufe vorgenommen, in der Regel durch die Hebamme, wie Anmerkungen in den Tauf- und Beerdigungsregistern deutlich machen. Fraglich ist, ob es sich bei den registrierten Totgeburten tatsächlich um solche handelt. Im 19. Jahrhundert gab es noch keine festen Defi nitionen für Lebend- und Totgeburt. Ob ein toter Säugling zuvor Lebenszeichen hatte, war vom Pfarrer zu ent- scheiden. Die Kriterien hierfür sind jedoch nicht bekannt. Ein Zusammenhang mit der Taufe scheint bei Betrachtung des vorliegenden Datensatzes im Zeitraum 1815 bis 1829 nicht ausgeschlossen. Möglich wäre, dass ein Neugeborenes erst ab der Taufe als Lebendgeburt betrachtet wurde und es, wenn es ungetauft verstarb, als Totgeburt verzeichnet wurde. Dies könnte mit anderen Rostocker Kirchenbüchern aus der gleichen Zeit überprüft werden. Für die zweite Hälfte des 19. Jahrhunderts ist dies als gängige Praxis der Abgrenzung jedoch nicht belegbar, zumindest nicht für St. Jacobi, da in dieser Zeit auch ungetauft verstorbene Lebendgeburten in den Registern enthalten sind. Zusammenfassend kann festgehalten werden, dass die vorliegenden Individual- daten von St. Jakobi neue Einblicke in die Säuglingssterblichkeit einer mehrheitlich städtischen Bevölkerung Norddeutschlands im frühen 19. Jahrhundert bieten. Damit wird eine Forschungslücke geschlossen. Für weitere Analysen wäre eine Auswei- tung des Untersuchungszeitraumes notwendig, einerseits um größere Fallzahlen zu generieren, andererseits um die zeitliche Entwicklung der sozialen Unterschiede in der Säuglingssterblichkeit betrachten zukönnen. Letzteres ist von besonderem Inte- resse, da etwa ab 1840 die Säuglingssterblichkeit wieder ansteigt und es offen ist, inwieweit alle sozialen Gruppen von diesem Anstieg betroffen sind. Weitere Studienmöglichkeiten würden sich durch die Verknüpfung der Daten von St. Jakobi mit den Rostocker Volkszählungen des 19. Jahrhunderts und den Kopulations- und Konfi rmationsregistern von St. Jakobi ergeben. Zusätzliche Fakto- ren der Säuglingssterblichkeit, unter anderem auf der Haushaltsebene, könnten so in die Analyse mit einfl ießen (Scholz 2013). Man erhielte mehr Informationen über die Eltern, wie das Geburtsdatum der Mutter und des Vaters, welches ab 1853 in Soziale Unterschiede in der Säuglingssterblichkeit in Rostock im 19. Jahrh undert • 107 den Rostocker Kopulationsregistern erfasst wurde. Zudem fi nden sich Informatio- nen über Geburtenabstände, Geburtsränge und Geschwisterzahl. Damit wären die Daten nicht nur für die weitere Mortalitätsforschung interessant, sondern auch für Fertilitäts- und Sozialstrukturanalysen sowie für genealogische Studien. Literatur Allison, Paul D. 1984: Event History Analysis. Regression for Longitudinal Event Data. 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Schneider Federal Institute for Population Research D-65180 Wiesbaden / Germany Managing Editor / Verantwortlicher Redakteur Frank Swiaczny Assistant Managing Editor / Stellvertretende Redakteurin Katrin Schiefer Copy Editor (German) / Lektorat (deutsch) Dr. Evelyn Grünheid Layout / Satz Beatriz Feiler-Fuchs E-mail: cpos@bib.bund.de Scientifi c Advisory Board / Wissenschaftlicher Beirat Paul Gans (Mannheim) Johannes Huinink (Bremen) Michaela Kreyenfeld (Rostock) Marc Luy (Wien) Clara H. Mulder (Groningen) Notburga Ott (Bochum) Peter Preisendörfer (Mainz) Zsolt Spéder (Budapest) Comparative Population Studies www.comparativepopulationstudies.de ISSN: 1869-8980 (Print) – 1869-8999 (Internet) Board of Reviewers / Gutachterbeirat Martin Abraham (Erlangen) Laura Bernardi (Lausanne) Hansjörg Bucher (Bonn) Claudia Diehl (Konstanz) Andreas Diekmann (Zürich) Gabriele Doblhammer-Reiter (Rostock) Jürgen Dorbritz (Wiesbaden) Anette Eva Fasang (Berlin) E.-Jürgen Flöthmann (Bielefeld) Alexia Fürnkranz-Prskawetz (Wien) Beat Fux (Salzburg) Joshua Goldstein (Berkeley) Karsten Hank (Köln) Sonja Haug (Regensburg) Hill Kulu (Liverpool) Aart C. Liefbroer (Den Haag) Kurt Lüscher (Konstanz) Emma Lundholm (Umeå) Nadja Milewski (Rostock) Dimiter Philipov (Wien) Roland Rau (Rostock) Tomáš Sobotka (Wien) Jeroen Spijker (Barcelona) Olivier Thévenon (Paris) Helga de Valk (Brussel) Heike Trappe (Rostock) Michael Wagner (Köln) © Federal Institute for Population Research 2015 – All rights reserved