Parteien und die Generosität der Altersrenten in Zeiten permanenter Austerität

Authors


Reimut Zohlnhöfer is professor of political science at Ruprecht-Karls-University, Heidelberg, Germany. He has published articles in journals like Governance, West European Politics, Journal of European Social Policy and Journal of Public Policy. His research interests include comparative public policy, comparative political economy and West European Politics. Address for correspondence: Institut für Politische Wissenschaft, Ruprecht-Karls-Universität Heidelberg. Bergheimer Str. 58, D-69115 Heidelberg. Email: reimut.zohlnhoefer@uni-heidelberg.de
Frieder Wolf is assistant professor at the Institute of Political Science at Ruprecht-Karls-University, Heidelberg, Germany, from which he received his PhD. He has published in journals like Governance, Journal of Mixed Methods Research and Journal of European Social Policy. His main research interest is the division of labor between the state and the private sector regarding problems of violence, poverty and ignorance. Address for correspondence: Institut für Politische Wissenschaft, Ruprecht-Karls-Universität Heidelberg. Bergheimer Str. 58, D-69115 Heidelberg. Email: wolf@uni-hd.de
Georg Wenzelburger is assistant professor at the institute of political science at Albert Ludwigs-University, Freiburg, Germany. He received his PhD from Ruprecht-Karls-University, Heidelberg, Germany. His most recent articles were published in the Journal of Public Policy and West European Politics. His research interests include the politics of welfare state reform, comparative political economy and the politics of law and order. Address for correspondence: Seminar für Wissenschaftliche Politik, Albert-Ludwigs-Universität Freiburg, Werthmannstr. 12, D-79085 Freiburg. Email: georg.wenzelburger@politik.uni-freiburg.de

Abstract

Zusammenfassung: Die quantitative Sozialpolitikforschung weist ein doppeltes Defizit auf: Zum einen dominieren Analysen aggregierter Ausgaben(quoten), zum anderen fokussieren die meisten Studien zu Lohnersatzraten auf die Arbeitslosen- und Krankenversicherung, während die Rentengenerosität weitgehend ausgespart geblieben ist. Der vorliegende Artikel stößt in diese Lücke, indem er zunächst die theoretischen Besonderheiten der Rente diskutiert und zwei Hypothesen zu deren Rückbau und der Rolle der Parteien dabei formuliert. Im Anschluss an eine Methodendiskussion präsentieren wir die Ergebnisse von (robustheitsgetesteten) Regressionsanalysen der Veränderungen der Lohnersatzraten in 18 entwickelten Demokratien. Es zeigt sich, dass die Kürzungen der Lohnersatzraten im Rentenbereich weitaus geringer ausfallen als in den beiden anderen Bereichen, und dass sich die Parteieneffekte auffallend unterscheiden.

1. Einleitung

Seit mehr als 15 Jahren, nämlich spätestens seit Paul Pierson (1994) sein Buch zur wohlfahrtsstaatlichen Kürzungspolitik in Großbritannien und den USA veröffentlichte, geht die Sozialpolitikforschung der Frage nach, ob und unter welchen Bedingungen Regierungen es in Zeiten “permanenter Austerität” wagen, Sozialleistungen zu kürzen. In seiner wegweisenden vergleichenden Fallstudie kam Pierson zu dem Ergebnis, dass selbst entschlossene konservative Regierungen wie die von Margaret Thatcher in Großbritannien und Ronald Reagan in den USA nicht in größerem Umfang dazu in der Lage waren, Sozialleistungen zurückzuführen. Einen der Hauptgründe für diesen Befund sah Pierson in der Wiederwahlorientierung der Regierungen, die sie in den meisten Fällen von Einschnitten bei den sozialpolitischen Programmen abhielt, welche sich hoher Beliebtheit unter den Wählern erfreuten. Soweit nicht besondere Bedingungen vorlägen, etwa tiefgreifende Wirtschaftskrisen, konnten Regierungen Pierson zufolge nur dann Sozialkürzungen durchsetzen, wenn es ihnen gelang, Strategien der Schuldvermeidung (vgl. Weaver 1986) anzuwenden. Insgesamt aber erwartete Pierson eine erhebliche Widerstandsfähigkeit des Wohlfahrtsstaates. Gleichzeitig zeigte er, dass sich die Politikmuster im Vergleich zum “goldenen Zeitalter” des Wohlfahrtsstaates ändern, und dass insbesondere die Machtressurcen gesellschaftlicher Organisationen, Institutionen und Parteiendifferenzen, die eine wichtige Rolle im Zeitalter des Sozialausbaus gespielt hatten, an Bedeutung verlieren.

Die quantitative Sozialpolitikforschung kam zumindest hinsichtlich des Befundes der Widerstandsfähigkeit des Sozialstaates gegenüber Kürzungsversuchen lange Zeit zu sehr ähnlichen Ergebnissen (vgl. z.B. Siegel 2002; Castles 2004). Eine Betrachtung der Sozialausgaben der OECD-Länder relativ zu ihrem Sozialprodukt zeigt nämlich keineswegs wohlfahrtsstaatliche Kürzungen an (vgl. Abbildung 1). Im Gegenteil gaben die 18 wirtschaftlich entwickelten Demokratien, die seit 1949 durchgehend demokratisch regiert wurden (außer Island und Luxemburg), im Jahr 1980 18,3 Prozent ihres Sozialproduktes für öffentliche Sozialleistungen aus, 1990 waren es 20,3 Prozent und 2005 lag die Sozialleistungsquote sogar bei 22,4 Prozent. Lediglich in zwei Ländern, nämlich in den Niederlanden und Irland, lag die Sozialleistungsquote im Jahr 2005 unter dem Niveau von 1980. Wählt man das Ausgabenniveau des Jahres 1990 als Referenzpunkt, können wir immerhin in fünf Ländern eine Senkung der Sozialleistungsquote feststellen; neben den Niederlanden handelt es sich dabei um Kanada, Neuseeland, Norwegen und Schweden. Doch ein genereller Sozialabbau lässt sich aus diesen Zahlen kaum ablesen.

Figure 1.

 Die Sozialleistungsquote in 18 OECD-Staaten, 1980–2005.Quelle: OECD Social Expenditure Data Set.

Allerdings ist die Sozialleistungsquote kein unumstrittener Indikator für die Leistungsfähigkeit von Sozialsystemen (zu diesem “dependent variable problem” vgl. Green-Pedersen 2004, Clasen und Siegel 2007, Kühner 2007). Einerseits ist argumentiert worden, dass es den politischen Akteuren kaum je um Sozialausgaben als solche gegangen sei, sodass diese abhängige Variable schlicht nicht messe, was die politischen Akteure interessiere (vgl. Esping-Andersen 1990);1 andererseits hängen die Sozialausgaben mindestens so stark von der Entwicklung der Arbeitslosigkeit, der Seniorenquote und des Wirtschaftswachstums ab wie von der wohlfahrtsstaatlichen Generosität. Bei einer wachsenden Zahl von Leistungsempfängern kann die Sozialleistungsquote selbst bei Leistungskürzungen steigen, weil diese Kürzungen durch die steigende Zahl der Leistungsempfänger überkompensiert werden. Das bedeutet aber nichts anderes, als dass der durchschnittliche Anstieg der Sozialleistungsquoten in den OECD-Ländern keineswegs ein starkes Indiz für die Kürzungsresistenz wohlfahrtsstaatlicher Programme ist.

Dass dieser Einwand nicht nur theoretischer Natur ist, zeigten die Studien von Walter Korpi und Joakim Palme (2003) sowie von James Allan und Lyle Scruggs (2004), die erstmals nicht auf eine Analyse von aggregierten Sozialausgaben zurückgriffen, sondern die Lohnersatzraten in 18 OECD-Staaten zwischen 1975 und 1995 bzw. 1999 unter die Lupe nahmen. Die Analyse der von den Autoren unabhängig voneinander berechneten synthetischen Lohnersatzraten, die die Höhe der Transfers bei verschiedenen Sozialleistungen für bestimmte Mustererwerbsverläufe angeben, zeigte, dass es auf der Ebene der Sozialleistungen tatsächlich in vielen Ländern zu Sozialkürzungen gekommen ist. Mehr noch: Fand die Mehrzahl der Analysen der Sozialleistungsquoten für die 1990er Jahre – ganz der Erwartung Piersons entsprechend – das Verschwinden von Parteiendifferenzen (vgl. für viele Huber u. Stephens 2001; Kittel u. Obinger 2003),2 ergaben sich bei der Analyse der Lohnersatzraten weiterhin klare Unterschiede zwischen rechten und linken Parteien – und zwar ganz im Sinne der ‘old politics of the welfare state’: Demnach senkten vor allem rechte Regierungen die Lohnersatzraten. Das war jedenfalls das Ergebnis der Untersuchung der Bestimmungsfaktoren der Unterschiede zwischen den Lohnersatzraten der Arbeitslosen-, Unfall- und Krankenversicherung (zu vergleichbaren Ergebnissen kommen auch Amable et al. 2006).

Ob sich diese Ergebnisse allerdings auch auf andere sozialpolitische Programme, insbesondere die Altersrenten, übertragen lassen, ist unsicher. Es gibt nämlich gute Gründe, davon auszugehen, dass sich die Politikmuster hinsichtlich der Leistungen der Arbeitslosen-, Kranken- und Unfallversicherung einerseits sowie der Rentenversicherung andererseits unterscheiden. Daher wollen wir im Folgenden untersuchen, ob sich auch bei der Analyse der Lohnersatzraten der Altersrente die von Korpi und Palme sowie Allan und Scruggs auf den angrenzenden Feldern identifizierten Ergebnisse manifestieren, ob es also auch bei den Altersrenten zu Kürzungen der wohlfahrtsstaatlichen Generosität gekommen ist, und ob wiederum vor allem rechte Parteien für diese Kürzungen verantwortlich waren.

Um diese Fragen zu beantworten, geben wir im folgenden Abschnitt zunächst einen kurzen Überblick über den Forschungsstand (2.). Anschließend stellen wir einige theoretische Überlegungen an, die deutlich machen, warum die Ergebnisse für die Generosität des Arbeitslosen- und Krankengeldes keineswegs ohne Weiteres auf die Rentengenerosität übertragen werden können. Dabei stehen vor allem die Unterschiede bei der politischen Unterstützung der jeweiligen Programme durch die Wähler im Mittelpunkt (3.). Sodann diskutieren wir das methodische Vorgehen und die Variablenoperationalisierung (4.). Die Ergebnisse unserer Regressionsanalysen zu den Determinanten der Lohnersatzraten der Altersrenten im Vergleich zu denen der Arbeitslosen- und Krankenversicherung in 18 Ländern zwischen 1975 und 1999 präsentieren wir im darauffolgenden Abschnitt (5.), bevor wir im Fazit die theoretischen Implikationen unserer Befunde diskutieren (6.).

2. Stand der Forschung

Der Forschungsstand zur Rentenpolitik in Zeiten permanenter Austerität war lange Zeit von qualitativen Studien gekennzeichnet. Dabei kamen insbesondere viele vergleichende Studien zu dem Ergebnis, dass die parteipolitische Zusammensetzung der Regierung keinen großen Einfluss auf die Durchsetzung von Rentenkürzungen habe, sondern dass vor allem die Bildung eines möglichst weitreichenden Konsenses eine Bedingung für entsprechende Reformen sei (vgl. z.B. Hinrichs 2000, Bonoli 2000, Myles u. Pierson 2001, Schludi 2011). Das spricht dafür, dass rentenpolitische Reformprozesse seit den 1980er Jahren in besonderem Maße durch den Wettbewerb um Wählerstimmen geprägt werden (so auch Immergut u. Anderson 2007: 36f.). Zu noch differenzierteren Ergebnissen kommt Silja Häusermann (2010) in ihrer Studie zu den Rentenreformen in der Schweiz, Deutschland und Frankreich, in der sie qualitative und quantitative Herangehensweisen kombiniert. Sie verweist insbesondere auf die Mehrdimensionalität rentenpolitischer Reformprozesse. In der hier interessierenden Dimension des sozialpolitischen Rückbaus findet sie in der Tat die klassische Konfliktlinie zwischen linken und rechten Parteien (Häusermann 2010: 199). Bei der Durchsetzung rentenpolitischer Reformpakete kommt es Häusermann zufolge aber letztlich wiederum auf die Herstellung möglichst breiter Reformkoalitionen an, wie sie auch traditionelle vergleichende Fallstudien betonen.

Die zentrale Ursache für die Zurückhaltung der Forscher, Rentenpolitik mithilfe quantitativer Methoden zu analysieren, benannten Allan und Scruggs (2004: 499, Fn. 8): “current pension benefits […] tend to reflect policy decisions made years before they are paid out”, was eine quantitative Analyse erheblich erschwert. In jüngerer Zeit untersuchten dann aber diesem Einwand zum Trotz doch einige Papiere mit quantitativen Methoden die Rentengenerosität, wobei als Datengrundlage stets die von Scruggs (2005) veröffentlichten Daten zu den Rentenlohnersatzraten dienten. Hinsichtlich der Parteieneffekte – wie auch hinsichtlich der Kontrollvariablen – kommen diese Studien zu höchst unterschiedlichen Ergebnissen. Hicks und Freeman (2009) finden auf der Basis von gepoolten Error Correction Modellen einen negativen Effekt rechter Parteien auf die Rentengenerosität. Daneben führen ihren Ergebnissen zufolge eine zunehmende Handelsverflechtung, eine steigende Arbeitslosen- und Seniorenquote, Wirtschaftswachstum und eine hohe Zahl von Vetopunkten zu einer geringeren Generosität der Renten, während Korporatismus und Haushaltsdefizite einen generositätserhöhenden Effekt haben. Dagegen bleiben die Parteieneffekte bei Tepe und Vanhuysse (2009), die Achtjahresdurchschnitte derselben Generositätsdaten analysieren, ebenso wie bei Fernandez (2008, 2010), der gepoolte Regressionen auf Jahresbasis sowie Ereignisanalysen verwendet, insignifikant. Hinsichtlich der Kontrollvariablen finden Tepe und Vanhuysse (2009) einen negativen Effekt von Wirtschaftswachstum sowie des für die Zukunft prognostizierten Altenquotienten, während die Frauenerwerbsquote einen positiven Effekt auf die Rentengenerosität ausübt. Fernandez (2008) kommt dagegen in seiner Panelanalyse zu dem Ergebnis, dass eine hohe Seniorenquote und zunehmende Deindustrialisierung die Generosität steigern, während die Relation zwischen der Bevölkerung im Rentenalter und der Zahl der Erwerbstätigen zu einer Verringerung der Lohnersatzraten beiträgt. Dagegen berichtet der gleiche Autor auf der Basis einer Ereignisanalyse (Fernandez 2010), dass geringes Wirtschaftswachstum und hohe Rentenausgaben zu Rentenkürzungen führen und Rentenkürzungen in erster Linie in Nachwahljahren vorkommen, was sich im Sinne eines politischen Konjunkturzyklus unschwer als Hinweis auf die hohe Bedeutung des Parteienwettbewerbs in diesem Politikfeld interpretieren lässt.

Mithin zeigen sich sowohl hinsichtlich der hier im Zentrum stehenden parteipolitischen Variablen wie auch hinsichtlich der Kontrollvariablen stark unterschiedliche Ergebnisse. Diese dürften einerseits dem unterschiedlichen methodologischen Vorgehen, andererseits aber auch den sehr unterschiedlichen unabhängigen Variablen geschuldet sein, auf die die einzelnen Autoren zurückgegriffen haben. Zudem wurde für einige theoretisch relevante Variablen, etwa die Mitgliedschaft in der EU oder den Typ des Wohlfahrtsstaates, in vielen oder allen der genannten Studien nicht kontrolliert.

Vor diesem Hintergrund versucht dieser Beitrag, die in der Literatur vorherrschenden Widersprüche zu klären, indem drei wohlfahrtsstaatliche Programme separat, aber nach einheitlichem Vorgehen untersucht werden. Dabei wird überdies zum einen die parteipolitische Zusammensetzung der Regierung differenzierter als in den bislang vorliegenden Studien untersucht. Statt lediglich zwischen linken und konservativen Parteien zu unterscheiden, untersuchen wir die Effekte von fünf verschiedenen Parteienfamilien auf die Generosität der Arbeitslosen-, Kranken- und Rentenversicherung. Zum anderen nehmen wir sämtliche relevanten Kontrollvariablen aus der bisherigen Literatur auf. Daneben verspricht unser methodischer Zugriff vergleichsweise robuste Ergebnisse und ist geeignet, mit den Problemen umzugehen, die Allan und Sruggs von einer Analyse der Rentengenerosität abgehalten haben.

3. Theoretische Überlegungen: Die Besonderheiten der Rente

“ ‘The Welfare State’ is an umbrella term covering a range of governmental activities that have distinctive characteristics” (Pierson 2001: 11). Nimmt man diese Aussage ernst, erscheint es problematisch, die Ergebnisse der Analyse einzelner wohlfahrtsstaatlicher Programme ungeprüft auf andere Sektoren des Sozialstaates zu übertragen. Wie wir in diesem Abschnitt zeigen wollen, gilt dies in besonderem Maße für eine Übertragung der Ergebnisse von Analysen zu arbeitsmarktnahen Sozialprogrammen wie der passiven Arbeitsmarktpolitik und dem Krankengeld auf die Altersrenten.3 Für die Frage nach dem relativen, bereichsspezifischen sozialpolitischem Rückbau, die im Zentrum unserer Überlegungen steht, ist dabei vor allem die politische Unterstützung der jeweiligen Programme durch die Wähler von Bedeutung – handelt es sich dabei doch nach Pierson um eines der Kernhindernisse für sozialpolitische Kürzungspolitik.

Dabei ist anzunehmen, dass die Nähe eines Sozialprogramms zum Arbeitsmarkt eine erhebliche Bedeutung besitzt, und zwar in dem Sinne, dass Programme umso leichter gekürzt werden können, je näher sie am Arbeitsmarkt liegen (vgl. etwa Green-Pedersen 2002: 39–41). Bezieher von Arbeitslosengeld beispielsweise könnten im Prinzip arbeiten und sich ihren Lebensunterhalt verdienen, wenn sie denn einen Arbeitsplatz fänden. Da es in der arbeitsmarktpolitischen Debatte eine Reihe von Stimmen aus den Wirtschaftswissenschaften gibt, die hohe Lohnersatzraten für die Höhe der Arbeitslosigkeit mitverantwortlich machen (besonders prominent: OECD 1994),4 könnten Regierungen sogar argumentieren, dass eine Kürzung der Arbeitslosenunterstützung zu einer Erhöhung der Beschäftigung beiträgt. Anders stellt sich die Situation bei den Altersrenten dar: Es wird kaum je grundsätzlich bestritten, dass es ab einem gewissen Alter zunehmend schwieriger wird, sich den Lebensunterhalt selbst zu verdienen. Zudem haben sich Menschen in der Wahrnehmung der Wähler nach einem langen Arbeitsleben den Ruhestand auch “verdient”– was insbesondere in Sozialversicherungssystemen ja durch das Versicherungsprinzip noch unterstrichen wird.

Ein Weiteres kommt hinzu: Für relevante Teile der Bevölkerung erscheint es eher unwahrscheinlich, längere Zeit auf Arbeitslosenunterstützung oder Krankengeld angewiesen zu sein – wiederum in starkem Kontrast zur Rente. Das bedeutet, dass viele egotropisch abwägende Wähler bereit sein werden, Kürzungen des Arbeitslosengeldes (und in gewissem Umfang des Krankengeldes), nicht aber der Rente hinzunehmen (Pettersen 1995: 198f.).

Entsprechend zeigt sich auch empirisch, dass die Wähler sehr deutlich zwischen Leistungen der passiven Arbeitsmarktpolitik und Altersrenten unterscheiden. Insbesondere ist die Vorstellung, dass die Bezieher einer Sozialleistung diese verdienen, weil sie sich nicht selbst helfen können, in den Bevölkerungen vieler Länder hinsichtlich des Arbeitslosengeldes weniger weit verbreitet als bei anderen Sozialleistungen.

In Abbildung 2 präsentieren wir entsprechende Daten des International Social Survey Programme. Die Befragten sollten angeben, ob sie der Meinung sind, dass mehr oder weniger für ein bestimmtes Programm ausgegeben werden sollte (oder ob die Ausgaben unverändert bleiben sollten). Uns interessieren dabei die Daten zu den Ausgabenposten Arbeitslosenunterstützung und Altersrenten.5 Entsprechende Daten liegen für 13 der hier behandelten 18 Länder für 1996 vor und für 15 Länder für das Jahr 2006. Für zwölf Länder liegen Daten zu beiden Zeitpunkten vor, lediglich für Österreich und Belgien existieren gar keine Daten. In Abbildung 2 ist jeweils die Differenz zwischen den Befürwortern einer Erhöhung und einer Senkung der jeweiligen Ausgaben dargestellt.

Figure 2.

 Unterstützung für höhere Ausgaben für Renten und Arbeitslosigkeit im Ländervergleich, 1996 (obere Grafik) und 2006. Quelle: ISSP 1996, 2006.Frageformulierung: ‘Listed below are various areas of government spending. Please show whether you would like to see more or less government spending in each area. Remember that if you say “much more”, it might require a tax increase to pay for it.’

Betrachtet man diese Daten, wird in der Tat ein erheblicher Unterschied bei der politischen Unterstützung der Renten- und der Arbeitslosenversicherung deutlich. Obwohl es große nationale Unterschiede gibt, befürworten zu beiden Zeitpunkten in allen Ländern mehr Befragte zusätzliche Rentenausgaben als sich für deren Rückführung aussprechen. 1996 gab es in sieben von 12 Ländern sowie in Ostdeutschland sogar absolute Mehrheiten (in Großbritannien sogar eine Vier-Fünftel-Mehrheit!) für höhere Renten, während in keinem Land mehr als elf Prozent der Befragten für Rentenkürzungen eintraten. 2006 existierten sogar in 13 der 15 Länder absolute Mehrheiten für höhere Rentenausgaben (in Irland sogar von 90 Prozent), während in keinem Land auch nur annähernd zehn Prozent der Befragten für niedrigere Rentenzahlungen eintraten.

Anders ist das Bild bei der Arbeitslosenunterstützung. Lediglich in Ostdeutschland existierte hier 1996 eine absolute Mehrheit für höhere Ausgaben, während in Australien, Frankreich, Kanada und Neuseeland sogar mehr Befragte für eine Senkung als eine Erhöhung der entsprechenden Zahlungen eintraten. 2006 zeigte sich ein ähnliches Bild, in sechs der 15 Länder gab es eine relative Mehrheit von Kürzungsbefürwortern, während nur in Irland eine absolute Mehrheit für höhere Arbeitslosenunterstützung existierte.6

Diese Unterschiede könnten Folgen für die Opportunitätsstruktur für Kürzungspolitik haben, nämlich in dem Sinne, dass die finanzielle Unterstützung von Arbeitslosen ein vergleichsweise einfaches Ziel von Kürzungsversuchen sein könnte. Das bedeutet nichts anderes, als dass Kürzungen im Bereich der Rente politisch viel schwieriger durchsetzbar sein sollten als die von Korpi und Palme (2003) sowie Allan and Scruggs (2004) untersuchten arbeitsmarktnahen Sozialleistungen Krankengeld und vor allem Arbeitslosengeld. Da das Risiko, krank zu werden, allerdings breiter gestreut ist als dasjenige, arbeitslos zu werden, sollte das Krankengeld in dieser Hinsicht etwas näher an der Rente positioniert sein als das Arbeitslosengeld.

Doch auch die Politikmuster könnten sich zwischen beiden Politikfeldern unterscheiden. Grundsätzlich kann vor dem Hintergrund der Issue-Ownership-Literatur zu wohlfahrtsstaatlicher Kürzungspolitik (Ross 2000; Green-Pedersen 2001, 2002; Kitschelt 2001; Jensen 2010) argumentiert werden, dass linke Parteien das Wohlfahrtsstaatsthema in dem Sinne ‘besitzen’, dass ihnen in diesem Bereich die größte Kompetenz zugeschrieben wird, sie also als die natürlichen Verteidiger des Wohlfahrtsstaates gelten. Anders dagegen stellt sich diesem Ansatz zufolge die Situation für rechte Parteien dar, denen von den Wählern der Tendenz nach unterstellt wird, sie hätten eine Policypräferenz für einen weniger stark ausgebauten Wohlfahrtsstaat.

Diese Zuschreibung von Kompetenzen an die unterschiedlichen Parteien hat dieser Literatur zufolge nun wichtige Auswirkungen auf die Fähigkeiten unterschiedlicher Parteien, Sozialkürzungen durchzusetzen. Demnach würden sich linke Parteien gerade deshalb leichter tun, Sozialkürzungen durchzusetzen, weil ihnen von den Wählern unterstellt wird, den Wohlfahrtsstaat eigentlich ausbauen oder zumindest erhalten zu wollen. Gerade weil die Wähler also annehmen, dass linke Parteien eine Policypräferenz gegen Sozialkürzungen haben, sollten sie im Falle einer tatsächlichen Kürzung auch eher bereit sein, diesen Parteien zu glauben, dass die Kürzung sachlich notwendig ist. Genau diese Glaubwürdigkeit fehlt dagegen rechten Parteien. Daher könnten die Wähler im Falle von Einschnitten durch rechte Parteien annehmen, die Partei wolle lediglich ihre Policypräferenz für einen weniger stark ausgebauten Wohlfahrtsstaat durchsetzen, ohne dass die Kürzung sachlich gerechtfertigt wäre. Obwohl mithin auch dem Issue-Ownership-Ansatz zufolge Einsparungen im Sozialbereich für alle Parteien wahlpolitisch riskant sind, unterscheidet sich dieses Risiko doch zwischen linken und rechten Parteien signifikant. Aufgrund des höheren Risikos, für Sozialkürzungen bei zukünftigen Wahlen abgestraft zu werden, sollten rechte Parteien also trotz ihrer wohlfahrtsstaatskritischeren Programmatik keine stärkeren Einschnitte durchsetzen als ihre linke Konkurrenz, im Extremfall kann es sogar zu einer Nixon-goes-to-China-Logik kommen, nach der linke Parteien stärkere Kürzungen als rechte durchsetzen können (vgl. Ross 2000; Green-Pedersen 2001, 2002; Schludi 2011: 25).

Unser zentrales theoretisches Argument lautet nun, dass die Überlegungen des Issue-Ownership-Ansatzes angesichts der oben präsentierten Umfrageergebnisse nach sozialpolitischen Politikbereichen differenziert werden müssen. Die Glaubwürdigkeit einer Partei als Verteidiger des Wohlfahrtsstaates sollte danach umso wichtiger sein, je umfassender die Unterstützung des in Frage stehenden Programms durch die Wähler ist. Umgekehrt sollte die sozialpolitische Glaubwürdigkeit eine geringere Rolle für Programme spielen, die auch unter den Wählern umstritten sind oder sich jedenfalls keiner einhelligen Unterstützung erfreuen.

Demnach ließe sich die von Korpi and Palme (2003) sowie Allan and Scruggs (2004) gefundene stärkere Bereitschaft konservativer Parteien, Kürzungen beim Arbeitslosengeld durchzusetzen, damit erklären, dass die programmatische Bereitschaft zu solchen Eingriffen bei diesen Parteien größer sein sollte als bei der sozialstaatsfreundlichen Konkurrenz, und dass die wahlpolitische Gefahr in diesen Bereichen vergleichsweise gering einzuschätzen ist, da sich die Ausgaben für Arbeitslosigkeit keineswegs universeller Unterstützung durch die Wähler erfreuen und insbesondere die Wähler rechter Parteien einer Kürzung der entsprechenden Leistungen aufgeschlossen gegenüberstehen.7 Bei solchen Kürzungen spielt die sozialpolitische Glaubwürdigkeit der Parteien somit eine untergeordnete Rolle, das wahlpolitische Risiko solcher Reformen ist für konservative Parteien vermutlich nicht substanziell höher als für sozialdemokratische und entsprechend setzen rechte Parteien ihre wohlfahrtsstaatskritische Programmatik um.

Anders die Logik in der Rentenpolitik: Zwar könnten auch hier konservative Parteien ceteris paribus ein größeres Interesse an Sozialkürzungen haben als sozial- und womöglich auch christdemokratische Parteien. Angesichts der fast einhelligen Unterstützung der Renten durch die Wählerschaft sollten in diesem Bereich jedoch die Überlegungen der Issue-Ownership-Literatur voll zum Tragen kommen, bei der Rente sollte also die sozialpolitische Glaubwürdigkeit der Regierungsparteien die zentrale Rolle spielen. Demnach würde das Misstrauen der Wähler gegenüber den sozialpolitischen Motiven rechter Regierungsparteien im Bereich der wahlpolitisch höchst sensiblen Rente eine ungleich größere Rolle spielen als bei den weniger beliebten arbeitsmarktnahen Sozialprogrammen, sodass das wahlpolitische Risiko solcher Reformen für rechte Parteien prohibitiv hoch ist – zumal zwischen der parteipolitischen Orientierung der Befragten und der Unterstützung der Ausgaben für Altersrenten kein statistischer Zusammenhang besteht, Wähler rechter Parteien also – anders als im Falle des Arbeitslosengeldes – nicht in systematisch höherem Ausmaß Rentenkürzungen befürworten als andere Befragte (Pettersen 1995: 226).

Als Hypothesen können daher folgende Erwartungen formuliert werden:

H1: Im Bereich der Lohnersatzraten bei Renten kommt es zu geringeren Kürzungen als bei der Arbeitslosenunterstützung und dem Krankengeld.

H2: Anders als im Falle von Arbeitslosenunterstützung und Krankengeld sind die Kürzungen von Renten unter rechten Regierungen nicht ausgeprägter als unter linken Regierungen.

In der Literatur zu den Effekten politischer Parteien auf den Wohlfahrtsstaat hat sich allerdings immer wieder gezeigt, dass Parteieneffekte nur unter bestimmten Bedingungen zu erwarten sind. So wird beispielsweise argumentiert, dass Parteieneffekte vom politischen Institutionensystem (z.B. Schmidt 1996), den Institutionen des Wohlfahrtsstaates (z.B. Swank 2002), der Stärke der Gewerkschaften (z.B. Alvarez et al. 1991) oder dem Grad an außenwirtschaftlicher Öffnung abhängen. So sollte, um das Beispiel einer Parteienfamilie durchzuspielen, der Einfluss sozialdemokratischer Parteien umso größer sein, je weniger Vetopunkte in einem politischen System existieren, je stärker der Wohlfahrtsstaat Züge eines sozialdemokratischen Regimes oder eines Beveridge-Modells aufweist, je stärker Gewerkschaften oder korporatistische Arrangements sind und je weniger ein Land von Globalisierung betroffen ist. Auch hierfür werden wir unsere Modelle im Weiteren testen.

4. Methodisches Vorgehen und Daten

Viele politische Entscheidungen, die sich auf die Generosität der Renten auswirken, werden stufenweise über vergleichsweise lange Zeiträume eingeführt. Mit diesem Argument hatten Allan and Scruggs (2004) begründet, dass sie auf eine Analyse der Lohnersatzraten der Renten verzichteten, und dieses Argument findet sich auch regelmäßig in der Literatur zur Rentenpolitik (vgl. z.B. Hinrichs 2000: 356). Andere rentenpolitische Entscheidungen werden dagegen in kurzer Frist wirksam.8 Es ist daher also kaum möglich, die zeitliche Verzögerung zwischen den Faktoren, die eine rentenpolitische Entscheidung prägen, und der Wirkung dieser Entscheidung auf die Rentengenerosität einheitlich und völlig korrekt zu spezifizieren. Vor diesem Hintergrund haben wir entschieden, uns auf Querschnittsmodelle zu Veränderungsdaten zu beschränken. Damit erfassen wir zwar nicht alle Einzelschritte direkt, aber doch immerhin ihre kumulierten Auswirkungen.

Zugegebenermaßen strapazieren wir mit reinen Querschnittsmodellen die Zahl der Freiheitsgrade etwas, wenngleich wir im Rahmen disziplinüblicher Daumenregeln9 verbleiben. Überdies sind wir überzeugt, dass unsere Querschnittsanalysen nicht nur ausgesprochen relevante, sondern auch belastbare Ergebnisse liefern, weil sie von uns mit hinreichender Sorgfalt interpretiert werden und wir die typischen Probleme statistischer Analysen mit kleiner Fallzahl beachten. Zwei Probleme sind in diesem Zusammenhang besonders relevant: Erstens macht eine geringe Zahl an Freiheitsgraden höhere t-Werte erforderlich, um signifikante Ergebnisse zu erhalten (vgl. z.B. Verbeek 2008: 24). Da wir eine ganze Reihe signifikanter Ergebnisse finden, ist dieses Problem in unserem Zusammenhang aber gerade nicht allzu schwerwiegend. Problematischer bei statistischen Analysen mit kleiner Fallzahl ist allerdings zweitens, dass einzelne (Ausreißer-)Fälle die Ergebnisse stark beeinflussen können. Diesem Problem begegnen wir, indem wir für jede Regression eine Jackknife-Analyse durchführen, also überprüfen, ob die Ergebnisse stabil bleiben, wenn jeweils ein Land aus dem Sample entfernt wird. Ebenso haben wir die Robustheit der Modelle getestet, indem zahlreiche Modelle mit unterschiedlichen Variablenkombinationen gerechnet wurden. Relevante Befunde dieser Tests werden bei der Präsentation der Ergebnisse mitberichtet. Insgesamt zeigt sich dabei aber, dass die meisten Resultate ausgesprochen robust sind, sodass eine sorgfältige inhaltliche Interpretation zweifellos vorgenommen werden kann. Unter nicht idealen datentechnischen Umständen kann so ein klarer Mehrwert gegenüber dem Forschungsstand generiert werden, der über die (partei-)politische Dynamik der Renten-Ersatzraten bislang entweder schlicht per problematischem Rückschluss von anderen Programmen oder auf der Basis eines (zu) eng begrenzten Arsenals von Erklärungsfaktoren urteilt und – vor diesem Hintergrund nicht überraschend – zu widersprüchlichen Ergebnissen kommt.

Als abhängige Variable haben wir die Veränderung der Lohnersatzrate bei der sogenannten Standardrente zwischen zwei Zeitpunkten gewählt. Die entsprechenden Daten stellt Lyle Scruggs (2005) für 18 Länder in seinem ‘Comparative Welfare Entitlements Dataset’ zur Verfügung. Die Standardrente bezeichnet bei Scruggs den Betrag, den ein Renter netto aus der staatlichen Rentenversicherung erhält, der sein gesamtes Arbeitsleben lang den Lohn eines durchschnittlichen Industriearbeiters erhalten hat. Dieser Betrag wird zur Errechnung der Lohnersatzrate in Relation zum Nettolohn eines durchschnittlichen Industriearbeiters gesetzt. Scruggs weist die entsprechende Lohnersatzrate sowohl für Singles als auch für Verheiratete aus. Wir folgen Allan und Scruggs (2004: 499) darin, den Durchschnitt dieser beiden Raten – genauer die Veränderung dieses Durchschnitts – als abhängige Variable zu wählen.10

Der Untersuchungszeitraum beginnt am Anfang der 1980er Jahre. Zu diesem Zeitpunkt sollte das “Zeitalter permanenter Austerität” begonnen haben, das der Theorie der “new politics of the welfare state” zufolge auch veränderte Politikmuster mit sich gebracht hat. Allan und Scruggs (2004: 505) verwenden das auf den Beginn der Rezession der frühen 1980er im jeweiligen Land folgende Jahr als den Beginn dieser Periode und wir folgen ihnen in dieser Abgrenzung. Das hat zur Folge, dass der Beginn der Untersuchungsperiode zwischen den Ländern leicht variiert. Der Untersuchungszeitraum endet um der Vergleichbarkeit mit Allan and Scruggs (2004) Willen 1999. Da allerdings vor allem die 1990er Jahre ein besonders hohes Maß an sozialpolitischer Reform- und Rückbauaktivität erlebten (Immergut und Anderson 2007: 12), präsentieren wir zusätzlich auch Modelle für diesen kürzeren Untersuchungszeitraum.

Die Zusammenstellung, Operationalisierung und Quellenangabe der unabhängigen Variablen findet sich im Anhang. Soweit sie im öffentlich zugänglichen Datensatz zum Aufsatz von Allan und Scruggs (2004) vorhanden sind, wurden die Daten diesem Datensatz entnommen. Die einzige Ausnahme bildet in dieser Hinsicht die Parteienvariable, die wir differenzierter erfassen und die aus dem Datensatz von Manfred G. Schmidt et al. (2000) stammt.

Die meisten unabhängigen Variablen gingen mit dem Durchschnitt über den entsprechenden Zeitraum in die Berechnungen ein. Ausnahmen betreffen vor allem die Defizit- und die Schuldenstandsvariablen, bei denen sich Endogenitätsprobleme ergeben könnten. Diese Variablen gingen entweder als Stand am Anfang des Beobachtungszeitraums oder als Durchschnitt über die erste Hälfte des Beobachtungszeitraums in die Regressionen ein. Für etwaige Konvergenzprozesse wurde mit dem Niveau der interessierenden Lohnersatzrate zu Beginn der Beobachtungsperiode kontrolliert. Schließlich wurden Finnland, Österreich und Schweden für die gesamten 1990er Jahre als EU-Mitglieder kodiert, da die qualitative Literatur darauf hingewiesen hat, dass gerade die Vorbereitung auf den EU-Beitritt im Jahr 1995 zu Reformdruck im Rentenbereich dieser Länder geführt hat (Hinrichs 2000: 368).11

Oben wurde bereits argumentiert, dass für eine Reihe von Variablen, insbesondere die politischen Institutionen, das Wohlfahrtsstaatsregime, die Stärke von Gewerkschaften und die Globalisierung, Interaktionseffekte mit dem Einfluss von Parteien zu erwarten sind. Daher wurden Modelle mit entsprechenden Interaktionstermen berechnet.12 Weil jedoch Koeffizienten und Standardfehler der multiplikativen Terme nur schwer direkt interpretierbar sind (Brambor et al. 2006, Kam u. Franzese 2007), werden im folgenden Kapitel stattdessen Abbildungen der marginalen Effekte präsentiert, die den Einfluss der interessierenden unabhängigen Variable (z.B. des Kabinettssitzanteils von Sozialdemokraten) in Abhängigkeit der Ausprägungen der konditionierenden Variablen (z.B. der Zahl der Vetospieler) ausdrücken.13

Die Ergebnisse dieser Querschnittsanalysen können dann aber natürlich nicht mehr umstandslos mit den Ergebnissen der gepoolten Analysen von Allan and Scruggs (2004) zum Arbeitslosen- und Krankengeld verglichen werden. Daher haben wir auf die gleiche Weise auch die Bestimmungsfaktoren der Veränderung von Arbeitslosen- und Krankengeld14 untersucht und berichten ggf. entstehende Auffälligkeiten.

Empirische Ergebnisse

Im Folgenden testen wir unsere beiden Hypothesen. Während wir die zweite Hypothese zu den Bestimmungsfaktoren der Veränderung der Lohnersatzraten mittels multipler Regressionen überprüfen, werden wir hinsichtlich des Umfangs der Kürzungen in den jeweiligen Programmen lediglich die Veränderungen vergleichen.

Kürzungen bei den Lohnersatzraten

Hinsichtlich des Ausmaßes der Kürzungen hatten wir in Hypothese 1 angenommen, dass es in der Rentenversicherung zu geringeren Einschnitten kommen sollte als beim Arbeitslosen- und beim Krankengeld. Wenn wir die Veränderung der drei Lohnersatzraten für den längeren Beobachtungszeitraum zwischen dem Beginn der 1980er Jahre und 1999 betrachten, finden wir ein gemischtes Bild (vgl. Abbildung 3a): Arbeitslosen- und Krankengeld15 wurden in diesem Zeitraum zwar in zehn Ländern gekürzt, aber in sieben Staaten lagen die entsprechenden Leistungen am Anfang der 1980er Jahre auch noch unter dem Wert von 1999. In der Rentenversicherung zeigt sich mit neun ausbauenden und neun kürzenden Ländern ein kaum abweichendes Muster. Allerdings waren in den meisten Fällen die Kürzungen bei den Renten geringer und die Erhöhungen größer als in den anderen Programmen, sodass sich im Durchschnitt der betrachteten Länder tatsächlich die geringsten Kürzungen bei den Renten ergeben – insbesondere, wenn man vom Sonderfall Italien absieht.16

Figure 3.

 Veränderungen der Lohnersatzraten bei Renten, Arbeitslosen- und Krankengeld, Anfang der 1980er–1999 (3a), 1990–1999 (3b), Maximum-1999 (3c). Quelle: eigene Berechnung nach Scruggs 2005.

Noch deutlicher werden die Unterschiede zwischen den wohlfahrtsstaatlichen Feldern, wenn man sich nur auf die 1990er Jahre konzentriert (Abbildung 3b). Hier zeigt sich, dass nun in fast allen Ländern Sozialleistungen reduziert wurden: In 15 der 18 Länder wurde in den 1990er Jahren das Arbeitslosengeld gekürzt, nur in dreien wurde es erhöht. Das Krankengeld wurde in elf Staaten gesenkt und nur in vieren erhöht. Anders das Muster bei den Renten: Zwar wurden auch die Lohnersatzraten der Renten in elf Ländern gesenkt, aber fast immer um weniger als Arbeitslosen- oder Krankengeld. Und in sieben Ländern stiegen die Renten sogar. Entsprechend fällt auch der Rückbau bei der Rente im internationalen Vergleich deutlich geringer aus als beim Arbeitslosen- und Krankengeld.

Eine noch deutlichere Bestätigung erfährt Hypothese 1, wenn wir die Differenz zwischen der jeweiligen Lohnersatzrate im Jahr 1999 und dem höchsten Wert, den die entsprechende Lohnersatzrate in dem jeweiligen Land vor 1999 jemals erreicht hat, betrachten (Abbildung 3c). Dabei zeigt sich erstens, dass die Rentengenerosität 1999 in allen Ländern mit der Ausnahme des Vereinigte Königreichs unter dem Höchstwert des jeweiligen Landes lag. In allen Ländern außer Großbritannien ist es also auch im Bereich der Rente zu Kürzungen gekommen. Zweitens können wir feststellen, dass der Umfang der Kürzungen bei der Rentengenerosität im Länderdurchschnitt deutlich geringer war als beim Arbeitslosen- und Krankengeld. Im Durchschnitt der Länder wurden das Arbeitslosen- und das Krankengeld seit ihrem jeweiligen Höchststand um etwa zehn Prozentpunkte gekürzt, während es bei der Standardrente weniger als sechs Prozentpunkte waren. Insgesamt lässt sich also sagen, dass die Daten mit Hypothese 1 vereinbar sind.

Die Determinanten der Generosität von Sozialleistungen in 18 OECD-Staaten

Im Folgenden wenden wir uns nun der Untersuchung der Bestimmungsfaktoren der Generosität des Arbeitslosen-, des Krankengeldes und der Standardrenten zu. Hypothese 2 besagte in diesem Zusammenhang, dass unter den Bedingungen permanenter Austerität zwar weiterhin Parteiendifferenzen beim Arbeitslosen- und Krankengeld feststellbar sein sollten, nicht jedoch bei der Rente. Wir stellen im Folgenden best-fit-Modelle für jede Sozialleistung vor, und zwar sowohl für den gesamten Zeitraum von Anfang der 1980er bis Ende der 1990er Jahre als auch lediglich für die 1990er Jahre.

Wenden wir uns zunächst den auch von Allan and Scruggs (2004) untersuchten Gebieten zu, kommen wir insgesamt zu vergleichbaren Parteieneffekten. Die deutlichsten Effekte finden sich beim Arbeitslosengeld (vgl. Tabelle 1). Konservative Parteien wie die britischen Tories oder die Republicans in den USA bringen in beiden Zeiträumen signifikant negative Effekte hervor. Wo diese Parteien regierten, kam es also in größerem Umfang zu Kürzungen des Arbeitslosengeldes. Die Größe dieses Effekts ist durchaus nennenswert: Setzt man alle Variablen im ersten Arbeitslosengeld-Modell für die 1990er Jahre auf ihren jeweiligen Durchschnitt und lässt den konservativen Kabinettssitzanteil variieren, zeigt sich, dass das Arbeitslosengeld ohne jede konservative Regierungsbeteiligung leicht, nämlich um 1,3 Prozentpunkte, gestiegen wäre, während es bei einer rein konservativen Regierung um 8,9 Prozentpunkte gesunken wäre. Während unsere Befunde hinsichtlich des Effekts konservativer Parteien also mit denen von Allan und Scruggs übereinstimmen, finden wir – anders als Allan und Scruggs – auch einen signifikant positiven Zusammenhang zwischen der Regierungsbeteiligung sozialdemokratischer Parteien und der Veränderung des Arbeitslosengeldes. Aber die Sozialdemokraten sind nicht die einzigen, die positiv auf die Veränderung der Generosität wirken: Auch für liberale Parteien lässt sich ein solcher generositätserhöhender Effekt feststellen. Dagegen üben christdemokratische Parteien als weitere klassische Wohlfahrtsstaatspartei keinen überzufälligen Einfluss auf die Veränderung des Arbeitslosengeldes aus.17

Table 1.   Bestimmungsfaktoren der Generosität des Arbeitslosengeldes in 18 Staaten
 Anfang 1980er–19991990–1999
  1. Anmerkungen: abhängige Variable: Veränderung der Lohnersatzrate beim Arbeitslosengeld; unstandardisierte Regressionskoeffizienten, t-Statistik in Klammern. * p ≤ 0,10; ** p ≤ 0,05; *** p ≤ 0,01.

Konstante  39,79*** (8,881)  32,207*** (7,989)26,122*** (7,759)18,534*** (5,451)
Arbeitslosengeld Anfang Untersuchungsperiode    −0,751*** (12,492)−0,765*** (12,902)−0,487*** (9,787)−0,507*** (7,500)
Sozialversicherungsstaat  11,04*** (4,948)  12,999*** (6,495)7,584*** (4,822)10,462*** (5,357)
EU−10,78*** (4,289)−9,850*** (3,950)−4,531*** (3,049)−3,485* (1,888)
Kabinettssitzanteil konservative Parteien−0,086* (1,999) −0,102*** (3,682) 
Kabinettssitzanteil liberale Parteien    0,622*** (4,425)0,771*** (6,635)0,330*** (4,202)0,474*** (4,767)
Kabinettssitzanteil sozialdemokratische Parteien 0,082* (2,057) 0,066* (1,872)
Korr. R20,9210.9220,8630,774
N18181818

Die Ergebnisse zum Krankengeld ähneln in vielen Bereichen denen zum Arbeitslosengeld (vgl. Tabelle 2). Wiederum üben konservative Parteien in beiden untersuchten Perioden einen signifikant negativen Einfluss aus, wie ihn auch Allan und Scruggs finden. Wo also konservative Parteien in den 1980er und 1990er Jahren die Regierungen stellten, wurde das Krankengeld stärker gekürzt als in anderen Ländern. Für die 1990er Jahre wird, wenn man wiederum alle unabhängigen Variablen aus dem Modell in Tabelle 2 auf ihren Mittelwert setzt und den konservativen Kabinettssitzanteil variieren lässt, aus einer Krankengelderhöhung um 2,9 Prozentpunkte ohne konservative Regierungsbeteiligung eine Kürzung um 12,7 Prozentpunkte bei einem rein konservativen Kabinett.

Table 2.   Bestimmungsfaktoren der Generosität des Krankengeldes in 17 Staaten
 Anfang 1980er–19991990–1999
  1. Anmerkungen: abhängige Variable: Veränderung der Lohnersatzrate beim Krankengeld; unstandardisierte Regressionskoeffizienten, t-Statistik in Klammern. * p ≤ 0,10; ** p ≤ 0,05; *** p ≤ 0,01.

Konstante23,266*** (3,219)11,497** (2,630)34,438*** (5,072)
Krankengeld Anfang Untersuchungsperiode−0,327*** (3,875)−0,403*** (5,308)−0,381*** (5,099)
Sozialversicherungsstaat9,481*** (3,914)13,007*** (5,941)5,509** (2,829)
EU−9,087*** (3,536)−12,052*** (5,174) 
Arbeitslosenquote  −1,233*** (4,138)
Kabinettssitzanteil konservative Parteien−0,183*** (3,536) −0,156*** (3,818)
Kabinettssitzanteil liberale Parteien 0,284** (2,527) 
Kabinettssitzanteil christdemokratischer Parteien 0,237*** (4,663) 
Kabinettssitzanteil sozialdemokratische Parteien 0,130*** (3,282) 
Korr. R20,7060,8220,657
N171717

Anders als Allan und Scruggs finden wir für den längeren Untersuchungszeitraum auch einen signifikant positiven Einfluss sozialdemokratischer Parteien auf die Veränderung des Krankengeldes. In den 1990er Jahren geht die Signifikanz dieses Effektes allerdings verloren, in dieser Phase waren die Kürzungen unter Sozialdemokraten also nicht niedriger als anderswo. Das Gleiche gilt im Grundsatz auch für liberale und diesmal auch für christdemokratische Parteien, die ebenfalls im längeren Zeitraum einen positiven Effekt auf die Veränderung des Krankengeldes ausgeübt haben.18

Damit finden wir also für die arbeitsmarktnahen Sozialleistungen Arbeitslosen- und Krankengeld Resultate, die im Wesentlichen denen der bislang vorliegenden Literatur entsprechen. Welche Befunde ergeben sich nun aber für die Rente (vgl. Tabelle 3)?

Table 3.   Bestimmungsfaktoren der Generosität der Altersrente in 18 Staaten
 Anfang 1980er–19991990–1999
  1. Anmerkungen: abhängige Variable: Veränderung der Lohnersatzrate bei der Standardrente; unstandardisierte Regressionskoeffizienten, t-Statistik in Klammern. * p ≤ 0,10; ** p ≤ 0,05; *** p ≤ 0,01.

Konstante26,21** (2,331)−7,727** (2,374)
Rente Anfang Untersuchungsperiode−94,758*** (4,698) 
Sozialversicherungsstaat12,98*** (3,365) 
EU −7,448*** (3,879)
Seniorenquote1,886** (2,595) 
Finanzierungssaldo−2,235*** (3,993)−1,998*** (5,552)
Korporatismus 2,694** (2,712)
Arbeitslosenquote−1,048* (2,088) 
Kabinettssitzanteil sozialdemokratischer Parteien−0,039 (0,804)−0,094** (2,404)
Kabinettssitzanteil Parteien der nicht-christlichen Mitte −0,108* (2,076)
Korr. R20,5330,612
N1818

Für den längeren Zeitraum seit Beginn der 1980er Jahre finden sich keine signifikanten Parteieneffekte. Zur Erklärung der zwischenstaatlichen Unterschiede bei der Veränderung der Rentengenerosität zwischen dem Beginn der 1980er und dem Ende der 1990er Jahre kann die parteipolitische Zusammensetzung der Regierung keinen nennenswerten Erklärungsbeitrag leisten. Das entspricht der Erwartung der am Anfang vorgestellten Hypothese 2.

Fokussiert man die Analyse allerdings ausschließlich auf die 1990er Jahre, also den Zeitraum, in dem es zu besonders vielen Rentenreformen gekommen ist, findet man einen negativen Effekt sozialdemokratischer Parteien. In den 1990er Jahren scheint es also hinsichtlich der Generosität der Standardrenten eine Nixon-goes-to-China-Logik gegeben zu haben: Sozialdemokraten haben in stärkerem Maße als andere Parteien die Lohnersatzraten der Renten verringert, und zwar in beachtlichem Umfang. Setzt man erneut die unabhängigen Variablen im Modell für die 1990er Jahre auf ihren jeweiligen Durchschnitt, ergibt sich bei Abwesenheit sozialdemokratischer Minister eine Rentenerhöhung um 3,0 Prozentpunkte, während ein rein sozialdemokratisches Kabinett die Renten um 7,8 Prozentpunkte gekürzt hätte. Hinzu kommt ein ebenfalls negativer Effekt nicht-christlicher Mitteparteien für die 1990er Jahre. Auch bei diesen Parteien, zu denen unter anderem die amerikanischen Demokraten oder die skandinavischen Zentrumsparteien gehören, handelt es sich nicht um Parteien, die traditionell mit Sozialkürzungen in Verbindung gebracht werden. Auch hier könnte mithin Issue-Ownership und eine Nixon-goes-to-China-Logik eine gewisse Rolle gespielt haben.19

Analysiert man mithilfe von Interaktionseffekten, wie Parteieneffekte durch Institutionen (Vetospieler, Korporatismus, Wohlfahrtsstaats-Regime), Struktur der Arbeiterbewegung (Organisationsgrad der Gewerkschaften) und Globalisierung (Handel, Finanzmarktoffenheit) konditioniert werden, bestätigen sich die bisherigen Befunde im Hinblick auf die Unterschiedlichkeit der sozialstaatlichen Sektoren:20 So finden sich für Arbeitslosengeld und Krankengeld eine Reihe von interaktiven Zusammenhängen, die insgesamt der Logik der ‘old politics of the welfare state’ folgen, wie wir sie auch in den Haupteffektmodellen gefunden haben. Wenigstens im längeren Untersuchungszeitraum zwischen dem Beginn der 1980er und dem Ende der 1990er Jahre limitieren starke Gewerkschaften den negativen Einfluss konservativer Parteien auf die Veränderung der Generosität der Arbeitslosenunterstützung. Sozialdemokratische Parteien wirken in diesem Zeitraum dagegen besonders positiv auf die Generosität des Krankengeldes, wenn sie in Ländern mit korporatistischen Interessenvermittlungssystemen amtieren (vgl. die oberen Grafiken in Abbildung 4). Dieses Muster geht in den Modellen für die 1990er Jahre jedoch verloren.

Figure 4.

 Interaktionseffekte: Zeitraum Break-1999. Anmerkung: durchgezogene Linie: marginaler Effekt; gestrichelte Linie: 95%-Konfidenzintervall.

Dagegen zeigt sich für die 1990er Jahre, dass die institutionelle Struktur ein nennenswerter Bremsklotz für Parteipolitik war (vgl. Abbildung 5), wobei die Parteieneffekte bezeichnenderweise auch hier in Richtung der ‘old politics’-Logik weisen. Sowohl der positive Einfluss der Christdemokraten auf die Arbeitslosenunterstützung als auch der negative Einfluss der konservativen Parteien auf die Entwicklung des Krankengeldes ist insbesondere dann stark und signifikant, wenn nur wenige Vetospieler den politischen Handlungsspielraum einschränken. Auch die signifikante Interaktionsbeziehung zwischen sozialdemokratischen Parteien und Vetospielern bei der Erklärung der Generositätsveränderung des Krankengelds weist bei wenigen Vetospielern auf eine ‘old politics’-Logik hin, erhöhen Sozialdemokraten unter diesen Bedingungen doch das Krankengeld. Dagegen kommt es bei vielen Vetospielern in den 1990er Jahren unter sozialdemokratischer Regierungsbeteiligung ceteris paribus zu Krankengeldkürzungen.

Figure 5.

 Interaktionseffekte: Zeitraum 1990–1999.Anmerkung: durchgezogene Linie: marginaler Effekt; gestrichelte Linie: 95%-Konfidenzintervall.

Anders als bei den arbeitsmarktnahen Sozialleistungen zeigen sich für die Veränderungen der Lohnersatzraten der Rente insbesondere im längeren Untersuchungszeitraum keine bzw. nur sehr schwache und nicht signifikante Interaktionseffekte (untere Grafiken in Abbildung 4). Dagegen ist der Zusammenhang zwischen Sozialdemokratie, gewerkschaftlichem Organisationsgrad und der Veränderung der Rentengenerosität in den 1990er Jahren von erheblichem theoretischem Interesse (linke untere Grafik in Abbildung 5). Grundsätzlich bestätigt sich der im Haupteffektmodell gefundene negative Einfluss sozialdemokratischer Regierungsbeteiligung auf die Veränderung der Rentenhöhe. Allerdings nimmt die Stärke dieses Effektes mit wachsendem gewerkschaftlichen Organisationsgrad deutlich zu. Dieser Zusammenhang lässt sich im Sinne des aus der qualitativen Literatur bekannten Bestrebens nach gesellschaftlicher Absicherung riskanter Rentenreformen interpretieren. Demnach wagen sich die Sozialdemokraten als glaubwürdige Verteidiger des Wohlfahrtsstaates zwar ganz im Sinne der Issue-Ownership-These eher als andere Parteien an Rentenkürzungen, aber auch sie wollen auf (zusätzliche) Mechanismen der Schuldvermeidung nicht verzichten, die ihnen gut organisierte Gewerkschaften bieten könnten.

Ein Blick auf die Kontrollvariablen zeigt insgesamt ein vergleichsweise konsistentes Bild. Bei allen Programmen und in den meisten Zeiträumen kommt es zu β-Konvergenz, d.h. in fast allen Bereichen haben die Länder, in denen die jeweiligen Lohnersatzraten am Beginn der Untersuchungsperiode niedrig waren, diese stärker erhöht bzw. weniger stark gesenkt als die Länder, die bereits am Anfang der Untersuchungsperiode hohe Lohnersatzraten aufwiesen. Einzige Ausnahme von diesem Befund sind interessanterweise auch hier die Renten in den 1990er Jahren.

Ebenso spielt die Organisation des Wohlfahrtsstaates eine bedeutende Rolle bei der Erklärung der Unterschiede bei den Veränderungen der Lohnersatzraten in den hier betrachteten drei Programmen. Der Tendenz nach wurden die Lohnersatzraten in Sozialversicherungsstaaten bzw. konservativen Wohlfahrtsstaaten weniger gekürzt bzw. stärker ausgebaut als in Beveridge-Systemen. Wiederum stellt die Rentenpolitik in den 1990er Jahren hier eine Ausnahme dar.

Die dritte Variable, die einen Beitrag zur Erklärung der Unterschiede in der Entwicklung aller drei Programme zu leisten vermag, ist die Mitgliedschaft in der Europäischen Union. EU-Mitglieder haben die Generosität ihrer Sozialleistungen weniger stark erhöht bzw. stärker gekürzt als andere Länder.21 Ausnahmen bilden das Krankengeld in den 1990er Jahren und die Renten im längeren Untersuchungszeitraum.22 Interessanterweise findet sich dagegen kein Effekt einer (angestrebten) Mitgliedschaft in der Europäischen Währungsunion, die entsprechende Variable erreicht in keiner Spezifikation auch nur annähernd Signifikanz.

Beim Krankengeld und der Standardrente finden sich darüber hinaus Effekte sozio-ökonomischen bzw. demographischen Problemdrucks. So trug eine steigende Arbeitslosenquote tendenziell zu einem Sinken des Krankengeldes in den 1990er Jahren und der Renten im längeren Untersuchungszeitraum bei. Dieser Befund ist theoretisch plausibel, da mit steigender Unterbeschäftigung die Finanzierungsprobleme des Sozialstaates zunehmen, was zu Leistungskürzungen beitragen könnte. Ebenso ist der positive Effekt der Seniorenquote auf die Veränderung der Standardrente im längeren Untersuchungszeitraum theoretisch plausibel – wenngleich es sich hier nicht um einen reinen Problemdruckeffekt, sondern mindestens ebensosehr um einen durch diesen ausgelösten Parteienwettbewerbseffekt handeln dürfte: Mit steigender Seniorenquote nimmt nämlich die Bedeutung der Rentenbezieher für den Ausgang von Wahlen zu, was sich unter sonst gleichen Bedingungen in größerer Rentengenerosität niederschlagen sollte (vgl. dazu die Ergebnisse von Busemeyer et al. 2009: 204). Der negative Zusammenhang zwischen dem Budgetsaldo und der Veränderung der Rentengenerosität lässt vermuten, dass trotz eines in verschiedenen Fällen dokumentierten Zusammenhangs zwischen Haushaltskonsolidierung und Rentenreformen (etwa in Schweden und Kanada: Wenzelburger 2010: 183; 249) über das hier analysierte Sample hinweg die Rentengenerosität nicht von der Haushaltslage bestimmt ist.

Zur Erklärung der Veränderung der Generosität der Standardrenten trägt schließlich auch der Korporatismusgrad bei: Je stärker demnach die Sozialpartner an der Formulierung der Wirtschafts- und Sozialpolitik beteiligt sind, desto mehr steigen bzw. desto weniger sinken die Renten. Dieser Zusammenhang deutet daraufhin, dass es Gewerkschaften im Rahmen korporatistischer Arrangements gelingt, Rentenkürzungen durch anderweitige Konzessionen zu verhindern (so auch Schludi 2011: 26ff.).

Für die übrigen getesteten Kontrollvariablen ergeben sich dagegen keine (im Falle der auch in Interaktionsmodellen berücksichtigten Größen: eigenen) systematischen Zusammenhänge. Das mag im Fall des institutionellen Pluralismus auf den ersten Blick erstaunen, hat sich diese Variable doch in einer Vielzahl von Politikfeldstudien als erklärungskräftig erwiesen. Dieser Befund gewinnt allerdings an Plausibilität, wenn man berücksichtigt, dass es in beiden untersuchten Perioden bei allen betrachteten Sozialleistungen in einigen Ländern zu Leistungserhöhungen, in anderen zu Kürzungen gekommen ist. Theoretisch wäre zu erwarten, dass sowohl Kürzungen als auch Ausbaumaßnahmen bei vielen Vetospielern im Umfang gebremst worden sein müssten. Dies schiene dann in unseren Modellen aber gerade nicht systematisch auf.

Dass auch die Globalisierungsvariablen sowohl in den Haupteffektmodellen als auch in den Interaktionsmodellen ohne nennenswerten Effekt bleiben, lässt sich auf drei Arten interpretieren. Neben der nahe liegenden Erklärung, dass die Globalisierung schlicht keinen Einfluss auf die wohlfahrtsstaatliche Generosität ausübt, ließe sich entweder argumentieren, dass der Beobachtungszeitraum zu früh endet, um schon Globalisierungseffekte zu erfassen, oder dass es, wenn überhaupt, nicht in erster Linie die objektiven Globalisierungsindikatoren sind, die Regierungen zum Handeln antreiben, sondern die Perzeptionen von Anpassungsdruck (Zohlnhöfer 2005). Diese schlägt sich jedoch allenfalls in anderen Variablen nieder. Welche dieser Interpretationen zutrifft, kann im Rahmen dieses Aufsatzes allerdings nicht geklärt werden.

Fazit

Seit Paul Piersons Buch zur wohlfahrtsstaatlichen Kürzungspolitik hat die Forschung darüber diskutiert, ob es in den Zeiten permanenter Austerität zu einem Verschwinden von Parteiendifferenzen gekommen ist. Anders als die lange Zeit dominierenden Arbeiten zu den Ausgabenquoten deuteten die Studien zu Lohnersatzraten bei Arbeitslosen- und Krankengeld, die Korpi and Palme (2003) sowie Allan and Scruggs (2004) vorgelegt haben, darauf hin, dass es erstens tatsächlich seit den 1980er Jahren zu Sozialkürzungen gekommen ist und dass es zweitens vor allem rechte Parteien waren, die diese Kürzungen vorgenommen haben.

Die entscheidende Frage ist nun allerdings, ob sich die Ergebnisse zum Arbeitslosen- und Krankengeld auch auf die Altersrenten übertragen lassen. Unsere theoretischen Überlegungen deuteten darauf hin, dass diese Übertragung nicht ohne weiteres möglich sein sollte, weil in allen Ländern die Altersrenten ungleich populärer als das Arbeitslosengeld sind und es auch unter den Wählern rechter Parteien kaum Unterstützung für Rentenkürzungen gibt. Daher war unsere erste Hypothese, dass die Kürzungen im Bereich der Rente geringer ausfallen sollten als im Bereich des Arbeitslosen- und Krankengeldes. Zweitens nahmen wir an, dass sich auch die Politikmuster zwischen den arbeitsmarktnahen Sozialleistungen Arbeitslosen- und Krankengeld auf der einen Seite und den Altersrenten auf der anderen Seite unterscheiden sollten.

In der empirischen Analyse erweisen sich diese Hypothesen als durchaus zutreffend. In der Tat scheint die Generosität der Renten bislang in geringerem Umfang von Kürzungen betroffen zu sein als die Generosität der anderen Programme – das gilt insbesondere für die besonders stark von Kürzungspolitik betroffene Zeit seit 1990. Zudem ergibt die Auswertung der Veränderung der verschiedenen Lohnersatzraten in der Tat, dass sich zwar beim Arbeitslosen- und mit gewissen Einschränkungen auch beim Krankengeld ein negativer Effekt konservativer und ein positiver Effekt sozialdemokratischer (und liberaler) Parteien zeigt, dass die Dinge aber bei der Rente anders liegen. Im längeren Beobachtungszeitraum gehen alle Parteieneffekte verloren, während wir bei der Betrachtung der 1990er Jahre – also wiederum just in dem Moment, in dem es fast durchgängig zu Kürzungen der Ersatzraten in allen drei Programmen kam – sogar einen negativen Effekt sozialdemokratischer Regierungsbeteiligung sowie der Regierungsbeteiligung nicht-christlicher Mitteparteien auf die Rentengenerosität finden.

Dieser Effekt ist überraschend. Theoretisch waren wir davon ausgegangen, dass eine Kürzung der Lohnersatzraten bei der Standardrente für Sozialdemokraten zwar leichter durchsetzbar sein sollte, dass Sozialdemokraten aber auch eine geringere programmatische Neigung zu solchen Einschnitten haben sollten, sodass sich die beiden Effekte aufheben. Die empirischen Ergebnisse weisen nun aber darauf hin, dass sozialdemokratische Regierungen wenigstens in den 1990er Jahren ihre Vorteile bei der Durchsetzbarkeit von Kürzungen auch tatsächlich nutzten. Über die Gründe dieses Befundes können wir an dieser Stelle nur Mutmaßungen anstellen. Eine mögliche Interpretation wäre aber immerhin, dass alle Regierungen in den 1990er Jahren angesichts des Klimas permanenter Austerität vor verschärften Zielkonflikten standen, diese aber in unterschiedlicher Weise lösten. Sozialdemokratische Parteien könnten diese Zielkonflikte in größerem Umfang als ihre Konkurrenten zugunsten anderer, stärker umverteilender oder zukunftsorientierter Programme, etwa, wie unsere Ergebnisse nahelegen, zugunsten geringerer Kürzungen beim Arbeitslosengeld, aber auch zugunsten höherer Bildungsausgaben (Wolf 2008) entschieden haben, und dafür ein Sinken der Rentenlohnersatzraten in Kauf genommen haben.

Insgesamt scheint sich jedenfalls für die Rentenpolitik der 1990er Jahre eine Tendenz herauszukristallisieren, wonach solche Parteien größere Rentenkürzungen durchgesetzt haben, die als glaubwürdige Verteidiger des Wohlfahrtsstaates galten und daher auch glaubwürdig argumentieren konnten, dass die von ihnen durchgesetzten Kürzungen sachlich gerechtfertigt seien. Das könnte somit ein Hinweis darauf sein, dass die new politics of the welfare state tatsächlich eine Rolle spielen – allerdings nicht in Bezug auf den Sozialstaat als Ganzen, sondern hinsichtlich einzelner Programme und bestimmter Zeiten.23 Unsere Ergebnisse legen demnach den Schluss nahe, dass sich die Sozialpolitikforschung in Zukunft verstärkt einer solchen disaggregierten Analyse widmen sollte.24

Footnotes

  • 1

    Dieses Argument ist allerdings zumindest hinsichtlich des jeweiligen Finanzministers zu relativieren. Es ist durchaus plausibel, dass Finanzminister sich in höherem Maße für die Höhe der Sozialausgaben als für die wohlfahrtsstaatliche Generosität interessieren. Soweit man sich also darauf einlässt, dass Sozialpolitik seit den 1980er Jahren unter den Bedingungen permanenter Austerität stattfindet, wird man auch die Perspektive des Finanzministers nicht mehr ignorieren können.

  • 2

    Potrafke (2011) kommt in seiner Analyse der Gesundheitsausgaben, der Einnahmen der Rentenversicherung sowie der Ausgaben für Rentenleistungen in Deutschland zwischen 1957 und 2007 zu vergleichbaren Ergebnissen.

  • 3

    Im Folgenden verzichten wir aufgrund der geringeren sozialpolitischen Bedeutung auf eine gesonderte Betrachtung der Unfallversicherung.

  • 4

    Empirisch ist der Zusammenhang offenbar komplexer: Lediglich wenn hohe Arbeitslosenunterstützung für einen langen Zeitraum gezahlt wird, sind negative Beschäftigungseffekte festgestellt worden; dagegen ist der Zusammenhang zwischen der Höhe der Lohnersatzleistungen in den ersten Monaten der Arbeitslosigkeit und der Beschäftigungsquote sogar positiv (vgl. Bradley u. Stephens 2007).

  • 5

    In den ISSP-Umfragen wird auch nach der Einschätzung zu den Gesundheitsausgaben gefragt. Da allerdings der überwiegende Teil der Gesundheitsausgaben nicht in Lohnersatzleistungen wie das Krankengeld, sondern in die medizinische Versorgung fließt, sind diese Daten nicht mit denen zu Arbeitslosigkeit und Rente vergleichbar.

  • 6

    Diese Unterschiede in der Bewertung dieser Ausgabenkategorien finden sich zudem auch in älteren Studien (vgl. z.B. Pettersen 1995: 212–214).

  • 7

    So zeigt Pettersen (1995: 226) beispielsweise, dass es einen engen Zusammenhang zwischen der parteipolitischen Orientierung von Befragten und ihrer Unterstützung des Arbeitslosengeldes gibt.

  • 8

    Ein Beispiel für derartige kurzfristig wirksame Maßnahmen ist die Aussetzung der sogenannten “Riester-Treppe”, also eines die Rentenerhöhung dämpfenden Faktors der Rentenformel, durch die Große Koalition in Deutschland. Diese Maßnahme wurde weniger als einen Monat nach ihrer Verabschiedung wirksam und führte entsprechend auch kurzfristig zu einer nennenswerten Erhöhung der Renten (vgl. Schmidt 2010: 305).

  • 9

    Wagschal (1999: 225) beispielsweise empfiehlt, dass mindestens zehn Freiheitsgrade für die Residuen reserviert bleiben sollten.

  • 10

    Alternativ hätte die Möglichkeit bestanden, projizierte Lohnersatzraten, wie sie etwa die OECD (2011: 115ff.) ausweist, als abhängige Variable zu verwenden. Allerdings sind diese Daten mit Vorsicht zu genießen. So hat Kent Weaver (2011) jüngst in einem Papier zu automatischen Stabilisatoren gezeigt, dass diese Daten insofern irreführend sein können, als in der Mehrzahl der einschlägigen Fälle die mit diesem Mechanismus eigentlich fälligen Kürzungen bereits vor der Implementation wieder zurückgenommen wurden. Somit wurden die Projektionen nie Realität. Vor diesem Hintergrund scheint uns die Konzentration auf die empirisch basierten Ersatzraten, wie sie Lyle Scruggs vorlegt, angeraten zu sein.

  • 11

    Die Ergebnisse bleiben aber auch bei einer anderen Kodierung der EU-Variable substanziell unverändert.

  • 12

    Grundlage der Schätzgleichungen waren die jeweiligen Haupteffektmodelle, die in Kapitel 5 in den Regressionstabellen abgetragen sind. Diese wurden, wo notwendig, um den Parteieneffekt, den Interaktionsterm und die konditionierende Variable ergänzt (Brambor et al. 2006).

  • 13

    Für die Kalkulation der marginalen Effekte und der dazugehörigen Standardfehler wurde auf die Routine von Brambor et al. (2006) zurückgegriffen.

  • 14

    Bei den Ersatzraten zum Arbeitslosen- und zum Krankengeld wurde wie bei der Rente der Durchschnitt zwischen den Werten für Singles und Verheiratete herangezogen. Das entspricht der Operationalisierung der abhängigen Variable bei Allan and Scruggs (2004). Die Datenquelle für diese beiden Variablen ist wiederum der öffentlich zugängliche Datensatz zum Aufsatz von Allan and Scruggs (2004).

  • 15

    Da es in den USA im Beobachtungszeitraum keine Krankenversicherung auf zentralstaatlicher Ebene gab, können für das Krankengeld nur 17 Länder betrachtet werden.

  • 16

    Die Entwicklung des italienischen Arbeitslosengeldes ist bis in die 1990er Jahre ein Sonderfall in den OECD-Staaten. Während das eigentliche Arbeitslosengeld in Italien lange Zeit lediglich eine minimale Absicherung bot, wurden seit den 1960er Jahren verschiedene ausgesprochen generöse Sonderprogramme ausgebaut, vor allem eine Art Kurzarbeitergeld (CIG), das auch an Beschäftigte ausgezahlt wurde, die gar nicht mehr arbeiteten, und das Lohnersatzraten von bis zu 95% vorsah. Allerdings waren diese Programme in hohem Maße segregiert, sodass nicht alle Beschäftigten in den Genuss dieser Leistungen kamen. Erst nachdem der Verfassungsgerichtshof 1987 die Höhe des Arbeitslosengeldes als inadäquat verworfen hatte, kam es zu einem massiven Ausbau der Generosität des eigentlichen Arbeitslosengeldes, während gleichzeitig die Leistungen der Sonderprogramme stark zurückgeführt wurden (vgl. Picot 2008: 88-96 und 107-116). Die starke Zunahme der Lohnersatzrate des italienischen Arbeitslosengeldes täuscht also darüber hinweg, dass es bereits vorher für einen großen Teil der italienischen Arbeitslosen generöse Unterstützungsleistungen gab und diese im Laufe der 1980er und 1990er Jahre sogar ganz erheblich gekürzt wurden.

  • 17

    Einige der Parteieneffekte sind allerdings nicht vollkommen robust. Bei Ausschluss von Japan, Schweden oder den USA unterschreiten die konservative sowie die sozialdemokratische Regierungsbeteiligung im längeren Untersuchungszeitraum knapp die üblichen Signifikanzschwellen. Für die konservative Regierungsbeteiligung gilt dies zusätzlich auch für Dänemark. Für die 1990er Jahre sind die Effekte der konservativen und liberalen Parteien sehr robust, nicht jedoch die sozialdemokratischer Regierungsbeteiligung, deren Signifikanz beim Ausschluss von neun Ländern verloren geht. Allerdings rutscht die Signifikanz nur in einem Fall (Italien) unter p < .2 (p = .253), sodass eine vorsichtige substanzielle Interpretation der Ergebnisse weiterhin möglich sein sollte.

  • 18

    Allerdings verlieren die Parteienvariablen die Signifikanz, wenn statt der Variable Sozialversicherungsstaat für konservative Wohlfahrtsstaaten nach Esping-Andersen (1990) kontrolliert wird. Es ist jedoch zu bedenken, dass es erhebliche Zweifel an der empirischen Trennschärfe der Esping-Andersenschen Regime gibt (vgl. Obinger u. Wagschal 1998; Scruggs u. Allan 2006, 2008), weshalb wir die Sozialversicherungsvariable für theoretisch plausibler halten. Die Jackknife-Analysen der Regressionen zum Krankengeld ergeben nur ein berichtenswertes Ergebnis: Der Effekt liberaler Parteien im längeren Beobachtungszeitraum rutscht knapp unter die üblichen Signifikanzschwellen, wenn Irland aus dem Sample entfernt wird.

  • 19

    Wenn Finnland, Italien oder Kanada aus dem Sample ausgeschlossen werden, unterschreitet die Regierungsbeteiligung nicht-christdemokratischer Mitteparteien knapp die üblichen Signifikanzschwellen.

  • 20

    Im Folgenden können aus Platzgründen nur ausgewählte Modelle präsentiert werden. Die Ergebnisse weiterer Interaktionsmodelle stellen die Autoren auf Nachfrage gerne zur Verfügung.

  • 21

    Dieser Befund ist nicht zuletzt deshalb von besonderem Interesse, weil in den bislang vorliegenden Studien zur Rentengenerosität eine EU-Variable nicht einmal aufgenommen worden ist.

  • 22

    Bei den Regressionen zur Veränderung des Arbeitslosengeldes in den 1990er Jahren rutschte die EU-Variable bei der Exklusion von sieben Fällen knapp unter die üblichen Signifikanzniveaus.

  • 23

    Betrachtet man die kausalen Erklärungen, die Pierson für seine ‘new politics’-These gibt, überrascht dieses Ergebnis kaum. Denn sowohl die “institutional stickiness” als auch die Erklärung über die geringe Popularität von Kürzungen trifft für Renten in stärkerem Maße zu als für Arbeitslosen- oder Krankengeld. Interessanterweise argumentiert Pierson in seinen Fallstudien auch stärker mit Evidenz aus dem Bereich der Rente.

  • 24

    Zu diesem Schluss kommen interessanterweise auch Castles (2008) sowie Schmitt und Starke (2011) in ihren disaggregierten Untersuchungen von Ausgabenquoten unterschiedlicher Sozialprogramme.

Political Parties and Pension Generosity in Times of Permanent Austerity

The quantitative strand of social policy research suffers from a double deficit: On the one hand, analyses of aggregate expenditure dominate, and on the other hand, most studies of replacement rates focus on unemployment or sickness benefits, while pensions are excluded. This paper addresses the said deficit firstly by discussing the pension sectors’ theoretical peculiarities and by proposing two hypotheses: one on the retrenchment of pension replacement rates and one on the role played by political parties in implementing it. Secondly, after an outline of our methodological approach, we present regression results on replacement rate changes in 18 developed democracies. Our findings show considerably smaller cuts of pensions than of unemployment or sickness benefits, and striking differences regarding partisan effects between the sectors.

Appendix

Anhang: unabhängige Variablen

Variableerwartete EinflussrichtungQuelle
Kabinettssitzanteil sozialdemokratischer Minister+ (ALG, KG)
0/– (Rente)
Schmidt et al. 2000
Kabinettssitzanteil christdemokratischer Minister+ (ALG, KG)
0 (Rente)
Schmidt et al. 2000
Kabinettssitzanteil Minister nicht-christliche Mitteparteien+ (ALG, KG)
0 (Rente)
Schmidt et al. 2000
Kabinettssitzanteil liberaler Minister– (ALG, KG)
0 (Rente)
Schmidt et al. 2000
Kabinettssitzanteil konservativer Minister– (ALG, KG)
0 (Rente)
Schmidt et al. 2000
Vetospieler+/–Allan/Scruggs 2004 (nach Huber et al. 1993)
Korporatismus+Allan/Scruggs 2004 (nach Siaroff 1999)
konservativer Wohlfahrtsstaat+Esping-Andersen 1990
Sozialversicherungsstaat+Hinrichs 2000
gewerkschaftlicher Organisationsgrad+Allan/Scruggs 2004
FinanzmarktoffenheitAllan/Scruggs 2004 ( nach Quinn/Inclán 1997)
Außenhandelsquote+/–Allan/Scruggs 2004
EU-Mitgliedschaft1 = Mitglied, 0 = kein Mitglied
EWU-Mitgliedschaft1 = Mitglied, 0 = kein Mitglied
ArbeitslosenquoteAllan/Scruggs 2004
Beschäftigungsquote+Scharpf/Schmidt 2000: 342
Deindustrialisierung+eigene Berechnung nach Iversen/Cusack (2000); Daten: OECD
Finanzierungssaldo+Allan/Scruggs (2004)
SchuldenstandArmingeon et al. (2010)
Wirtschaftswachstum+Allan/Scruggs (2004)
Seniorenquote+ (nur Rente)OECD
erwarteter Altenquotient im Jahr 2025– (nur Rente)UN <http://esa.un.org/unpp/index.asp?panel=2>
erwartete Veränderung des Altenquotienten 1980–2025– (nur Rente)eigene Berechnung nach UN <http://esa.un.org/unpp/index.asp?panel=2>
Anteil Rentenausgaben am BIP– (nur Rente)OECD Social Expenditure Database
Lohnersatzrate am Beginn des UntersuchungszeitraumsAllan/Scruggs 2004 (Arbeitslosengeld, Krankengeld), Scruggs 2005 (Rente)

Ancillary