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92. Jahrgang, 2012, Heft 5 · S. 319-325

Analysen und Berichte

Der Gender Pension Gap - Ungeeigneter Indikator

Jürgen Faik, Tim Köhler-Rama

Das Bundes-Familienministerium hat mit dem Gender Pension Gap einen Indikator entwickelt, der Unterschiede in der Rentenhöhe zwischen Frauen und Männern messen soll. Dieser Index berücksichtigt allerdings viele Aspekte bei der Einkommenssituation von Frauen im Alter nicht und weist die vermeintliche "geschlechtsspezifische Rentenlücke" als zu hoch aus. Die Autoren befürchten, dass politische Empfehlungen, die auf diesem Indikator basieren, fehlgeleitet sind.

Dr. Jürgen Faik und Dr. Tim Köhler-Rama sind Mitarbeiter im Forschungsnetzwerk Alterssicherung der Deutschen Rentenversicherung Bund in Berlin.

Mit dem Gender Pension Gap (GPG) brachte hierzulande jüngst das Bundesministerium für Familie, Senioren Frauen und Jugend (BMFSFJ) einen Indikator in die öffentliche sozialpolitische Diskussion ein, der "faire Einkommensperspektiven für Frauen und Männer" abbilden und dessen "Aufklaffen eine der großen gleichstellungspolitischen Herausforderungen unserer Zeit" darstellen soll.1 Allerdings bezieht sich dieser Indikator ausschließlich auf individuelle Alterseinkünfte und negiert daher den für Wohlstandsanalysen indizierten Haushaltskontext. Im Hinblick auf die künftig an Bedeutung zunehmende Diskussion über Altersarmut führt der GPG-Index sogar in die Irre, weil er die Hinterbliebenenrenten außer Acht lässt und eine Benachteiligung von Frauen in der Alterssicherung suggeriert. Darüber hinaus weist er eine Reihe gravierender methodischer Mängel auf.

Die Messmethode

Der Gender Pension Gap (GPG) misst den Abstand der durchschnittlichen eigenständigen Alterseinkünfte zwischen Frauen und Männern:
Formel

mit: AEK = durchschnittliche Alterseinkünfte, F = Frauen, M = Männer.

Tabelle 1 gibt Auskunft darüber, welche GPG-Werte für Deutschland in der Gruppe der 65-Jährigen und Älteren - auf Basis der Erhebung "Alterssicherung in Deutschland (ASID)" - in einer jüngeren, vom BMFSFJ finanzierten Studie ermittelt wurden. Es wird hier deutlich, dass Frauen 2007 in Deutschland im Schnitt um 59,6% geringere eigene Alterssicherungsleistungen als Männer erhielten. In Westdeutschland betrug dieser Wert 63,8% und in Ostdeutschland 36,7%.2

Es zeigt sich, dass sich der GPG seit 1992 deutlich verringert hat, was daran liegt, dass die eigenständigen Alterssicherungseinkommen der Frauen relativ stärker gestiegen und bei den Männern in Ostdeutschland sogar (im Durchschnitt) sinkende Rentenanwartschaften zu konstatieren sind.3 Männer sind in (etwas) höherem Maße von Arbeitslosigkeit als Frauen betroffen,4 und dies spiegelt sich verstärkt in den Rentenanwartschaften jüngerer Kohorten wider. Zugleich werden sich die tendenziell besseren Bildungsabschlüsse von jüngeren Frauen gegenüber jüngeren Männern5 nach und nach auch in höher dotierten Erwerbsverläufen abbilden. Trotz sinkender Tendenz weist der GPG aber auch in der Perspektive bis 2020 eine Rentenlücke der Frauen in Höhe von deutlich über 50% aus. Für das BMFSFJ ist dies ein Beleg für die Grundproblematik, dass "die langfristigen Einkommensrisiken, die aus der Kombination von Familie und Beruf resultieren, einseitig zulasten fairer Einkommensperspektiven der Frauen gehen."6 Warum die entsprechende Lücke sich aber nicht als Maß zur Messung von "fairen Einkommensperspektiven" eignet und warum dieser Indikator eine zielgerichtete gender- und sozialpolitische Diskussion eher behindert als sie befördert, wird im Folgenden dargelegt.

Lohnlücke = Rentenlücke?

Die Grundüberlegung des Gender Pension Gaps ist von der Konzeption des Gender Wage Gaps abgeleitet: Die empirisch belegbaren durchschnittlich höheren Löhne von Männern gegenüber Frauen7 weisen möglicherweise auf ein Gerechtigkeitsdefizit in den Lohnfindungsprozessen und in der Arbeitswelt hin. Obgleich der empirisch überzeugende Beweis noch immer nicht dafür erbracht wurde, ob zwischen dem Geschlecht und dem Einkommen tatsächlich eine Ursache-Wirkungsbeziehung besteht oder ob nicht Drittvariablen (Ausbildung, Berufserfahrung, Berufsunterbrechung etc.) mehr oder weniger vollständig die Lohnlücke erklären können, hat der Gender Wage Gap in der Diskussion über die Benachteiligung von Frauen bislang eine sehr erfolgreiche Rolle gespielt. Es liegt (aus frauenpolitischer Sicht) also nahe, einen solchen Index auch für die wichtiger werdende Alterssicherungsdiskussion zu nutzen. Möglicherweise liegt dem auch die Überlegung zugrunde, dass in dem Maße, in dem Frauen ihre eigene Alterssicherung überschätzen und sich deshalb zu wenig um ihre eigene Alterssicherung bemühen, ein solcher Index dazu beitragen könnte, die Sensibilität für die Thematik zu verbessern.

Eine Lohnlücke ist allerdings nicht vergleichbar mit einer Rentenlücke. "Gleicher Lohn für gleiche Arbeit" ist eine eingängige und berechtigte genderpolitische Forderung. Sie lässt sich aber nicht einfach auf die Alterssicherung übertragen. Alterssicherungsansprüche subsumieren nicht nur Einkommensverläufe, sondern sämtliche Entscheidungen und Schicksale im Laufe eines Erwerbs- und Familienlebens von Frauen und Männern. Frauen würden sich vermutlich nicht freiwillig für einen geringeren Lohn bei gleicher Tätigkeit und Qualifikation entscheiden. Sie dürften sich aber in nicht wenigen Fällen freiwillig und einvernehmlich mit ihrem Partner für eine Heirat oder Nichtheirat, für Kinder oder Kinderlosigkeit, für Vollzeiterwerbstätigkeit oder eine Phase der Teilzeitarbeit entscheiden, in der sie ihre Kinder zu Hause betreuen. Beispielsweise weist der soeben erschienene Achte Familienbericht aus, dass "in Deutschland die meisten Frauen mit dem Umfang ihrer Teilzeittätigkeit zufrieden sind. Nur 28% aller teilzeitbeschäftigten Frauen geben an, gerne mehr Stunden arbeiten zu wollen."8

Wenn am Ende eines weiblichen Erwerbslebens geringe eigenständige Alterseinkommen zu Buche stehen,9 ist dies keine Folge von Unfairness, sondern von gemeinsam gewünschten Entscheidungen im Lebensverlauf. Das Resultat des BMFSF, dass die negativen Risiken, die aus diesen Entscheidungen resultieren, einseitig von Frauen getragen würden, impliziert, dass sie weniger rational handeln als Männer, was unter genderpolitischen Gesichtspunkten kontraproduktiv erscheint. Selbstverständlich gibt es immer noch Entscheidungen von Männern und Frauen über die Verteilung ihrer Lebenszeit auf Erwerbs- und Familienarbeit, die aus tradierten Rollenvorstellungen in der Gesellschaft resultieren. Je mehr sich diese auflösen und entsprechende (Fehl-)Anreize wie das Ehegattensplitting entfallen, desto mehr werden sich die Lebensläufe von Männern und Frauen - und infolgedesssen auch der Umfang der eigenständigen Rentenanwartschaften - angleichen.

Der Gender Pension Gap führt in die Irre

Sozialpolitisch führt der Indikator in die Irre, da er eine Benachteiligung von Frauen im Alterssicherungssystem suggeriert. Eher das Gegenteil ist der Fall: Frauen erhalten für denselben Beitrag mehr Leistungen aus der gesetzlichen Rentenversicherung (GRV) und weisen aufgrund ihrer durchschnittlich deutlich höheren Lebenserwartung signifikant höhere Beitragsrenditen in der gesetzlichen Rentenversicherung auf.10 Sie profitieren in weit höherem Maße als Männer von Elementen des sozialen Ausgleichs im Rentenrecht. So wurde z.B. die rentenrechtliche Anerkennung von Kindererziehungsleistungen - die überwiegend von Frauen erbracht werden - in den vergangenen Jahren stark aufgewertet, und dies führt zu einer nennenswerten Verbesserung der Alterssicherungsansprüche von Frauen in den jüngeren Kohorten.11

Die vergleichsweise hohen Gender Pension Gaps der Tabelle 1 resultieren aus der Erwerbszentriertheit und dem Äquivalenzprinzip des Rentenversicherungssystems: Überdurchschnittliche Beitragszahlungen führen zu einer überdurchschnittlichen Rente (et vice versa). Ein relativ kleiner eigenständiger Rentenanspruch einer Frau entsteht beispielsweise dann, wenn diese sich im Laufe ihres Lebens mit ihrem Mann darauf geeinigt hat, ihre Erwerbstätigkeit für einige Jahre zu unterbrechen, um die Kinder zu erziehen, und danach für eine längere Zeit nur Teilzeit arbeitet - ein typisches Biografiemuster von Frauen (in Westdeutschland).12 Zwar spiegelt sich die Vereinbarkeitsproblematik von Familie und Beruf in Deutschland und vor allem die Schwierigkeit des Wiedereinstiegs in das Erwerbsleben nach einer familienbedingten Erwerbsunterbrechung in relativ geringen eigenständigen Rentenanwartschaften insbesondere von Frauen wider. Das Maß der Rentenlücke bildet diesen Sachverhalt aber nicht adäquat ab: Eine kleine eigenständige Rente kann nämlich auch dann resultieren, wenn die Versicherte nach einer relativ kurzen Versicherungsdauer in der gesetzlichen Rentenversicherung eine Beamtenlaufbahn eingeschlagen oder Ansprüche in einem anderen - beispielsweise berufsständischen - Versorgungssystem etwa als Ärztin oder Anwältin erworben hat.

Es ist daher eine seit Jahrzehnten bekannte Binsenweisheit, dass kleine Renten von Frauen nicht gleichbedeutend mit dem Vorhandensein von Altersarmutsrisiken sind. Im Gegenteil: Kleinstrenten von Frauen sind oftmals mit relativ hohen Haushaltseinkommen bei Ehepaaren verbunden. Weitere Einkünfte neben der GRV-Rente führen bei Ehepaaren mit individuellen Kleinstrenten (unter 300 Euro) dazu, dass diese Gruppe im Haushaltskontext sogar über ein überdurchschnittlich hohes Nettoeinkommen verfügt.13 Es ist vor diesem Hintergrund ein gravierender methodischer Mangel, dass der GPG-Index den Haushaltszusammenhang ignoriert und zudem ausschließlich mittlere Einkommensabstände abbildet. Letzteres bedeutet, dass durch den GPG-Index die Verteilung der Alterseinkünfte um den jeweiligen Mittelwert nicht erfasst wird. Ein gleich hoher Durchschnittswert kann aber durch unterschiedliche Verteilungen zustande kommen. In Armutszusammenhängen ist es daher üblich, neben der Erfassung der Armutsintensität (mittels einer dem GPG vergleichbaren Kennziffer, der Armutslücke) auch die relativen Häufigkeiten der Armen bzw. der unterdurchschnittlich Wohlhabenden (via "Headcount ratio") zu messen.

Gute Werte für besonders gefährdete Gruppen

Es soll in dem vorliegenden Beitrag selbstverständlich nicht geleugnet werden, dass Frauen im Alter im Durchschnitt einem höheren Altersarmutsrisiko ausgesetzt bzw. stärker von Altersarmut betroffen sind als Männer. Gemäß dem dritten Armuts- und Reichtumsbericht der Bundesregierung z.B. sind 2,6% der Frauen ab 65 Jahren, aber nur 1,8% der Männer dieser Altersklasse aufgrund von Bedürftigkeit auf ergänzende Leistungen der Grundsicherung im Alter angewiesen.14 Von Altersarmut betroffen sind aber vor allem alleinstehende ältere Menschen, und es ist daher irreführend, dass der GPG für ledige und geschiedene Frauen kleine Werte aufweist (vgl. Abbildung 1). Gerade diesen Frauen gelingt es häufig nicht, niedrige eigene GRV-Renten durch andere Vorsorgeelemente zu kompensieren. Andererseits weist der GPG für verheiratete Frauen relativ hohe Werte auf, obwohl ältere Paare (im Durchschnitt) relativ gute Einkommenspositionen innehaben.15

Verheiratete Frauen verfügen zwar vielfach über relativ geringe eigenständige Rentenanwartschaften. Der Versorgungsausgleich und die Hinterbliebenenrente sind aber Elemente in der Alterssicherung, die sie faktisch gegen das Scheidungs- und das Verwitwungsrisiko absichern. Rund 40% der heutigen Rentnerinnen beziehen eine abgeleitete GRV-Rente. Die entsprechenden durchschnittlichen Ansprüche der Frauen in den alten Ländern betragen 562 Euro (neue Länder: 590 Euro).16 Hinterbliebenenrenten beinhalten eine Anerkennung der Familien- und Erziehungsleistungen von Frauen. Sie in einem Index unberücksichtigt zu lassen, der für sich beansprucht, eine Aussage über die Fairness der Alterssicherung von Frauen (im Vergleich zu Männern) zu treffen, unterschlägt eine wesentliche Dimension und ist daher nicht sinnvoll.

Abgeleitete Rentenansprüche und andere Umverteilungsmechanismen werden auch in den kommenden Jahrzehnten unvermeidlich sein, um Altersarmut von Frauen zu verhindern,17 da für den Großteil der heutigen Seniorinnen die Alterssicherung über die Ehe eine besondere Relevanz hat.18 Gerade das Verhältnis der eigenständigen zu den abgeleiteten Alterssicherungsansprüchen von Frauen wird ein zentraler Gegenstand der Diskussion in den nächsten Jahren darstellen. Indem der GPG-Index diesen Aspekt gar nicht erfasst, taugt er nicht als Messinstrument in der Alterssicherungsdiskussion. Entgegen seinem eigenen Anspruch misst der GPG-Index auch keine "fairen Einkommensperspektiven", denn er berücksichtigt beispielsweise nicht, dass verheiratete Frauen gegenüber geschiedenen und ledigen Frauen im Hinblick auf die Einkommensanrechnungsvorschriften bevorteilt sind, wie selbst eine der Protagonistinnen des GPG-Konzeptes, Annika Rasner, kritisch anmerkt: "From an equity perspective, it needs to be asked, whether it is justified to pay generous survivor's pensions to married women independent from their income situation, whereas single and divorced women need to rely on the means-tested minimum pension in case they have insufficient funds to support themselves."19

Die Nichtberücksichtigung der Hinterbliebenenabsicherung ist auch methodisch fragwürdig, weil die eigene Rente der Frau teilweise auf die Hinterbliebenenrente angerechnet wird. Die Grenze zwischen eigenständigen und abgeleiteten Rentenansprüchen von Frauen lässt sich nicht so eindeutig ziehen, wie der Indikator suggeriert. Ebenso inkohärent ist der vom BMFSFJ vorgenommene Einbezug des Versorgungsausgleichs in den GPG-Index,20 weil der Index für sich beansprucht, nur eigenständige Rentenanwartschaften der Frauen abzubilden. Rentenansprüche aus dem Versorgungsausgleich resultieren aber - wie Hinterbliebenenrentenansprüche - letztlich aus den gezahlten Beiträgen des ehemaligen Ehepartners.

Der GPG-Index enthält Kleinstrenten und ist nicht nach Arbeitsvolumen normiert

Dem GPG-Index liegt - anders als beispielsweise der Idee des "Eckrentners"21 - keine wie auch immer definierte normierte Erwerbs- oder Familienbiografie zugrunde. Alle Lebensläufe werden "in einen Topf geworfen", mit dem Ergebnis, dass der Indexwert weder Aussagen zum Leistungsniveau der Alterssicherungssysteme noch zu den Folgen der individuellen Entscheidungen in den verschiedenen Lebensläufen erlaubt. Wie bereits erwähnt, resultiert die berechnete Rentenlücke unter anderem aus den vielen Kleinst- bzw. Minirenten von Frauen, die einen nicht unerheblichen Anteil bei den Frauenrenten darstellen.

So folgen im Rentenbestand am 31.12.2010 die Renten wegen verminderter Erwerbsfähigkeit und wegen Alters von immerhin 14,2% der westdeutschen Rentnerinnen aus maximal neun angerechneten Versicherungsjahren und sind mit einem durchschnittlichen monatlichen Rentenzahlbetrag in Höhe von lediglich 141 Euro gekoppelt. Bezieht man sich demgegenüber auf die Rentenzahlbeträge von langjährig Versicherten (konkret: von Versicherten mit mindestens 40 Versicherungsjahren), resultieren daraus zum gleichen Zeitpunkt bei den Renten für Frauen durchschnittliche monatliche Zahlbeträge in Höhe von 895 Euro in Westdeutschland und 797 Euro in Ostdeutschland.22 Die GPG-Indexwerte für die langjährig Versicherten belaufen sich auf rund 27% (Westdeutschland) bzw. etwa 23% (Ostdeutschland) und fallen deutlich niedriger aus als die vom BMFSFJ kommunizierten Werte (vgl. Tabelle 1).

Auch dieser dem Äquivalenzgedanken in der gesetzlichen Rentenversicherung geschuldete Nivellierungseffekt weist darauf hin, dass die GPG-Suggestion einer unfairen Behandlung von Frauen im bundesdeutschen Alterssicherungssystem verfehlt ist. In diesem Zusammenhang erlaubt der Index auch deshalb keine wissenschaftlich fundierten Aussagen über eine tatsächliche Frauendiskriminierung im Hinblick auf ihre Alterssicherung, weil keine Normierungen nach dem Qualifikationsniveau von Frauen und Männern und ihrem früheren Arbeitsvolumen (Teilzeit- versus Vollzeittätigkeiten) vorgenommen werden. Frauen verfügen auch deshalb über durchschnittlich geringere eigene Rentenansprüche als Männer, weil sie häufiger und länger Teilzeit arbeiten.

Die Rentenlücke verschwindet fast, wenn der Haushaltskontext berücksichtig wird

Unter Wohlfahrtsgesichtspunkten sollte bei einem sozialpolitisch gehaltvollen Index, der für sich beansprucht, Aussagen zur "Fairness von Einkommensperspektiven" zuzulassen, unbedingt das Haushalts(äquivalenz)einkommen als Wohlstandsmaßstab herangezogen werden. Aktuelle Studien zeigen, dass das Altersarmutsrisiko gerade bei alleinstehenden Älteren besonders hoch ist bzw. dass umgekehrt - wie oben bereits erwähnt - Paarhaushalte geringeren entsprechenden Risiken unterworfen sind.23 Die neueren rentenpolitischen Reformüberlegungen - beispielsweise die Zuschussrente, bei der es zwischen den Ehepaaren eine Einkommensanrechnung geben soll24 - gehen in die Richtung, vor dem Hintergrund der demografischen Entwicklung, eines sinkenden Rentenniveaus und eines allgemein steigenden Altersarmutsrisikos diesen Aspekt des gemeinsamen Wirtschaftens in einem Haushalt stärker als früher auch im Rentenrecht zu berücksichtigen. Die Grundsicherung für Ältere sieht bekanntlich ebenfalls eine Prüfung der Bedürftigkeit einer Bedarfsgemeinschaft im Haushaltskontext vor. Wenn ein Index einen sinnvollen Beitrag in dieser Debatte leisten soll, muss er auch diesen Aspekt mit berücksichtigen.

Tabelle 2 zeigt (auf der Datengrundlage des Sozio-oekonomischen Panels (SOEP) 2010), dass im Falle eines Übergangs von der individuellen zur haushaltsbezogenen Gap-Betrachtung die Lücke nur noch 13,6% beträgt. Für die Gruppe der 65 bis 69-Jährigen liegt der Gap auf der Haushaltsebene sogar bei lediglich etwas über 10%. Bei den haushaltsbezogenen Lücken sowie bei den individuellen Gaps 1 und 2 ergibt sich (tendenziell) ein Anstieg der Gender-Lücke mit steigendem Alter; bei dem individuellen Gap 3 wird hingegen nach einem Anstieg des Wertes von der jüngsten zur zweitjüngsten Altersgruppe in den folgenden Altersklassen ein Rückgang der Lücke evident, was auf die Berücksichtigung der Hinterbliebenenrenten in dieser Gap-Definition zurückzuführen ist, die in den oberen Altersklassen zunehmend bedeutsam werden und dort im Geschlechterverhältnis nivellierend wirken.

Tabelle 2 weist auch aus, dass die Rentenlücke niedriger ausfällt, wenn nicht nur die gesetzlichen Altersrenten, sondern darüber hinaus die Betriebsrenten und privaten Renten berücksichtig werden. Die Tatsache, dass Frauen im Hinblick auf ihre Absicherung im Rahmen der betrieblichen Vorsorge gegenüber Männern benachteiligt sind, weil sie seltener in großen Unternehmen arbeiten,25 die großzügige (bzw. überhaupt) Betriebsrenten gewähren,26 wird korrekterweise von dem GPG-Index widergespiegelt. Allerdings ist auch hier zu berücksichtigen, dass bei bestimmten Alterseinkunftsarten wie z.B. bei den Erträgen aus Wertpapieren, aber auch bei den Zahlungen aus privaten Lebens- bzw. Rentenversicherungen die durch den GPG-Indikator vorgenommene individuelle Zuordnung derartiger Einkünfte konzeptionell fragwürdig ist.

Auch diese Einkünfte sind letztlich das Ergebnis partnerschaftlicher Entscheidungen in der Erwerbs- bzw. Vorruhestandsphase. Wer von den beiden Eheleuten mit Kindern die Kinderzulagen im Rahmen der Riester-Förderung gutgeschrieben bekommt, ist beispielsweise das Ergebnis einer Entscheidung im Haushaltskontext. Es sind zwar in der Regel die Frauen, denen diese Zulagen gutgeschrieben werden - die Entscheidung hierfür treffen aber die Männer typischerweise mit.

Im Rahmen der Offenen Methode der Koordinierung (OMK) wurde bereits eine Reihe von Indikatoren entwickelt, die im Unterschied zum GPG-Index fundierte Aussagen zu Altersarmutsrisiken in der Genderperspektive erlauben.27 Der GPG-Index stellt gegenüber dem vorhandenen Indikatoren-Set auf europäischer Ebene einen Rückschritt dar, da durch ihn geschlechterbezogene Wohlstandsunterschiede lediglich eindimensional erfasst werden. Wenn es um Verteilungsfragen geht, dann ist der ausschließliche Bezug auf einen Lageparameter wie das arithmetische Mittel methodisch zu verengend. Mindestens noch die Streuung (Varianz) der Alterseinkünfte beider Geschlechter sollte berücksichtigt werden, um die Größe der Überschneidungsbereiche in der Höhe der Alterseinkünfte beider Geschlechter (etwa in der Differenzierung nach Alterskohorten) abschätzen zu können. Dies erscheint im Rahmen einer umfassenden Beurteilung der Wohlstandspositionen beider Geschlechter sinnvoll.

Ausländer und Geringqualifizierte weisen größere Rentenlücken auf als Frauen

Schließlich ist grundsätzlich zu fragen, ob die im Zusammenhang mit dem GPG vorgenommene sozialpolitische Verengung auf die Geschlechterfrage angemessen ist, da möglicherweise andere sozialpolitisch relevante Merkmale (Migration, Bildung, aber auch z.B. regionale Wirtschaftskraft und dergleichen) im Hinblick auf "faire Einkommenschancen" und - daraus resultierend - Alterseinkünfte mindestens ebenso relevant und in ihrer Dynamik wesentlich prekärer sind. Verwendet man nämlich über das Geschlecht hinausgehende sozialstrukturelle Variablen, zeigt sich in Tabelle 3, dass der Wohnort zwar auf der individuellen Ebene geringere Gaps als das Geschlecht erzeugt, nicht aber auf der wohlstandsbezogen relevanten Haushaltsebene. Beim Qualifikationsniveau und der Staatsangehörigkeit gehen die betreffenden Gaps auf der Haushaltsebene, aber auch zum Teil auf der individuellen Ebene über die Gender Pension Gaps hinaus. Dies bedeutet, dass die Grundelemente des umlagefinanzierten Alterssicherungssystems, nämlich Erwerbszentriertheit und Äquivalenz, zumindest für Ausländer und Geringqualifizierte zu größeren Wohlstandsdefiziten führen, als dies für die Gruppe der Frauen der Fall ist. Vereinfacht ausgedrückt: Das bundesdeutsche Alterssicherungssystem "sanktioniert" geringe Einkommensverläufe unabhängig vom Geschlecht, und die betreffenden Befunde weisen auf die Relevanz von über das Geschlecht hinausgehenden sozialen Differenzierungskriterien hin.

Schlussbetrachtung

Der Gender-Pension-Gap-Index weist zu viele konzeptionelle und methodische Mängel auf, um als Indikator zur Beurteilung von "fairen Einkommensperspektiven von Männern und Frauen im Lebensverlauf" taugen zu können. Dem BMFSFJ ist von der weiteren Nutzung des Indexes in der genderpolitischen Diskussion abzuraten.28

Zur Messung von tatsächlich vorhandenen Armutsrisiken sind methodische Erweiterungen - etwa hin zu einem haushaltsbezogenen Einkommensverhältnis zuzüglich fallzahlenbasierter, geschlechterdifferenzierter Wohlstandsuntersuchungen - notwendig. Entsprechende Untersuchungen sollten durch Kohortenanalysen untermauert werden, um gesellschaftliche Entwicklungen im Zeitablauf und tatsächliche künftige Armutsrisiken erfassen zu können.

Auch sind über das Geschlecht hinausgehende Differenzierungen - etwa nach Bildung und nach Staatsangehörigkeit - zielführend, um auf diese Weise wohlstandsbezogene Aussagen zum Geschlechterverhältnis mit höherem wissenschaftlichen Bedeutungsinhalt und größerer sozialpolitischer Relevanz treffen zu können.

Schließlich muss eine geschlechterbezogene Wohlstandsanalyse für das Alter in ein umfassendes Indikatorsystem, wie es z.B. durch die Offene Methode der Koordinierung vorgegeben ist, eingebettet sein. Ein Indikator soll Komplexität reduzieren, aber nicht den Blick auf die Realität verstellen.

 

 

Es handelt sich in diesem Beitrag ausschließlich um die persönlichen Ansichten der beiden Autoren.

 

Tabelle 1 (zurück zum Text)
Gender Pension Gap1 1992 bis 2020

in %

Personengruppe 1992 1995 1999 2003 2007 2020

(Prognose)

Frauen, Deutschland 69,2 68,6 64,3 63,3 59,6

53,0

Frauen,
Westdeutschland
72,5 72,4 67,7 67,1 63,8

-

Frauen,
Ostdeutschland
39,3 44,8 46,2 43,4 36,7

-

1 In der Gruppe der 65-Jährigen und Älteren ohne Hinterbliebenenrenten für Deutschland.

Quellen: J. Flory: Gender Pension Gap. Entwicklung eines Indikators für faire Einkommensperspektiven von Frauen und Männern. Eine Untersuchung des Fraunhofer-Instituts für Angewandte Informationstechnik (FIT) für das Bundesministerium für Familie, Senioren, Frauen und Jugend, Sankt Augustin 2011, S. 13; sowie FIT: Prognose Gender Pension Gap 2020, Sankt Augustin 2012, S. 10.

Abbildung 1 (zurück zum Text)
Gender Pension Gaps1 nach Familienstand der Frau 2007

in %

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1 Für die 65-Jährigen und Älteren ohne Hinterbliebenenrenten.

Quellen: J. Flory: Gender Pension Gap. Entwicklung eines Indikators für faire Einkommensperspektiven von Frauen und Männern. Eine Untersuchung des Fraunhofer-Instituts für Angewandte Informationstechnik (FIT) für das Bundesministerium für Familie, Senioren, Frauen und Jugend, St. Augustin 2011, S. 14-15.

Tabelle 2 (zurück zum Text)
Verschiedene Gender Pension Gaps SOEP 20101

in %

Altersgruppe Individueller

Pension

Gap 1

Individueller

Pension

Gap 2

Individueller

Pension

Gap 3

Haushalts-

bezogener

Pension Gap

65 bis 69 Jahre 48,3 50,7 41,2 10,3
70 bis 74 Jahre 53,2 55,8 46,3 12,5
75 bis 79 Jahre 59,9 61,8 45,7 15,8
80 Jahre und älter 64,6 67,3 40,0 15,7
65 Jahre und älter 56,1 58,5 42,8 13,6

1 Individueller GPG 1: Nur Altersrenten;
  Individueller GPG 2: Altersrenten + Betriebsrenten + Private Renten;
  Individueller GPG 3: Altersrenten + Betriebsrenten + Privatrenten + Hinterbliebenenrenten;
  Haushaltsbezogener GPG: Haushaltsnettoäquivalenzeinkommen (mit neuer OECD-Skala als
  Basis; d.h. Haushaltsvorstand: 1,0, weiteres
  Haushaltsmitglied ab 15 Jahren: 0,5 und weiteres Haushaltsmitglied bis unter 15 Jahren: 0,3,
  vgl. http://www.oecd.org/dataoecd/61/52/35411111.pdf (4.4.2012).

Quellen: Eigene Berechnungen.

Tabelle 3 (zurück zum Text)
Weitere Pension Gaps SOEP 2010
Jeweils 65 Jahre und älter in %
Gruppen Individueller

Pension

Gap 1

Individueller

Pension

Gap 2

Individueller

Pension

Gap 3

Haushalts-

bezogener

Pension Gap

Ost- versus

Westdeutsche

9,4 14,9 15,9 21,1
Ausländer versus Deutsche 52,4 53,2 50,3 33,1
Unqualifizierte versus Qualifizierte 52,7 55,1 41,8 28,4

Anmerkungen: unqualifiziert = maximal Hauptschulabschluss, qualifiziert = höherer Bildungsabschluss als Hauptschulabschluss.

Zu den verschiedenen Gap-Definitionen:
Individueller GPG 1: Nur Altersrenten;
Individueller GPG 2: Altersrenten + Betriebsrenten + Private Renten;
Individueller GPG 3: Altersrenten + Betriebsrenten + Privatrenten + Hinterbliebenenrenten;
Haushaltsbezogener GPG: Haushaltsnettoäquivalenzeinkommen (mit neuer OECD-Skala als Basis; d.h. Haushaltsvorstand: 1,0, weiteres Haushaltsmitglied ab 15 Jahren: 0,5 und weiteres Haushaltsmitglied bis unter 15 Jahren: 0,3,
vgl. http://www.oecd.org/dataoecd/61/52/35411111.pdf (4.4.2012).

Quelle: Eigene Berechnungen.

  • 1 Vgl. J. Flory: Gender Pension Gap. Entwicklung eines Indikators für faire Einkommensperspektiven von Frauen und Männern. Eine Untersuchung des Fraunhofer-Instituts für Angewandte Informationstechnik (FIT) für das Bundesministerium für Familie, Senioren, Frauen und Jugend (BMFSFJ), St. Augustin 2011, S. 24-25; und FIT: Prognose Gender Pension Gap 2020, Sankt Augustin 2012. Zur Anwendung des Konzeptes vgl. auch A. Rasner: Mind the Gap! Einbeziehung internationaler Benchmarks bei der Beurteilung der geschlechtsspezifischen Rentenlücke in Deutschland, in: Deutsche Rentenversicherung, 61. Jg. (2006), H. 11-12, S. 737-754; und A. Rasner: How to close the gender pension gap in Germany, Terry Sanford Institute of Public Policy, Duke University, April 2005, S. 6-7.

  • 2 Vgl. hierzu auch die Antwort der Bundesregierung auf die Kleine Anfrage der Abgeordneten Yvonne Ploetz et al., Bundestags-Drucksache 17/8928 vom 26.3.2012, S. 4.

  • 3 Vgl. FIT: Prognose Gender Pension Gap 2020, a.a.O.

  • 4 Vgl. Bundesagentur für Arbeit: Arbeitsmarkt in Zahlen, Monats-/Jahreszahlen: Arbeitslosigkeit im Zeitverlauf, Nürnberg, März 2012, Tabelle 2.2.1.

  • 5 Vgl. hierzu z.B. A. Ammermüller, A. M. Weber: Educational Attainment and Return to Education in Germany. An Analysis by Subject of Degree, Gender and Region, ZEW-Diskussionspapier, Nr. 05-17, Mannheim 2005.

  • 6 J. Flory, a.a.O., S. 25.

  • 7 Vgl. hierzu z.B. Statistisches Bundesamt: Verdienstunterschiede zwischen Männern und Frauen 2006-2011, Wiesbaden 2012.

  • 8 Bericht der Sachverständigenkommission an das BMFSFJ für den Achten Familienbericht: Zeit für Familie. Familienpolitik als Chance einer nachhaltigen Familienpolitik, Berlin 2012, S. 43.

  • 9 Vgl. hierzu - für verschiedene Biografiemuster von Frauen - BMFSFJ: Biografiemuster und Alterseinkommensperspektiven von Frauen, Berlin Juli 2011, S. 11-17.

  • 10Vgl. hierzu J. Faik, T. Köhler-Rama: Frauen in der gesetzlichen Rentenversicherung, in: Wirtschaftsdienst, 91. Jg. (2011), H. 1, S. 61-67.

  • 11 Vgl. Bundesregierung: Erster Gleichstellungsbericht: Neue Wege - Gleiche Chancen. Gleichstellung von Frauen und Männern im Lebensverlauf, Bundestags-Drucksache 17/6240 vom 16.6.2011, S. 209-213. Vgl. in diesem Kontext auch B. Riedmüller, U. Schmalreck: Eigenständige Alterssicherung von Frauen. Bestandsaufnahme und Handlungsbedarf, Expertise im Auftrag der Abteilung Wirtschafts- und Sozialpolitik der Friedrich-Ebert-Stiftung, Bonn 2011, S. 6-9.

  • 12Vgl. BMFSFJ, a.a.O., S. 12.

  • 13 Vgl. TNS Infratest Sozialforschung: Alterssicherung in Deutschland 2007 (ASID '07), Zusammenfassung wichtiger Untersuchungsergebnisse, Berlin 2008, S. 128.

  • 14Vgl. Bundesministerium für Arbeit und Soziales (BMAS): Lebenslagen in Deutschland. Der 3. Armuts- und Reichtumsbericht der Bundesregierung, Berlin 2008, S. 35 (Angaben bezogen auf Ende 2006).

  • 15 Vgl. J. Goebel, M. M. Grabka: Entwicklung der Altersarmut in Deutschland, SOEPpaper 378, Berlin 2011, S. 8; vgl. auch J. Goebel, M. M. Grabka: Zur Entwicklung der Altersarmut in Deutschland, in: DIW-Wochenbericht, 25/2011, S. 3-16, hier S. 7.

  • 16 Zum Teil eigene Berechnungen auf Basis von Deutsche Rentenversicherung Bund: Rentenversicherung in Zeitreihen, Berlin 2011, S. 175, S. 187 und S. 226; sowie Deutsche Rentenversicherung: Rentenversicherung in Zahlen 2011, Berlin 2011, S. 50.

  • 17 Vgl. J. Choi: The Role of Derived Rights for Old-age Income Security of Women, OECD Social, Employment and Migration Working Papers 43, Paris 2006, S. 26.

  • 18 Vgl. hierzu TNS Infratest Sozialforschung, a.a.O., S. 115-116.

  • 19 A. Rasner: How to close the gender pension gap in Germany, a.a.O., S. 6-7.

  • 20 Vgl. J. Flory, a.a.O., S. 15.

  • 21 Der Eckrentner ist ein Konstrukt zur Messung der Leistungsfähigkeit des Rentensystems, weil er bemisst, wie hoch die Rente eines Versicherten ausfällt, der 45 Jahre lang voll gearbeitet und durchschnittlich verdient hat; vgl. Deutsche Rentenversicherung Bund, a.a.O., S. 316 und S. 329.

  • 22 Eigene Berechnungen auf Basis von Deutsche Rentenversicherung, a.a.O., S. 40-47.

  • 23 Vgl. Antwort der Bundesregierung auf die Große Anfrage der Fraktion Bündnis 90/Die Grünen zur Altersarmut in Deutschland, Bundestags-Drucksache 17/6317 vom 29.6.2011, S. 11.

  • 24Vgl. hierzu etwa A. Gunkel: Regierungsdialog Rente: Zuschuss-Rente und Kombi-Rente, 7. aktuelles Presseseminar der Deutschen Rentenversicherung Bund, 26. und 27.10.2011 in Würzburg; online verfügbar unter http://www.deutsche-rentenversicherung-bund.de/cae/servlet/contentblob/152002/publicationFile/24563/datei_rede_gunkel.pdf;jsessionid=2FD7B70C7C040F852036249EC273F621.cae02 (4.4.2012).

  • 25 Vgl. S. Kohaut, I. Möller: Vereinbarungen zur Chancengleichheit: Kaum Fortschritte bei der betrieblichen Förderung, IAB-Kurzbericht 26/2009, S. 4.

  • 26 Vgl. beispielhaft J. Esser, S. C. Dietrich: Abschlussbericht des Forschungsvorhabens Metall- und Elektroindustrie: Zustand und Entwicklung der betrieblichen Altersvorsorge, gefördert von der Hans-Böckler-Stiftung, Frankfurt a.M. 2004, S. 4.

  • 27Genannt werden können beispielsweise folgende Indikatoren: "At risk of poverty rate" (Indikatoren SI-P1 und SI-S1), "Persisent at risk of poverty rate" (Indikator SI-P2), "Population living in jobless households" (Indikatoren 5 und SI-P5), "Poverty risk by household type" (Indikator SI-S1a), "Poverty risk by the work intensity of households" (Indikator SI-S1b), "Poverty risk by most frequent activity status" (Indikator SI-S1c), "Poverty risk by accommodation tenure status" (Indikator SI-S1d), "Dispersion around the at-risk-of-poverty threshold" (Indikator SI-S1e), "At-risk-of-poverty rate of older people" (Indikatoren PN-P1 und PN-S1), "Median relative income of elderly people" (Indikatoren PN-P2 und PN-S2), "Aggregate replacement ratio" (Indikatoren 7b, PN-P3 und PN-S3), "Risk of poverty of pensioners" (Indikator PN-S6) oder "At risk of poverty rate anchored at a fixed moment in time (2005)" (Indikator 9). Vgl. European Commission: Portfolio of Overarching Indicators and Streamlined Social Inclusion, Pensions, and Health Portfolios, April 2008 Update, Brüssel 2008, S. 6-33.

  • 28 Die Bundesregierung distanziert sich bereits von dem Index. Sie weist darauf hin, dass "eine amtliche Definition für den sogenannten Gender Pension Gap nicht existiert" und dass er "keine Rückschlüsse auf die Wohlstandsposition von Frauen im Alter oder die Gefahr von Altersarmt zulässt." (Antwort der Bundesregierung auf die Kleine Anfrage von Yvonne Ploetz et al., Bundestags-Drucksache 17/9117 vom 26.3.2012, S. 4).


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