Reformen des Bürgergeldes aus Sicht der Bevölkerung

2.1 Akzeptanz von Reformszenarien

Das Ziel der Befragung war, die Zustimmung zu verschiedenen Reformelementen mittels einer sogenannten Vignettenstudie zu untersuchen. Eine Vignettenstudie ist ein empirisches Erhebungsdesign, bei dem den Befragten kurze, systematisch variierte Beschreibungen hypothetischer Szenarien – sogenannte Vignetten – vorgelegt werden, um im Anschluss die Bewertungen oder Entscheidungen in Abhängigkeit von den inhaltlichen Merkmalen dieser Szenarien zu analysieren. Zwar hebt eine Reihe von Studien potenzielle Probleme der Messung subjektiver Einstellungen mittels Umfragen hervor (vgl. zum Beispiel Bertrand und Mullainathan 2001). Doch Vignettenstudien sind eine etablierte Methode der sozialwissenschaftlichen Forschung (vgl. zum Beispiel Bechtel und Scheve 2013 und Maestas et al. 2023), und sie haben gegenüber herkömmlichen Befragungsexperimenten mehrere Vorteile. Zum einen lassen sich mehrere Attribute einer Entscheidungssituation variieren und die relative Wichtigkeit der Attribute erfassen. Es konnte gezeigt werden, dass diese hypothetischen Entscheidungen mit in realen Situationen getroffenen Entscheidungen übereinstimmen (Hainmüller et al. 2015). Zum anderen reduzieren Vignettenexperimente mögliche Verzerrungen durch (sozial) erwünschte Antworten („Social desirability bias“ und „Experimenter demand effect“, vgl. Horiuchi, Markovich und Yamamoto 2022). Für die Teilnehmenden ist aufgrund der Vielzahl der (zufällig variierenden) Vignettenattribute meist nicht klar ersichtlich, auf welche davon sich das Augenmerk der Versuchsleitenden konzentriert und welche Reaktionen folglich „erwartet“ oder „erwünscht“ wären.^[4]

In unserer Studie haben wir die Teilnehmenden zufällig in zwei Gruppen eingeteilt. In der „Input”-Gruppe wurden die Teilnehmenden mit verschiedenen Varianten einer Bürgergeldreform konfrontiert, das heißt mit den institutionellen Rahmenbedingungen einer Reform beziehungsweise dem „Input“ einer Reform. In der „Output”-Gruppe erhielten die Teilnehmenden Vignetten, die mögliche Auswirkungen einer Bürgergeldreform unter anderem auf den Arbeitsmarkt und die Staatsausgaben, also auf das Ergebnis beziehungsweise den „Output“ einer Reform darstellten.

Die Aufteilung in eine Input- und eine Output-Gruppe erfolgte vor allem, um die kognitive Belastung der Befragten möglichst gering zu halten. Variierte man alle institutionellen Merkmale (zum Beispiel Transferentzugsrate und Sanktionsregelungen) und alle gesamtgesellschaftlichen Effekte (zum Beispiel Armutsquote und Staatsausgaben) innerhalb einer Vignette, so nähme die Komplexität der Szenarien stark zu, was die Teilnehmenden möglicherweise überfordern würde. Dies könnte zu Verzerrungen führen, weil Befragte dann unüberlegt antworteten, statt sorgfältig abzuwägen. Zwar kann die Akzeptanz bestimmter Reformen (Input) von den erwarteten Folgen (Output) beeinflusst sein, doch der Fokus dieser Studie liegt auf den Trade-offs innerhalb der beiden Attributsgruppen, also darauf, wie einzelne institutionelle Merkmale und mögliche Konsequenzen jeweils relativ zueinander bewertet werden.

In beiden Gruppen bekamen die Teilnehmenden in fünf Entscheidungssituationen jeweils zwei Reformszenarien präsentiert, die sich in fünf Attributen unterscheiden. Sie wurden gebeten, die jeweils dargestellten Alternativen auf einer 11-stufigen Likert-Skala von –5 (eindeutig dagegen) bis +5 (eindeutig dafür) zu bewerten. Hainmüller, Hangartner und Yamamoto (2015) zeigen, dass ein Design, bei dem den Probanden zwei Alternativen präsentiert werden und sie diese ohne Entscheidungszwang bewerten (Paired-Conjoint-Design ohne Entscheidungszwang), die höchste Aussagekraft für reales Verhalten hat. Der genaue Wortlaut der Bewertungsskala war wie folgt:

Sind Sie für oder gegen die Einführung der jeweiligen Alternativen? Bitte geben Sie Ihre Antwort auf der folgenden Skala an, die von „definitiv dagegen“ (–5) bis „definitiv dafür“ (+5) reicht.

Wie im Folgenden für beide Gruppen beschrieben, kann jedes Attribut unterschiedliche Ausprägungen annehmen. Die fünf Attribute eines Reformszenarios wurden den Teilnehmenden in tabellarischer Form dargestellt. Jedes Szenario bestand aus zufällig gezogenen Attributwerten. Es wurde sichergestellt, dass eine Person ein Szenario nicht mehrfach sah. Um Reihenfolgeeffekte auszuschließen, wurde die Reihenfolge variiert, in der die Attribute den Teilnehmenden präsentiert wurden (wobei die Reihenfolge auf Ebene der einzelnen teilnehmenden Person in den fünf Entscheidungssituationen konstant blieb).

Wichtig ist, dass den Teilnehmenden kein explizites Referenzszenario für die Bewertung der Vignetten angegeben wurde. Allerdings ergibt sich der Status quo als Referenzszenario in der Output-Gruppe automatisch, da die Attributausprägungen (die Folgen der Reform) relativ zum Status quo zum Zeitpunkt der Umfrage formuliert sind (Attributsausprägung „bleibt/bleiben gleich“). In der Input-Gruppe (Reformelemente) hingegen werden keine Angaben zu einem bestimmten Vergleichsszenario gemacht. Stattdessen sollten die Teilnehmenden die angezeigten hypothetischen Reformalternativen mit deren institutionellen Merkmalen je für sich genommen bewerten, statt sie nur mit einer bestimmten Ausgangssituation zu vergleichen (für eine detailliertere Illustration des Vignettendesigns vgl. den Fragebogen in Anhang A1).^[5]

2.2 Soziodemografische Merkmale und Einstellungen

Um Unterschiede in der Reformzustimmung zwischen Bevölkerungsgruppen zu untersuchen, erheben wir die Region, in der die Befragten leben, deren Alter, Geschlecht, Bildung, Familienstand, Haushaltseinkommen, Haushaltsgröße, die Zahl der im Haushalt lebenden Kinder, den Bezug einkommensabhängiger staatlicher Unterstützung, das Geburtsland und wie häufig sie Nachrichten konsumieren. Darüber hinaus fragen wir die Teilnehmenden nach persönlichen Einstellungen wie ihrer politischen Orientierung, ihrem Vertrauen zu Politiker:innen und zur Regierung, ihrem Vertrauen zu wissenschaftlichen Expert:innen, nach ihrer Unterstützung für (staatliche) Umverteilung sowie für staatliche Eingriffe in die Wirtschaft, nach ihrer Einstellung zu den vier Gerechtigkeitsprinzipien (Gleichheit, Bedürftigkeit, Leistung, Anspruch) und nach ihrer Einschätzung zu den Ursachen von Reichtum (Reichtum der Eltern und glücklicher Zufall oder eigene Leistung). Abschließend fragen wir die Teilnehmenden noch, ob sie die Umfrage als politisch neutral oder einer politischen Richtung zugeneigt empfinden.

2.3 Stichprobe

Die Umfrage wurde im Zeitraum vom 1. bis 23. August 2023 online durchgeführt. Insgesamt haben 5.500 Personen im Alter ab 18 Jahren teilgenommen. Die Stichprobe wurde hinsichtlich der Merkmale Alter, Geschlecht und Bundesland repräsentativ für die erwachsene Bevölkerung in Deutschland quotiert (wobei wir auf eine komplizierte Kreuzquotierung verzichtet haben). Die deskriptiven Statistiken der Stichprobe im Vergleich zur Gesamtbevölkerung sind in Tabelle A1 (siehe Anhang A2) dargestellt. Da die Bevölkerungswerte nicht ausschließlich auf Personen ab 18 Jahren bezogen sind, kann dies kleine Unterschiede in den Merkmalen erklären. Diese Abweichungen dürften jedoch die Aussagekraft der Ergebnisse nicht wesentlich beeinträchtigen. Eine genauere Analyse der Heterogenität nach demografischen Merkmalen erfolgt in Abschnitt 5.1.

Eine mögliche Einschränkung der Verallgemeinerbarkeit unserer Ergebnisse ergibt sich aus der potenziellen Selektivität der Stichprobe. Das Befragungsunternehmen Dynata hat die Befragung programmiert, an seinen bestehenden Proband:innenpool gesendet und repräsentativ nach Alter, Geschlecht und Bundesland quotiert. Die Teilnahme an der Studie wurde gemäß den Richtlinien der Umfragefirma vergütet.^[7] Bei dem Proband:innenpool handelt es sich um ein Onlinepanel – und daraus könnten sich Unterschiede zwischen unserer Stichprobe und der Grundgesamtheit bezüglich einiger unbeobachteter Charakteristiken ergeben. Dabei handelt es sich um ein generelles Problem von Onlineumfragen. Es ist beispielsweise denkbar, dass die Teilnehmenden im Durchschnitt eine höhere Medienaffinität aufweisen, was wiederum mit anderen Charakteristiken (beispielsweise Nachrichtenkonsum oder Teilnahme an politischen Diskussionen im Internet) korrelieren könnte, die potenziell die Präferenzen für die Ausgestaltung des Grundsicherungssystems beeinflussen. Zwar wird eine Reihe persönlicher Charakteristiken erfragt und es können über Heterogenitätsanalysen Zusammenhänge dieser Charakteristiken mit der Befürwortung bestimmter Grundsicherungsreformen gezeigt werden, doch es lässt sich nicht ausschließen, dass unbeobachtete Unterschiede die Ergebnisse beeinflussen.

Selektionseffekte können allerdings auch durch die konkrete Art der Rekrutierung entstehen. Wird zum Beispiel das Thema der Umfrage in der Einladung zur Teilnahme erwähnt, so liegt es nahe, dass eher Personen teilnehmen, die an dem Thema überdurchschnittlich interessisert sind. Eine solche Stichprobe könnte sich im Durchschnitt in den Präferenzen für die Ausgestaltung des Grundsicherungssystems von der Grundgesamtheit unterscheiden. Dynata verschickt jedoch keine themenspezifischen Einladungen für einzelne Studien, sondern weist die Teilnehmenden des bestehenden Onlinepanels zufällig (den Projektanforderungen entsprechend beispielsweise mit Geschlechter- und Altersquoten versehen) über einen sogenannten Router einer Umfrage zu. Die Einladungen sind generisch formuliert und erwähnen die erwartete Bearbeitungsdauer und die Vergütung. Über das Thema der Umfrage wird nur sehr allgemein informiert (in unserem Fall wussten die Teilnehmenden, dass die Umfrage „soziale Themen“ betrifft). Eine Selektivität der Stichprobe hinsichtlich eines spezifischen Interesses am Bürgergeldsystem erscheint demnach unwahrscheinlich.

Zu Beginn der Umfrage mussten die Teilnehmenden einen Aufmerksamkeitstest bestehen, um die Umfrage fortsetzen zu können (vgl. Frage 6 in Anhang A1).^[8] Wer den Aufmerksamkeitstest nicht bestand, wurden direkt ausselektiert. Der im Folgenden analysierte Datensatz beinhaltet lediglich Personen, die den Aufmerksamkeitstest bestanden und alle relevanten Fragen beantwortet haben.^[9]

Im Durchschnitt benötigten die Befragten, die der Input-Version des Experiments zugeteilt wurden, etwa 13,6 Minuten, um die Umfrage vollständig zu bearbeiten, während die Befragten der Output-Version im Durchschnitt etwa 11 Minuten benötigten. Dieser Unterschied scheint plausibel, da die Auseinandersetzung mit konkreten Reformelementen im Allgemeinen vermutlich mehr Bedenkzeit erfordert als die Auseinandersetzung mit groben Reformauswirkungen. Die durchschnittliche Bearbeitungszeit der schnellsten 25 Prozent beider Gruppen ist allerdings nahezu identisch und liegt bei etwa 4,8 Minuten in der Input-Gruppe und 4,7 Minuten in der Output-Gruppe. Damit benötigten die schnellsten 25 Prozent der Stichprobe deutlich weniger als die Hälfte der durchschnittlichen Bearbeitungszeit. Um sicherzugehen, dass mögliche Unaufmerksamkeiten dieser Gruppe unsere Ergebnisse nicht maßgeblich beeinflussen, prüfen wir zusätzlich die Robustheit unserer Hauptergebnisse unter Ausschluss der schnellsten 25 Prozent der Stichprobe (siehe Anhang A3, Tabellen A2 und A5).

4.1 Reformakzeptanz in der Bevölkerung, Input-Version

Tabelle 3a zeigt die Ergebnisse der Regression (1) für die Input-Version unseres Vignettenexperiments. Die jeweiligen Ausprägungen der Attribute, die als Referenzkategorie für die Effektgrößen verwendet werden, sind eine Transferentzugsrate von 100 Prozent, eine Berücksichtigung von Kindern beim Zuverdienst, ein Schonvermögen von 0 Euro, Leistungskürzungen von 0 Prozent und eine Zusammenlegung von Sozialleistungen.

Im Vergleich zu einer Transferentzugsrate von 100 Prozent werden Reformvorschläge mit niedrigeren Transferentzugsraten im Durchschnitt besser bewertet. Beispielsweise ist bei einer Transferentzugsrate von 60 Prozent die Wahrscheinlichkeit, dass eine Reformalternative positiv bewertet wird, um mehr als 9 Prozentpunkte höher. Da Reformalternativen mit einer Transferentzugsrate von 100 Prozent im Durchschnitt mit einer Wahrscheinlichkeit von 35 Prozent bevorzugt werden, entspricht dies einer Erhöhung der Zustimmungswahrscheinlichkeit um rund ein Viertel. Darüber hinaus werden Reformvorschläge mit geringeren Transferentzugsraten für Eltern mit Kindern bevorzugt. Die Zustimmungswahrscheinlichkeit erhöht sich hier um 4,3 Prozentpunkte.

Reformen mit einem höheren Schonvermögen werden besser bewertet als die Referenzkategorie (Schonvermögen von 0 Euro). Reformvorschläge mit einem Schonvermögen von 15.000 Euro werden mit einer um mehr als 8 Prozentpunkte höheren Wahrscheinlichkeit positiver bewertet als die Referenzkategorie. Allerdings deutet der leichte Rückgang der Regressionskoeffizienten für Schonvermögen über 15.000 Euro darauf hin, dass höhere Schonvermögen die Zustimmung nicht weiter erhöhen.

Leistungskürzungen im Fall von Pflichtverletzungen wirken sich (im Vergleich zu keinen Kürzungen) positiv auf die Bewertung der Reformszenarien aus. Wird das Bürgergeld als Sanktionsmaßnahme um 30 Prozent gekürzt, erhöht dies die Wahrscheinlichkeit, dass eine Reformvariante positiv bewertet wird, um 6,4 Prozentpunkte. Dies entspricht einer Erhöhung der Zustimmungswahrscheinlichkeit um 12 Prozent.

Unsere Ergebnisse deuten darauf hin, dass das Attribut „Zusammenlegung von Sozialleistungen“ für die Befragten relativ unbedeutend ist, da die Bewertung der Reform im Durchschnitt nicht von der Ausprägung dieses Attributs abhängt. Allerdings ist bei der Interpretation dieses Ergebnisses zu berücksichtigen, dass der Nulleffekt durch die hohe Abstraktheit des Attributs zu erklären sein könnte. Selbst wenn den Befragten erläutert wurde, dass eine Zusammenlegung des Bürgergeldes mit dem Wohngeld und dem Kinderzuschlag der Vereinfachung des Systems sowie dem Bürokratieabbau dienen würde, kann man nicht davon ausgehen, dass Wohngeld und Kinderzuschlag allgemein bekannte Sozialleistungen sind. Der Wissensstand der Befragten hinsichtlich dieser beiden Sozialleistungen wurde nicht erhoben. Wir können daher nicht ausschließen, dass eine ausführlichere Erläuterung der Vorzüge einer Zusammenlegung von Sozialleistungen dazu geführt hätte, dass die Befragten eine solche Zusammenlegung positiv bewerten.

Abschließend ermitteln wir den beliebtesten Reformvorschlag und vergleichen ihn mit dem Status quo sowie mit dem aus der Wachstumsinitiative der Bundesregierung abgeleiteten Reformvorschlag (siehe Tabelle 3b). Die Ausprägungen der beliebtesten Ausgestaltung sind eine Transferentzugsrate von 60 Prozent, die Berücksichtigung von Kindern, Sanktionen im Fall von Pflichtverletzungen in Höhe von 30 Prozent, die Zusammenlegung von Sozialleistungen und ein Schonvermögen von 15.000 Euro. Wie in Abschnitt 2 dargestellt, liegt die Transferentzugsrate im Status quo bei ungefähr 80 Prozent. Die Wachstumsinitiative der Bundesregierung sieht eine niedrigere Transferentzugsrate vor; wir nehmen hierfür 70 Prozent an. Gleichzeitig sollen die Sanktionen im Fall von Pflichtverletzungen von 10 Prozent des Regelsatzes (bei erstmaliger Pflichtverletzung) auf 30 Prozent angehoben werden.

Auch wenn Leistungsbeziehende mit Kindern hinsichtlich der Zuverdienstmöglichkeiten bereits bessergestellt sind, wird dennoch eine Ausweitung gefordert. Deshalb definieren wir den Status quo hinsichtlich der Berücksichtigung von Kindern so, dass diese nicht berücksichtigt werden. Die Wachstumsinitiative sieht eine solche Änderung ebenfalls nicht vor. Ebenso unterscheiden sich der Status quo und der Reformvorschlag der Bundesregierung nicht wesentlich hinsichtlich des Schonvermögens oder der Zusammenlegung von Sozialleistungen. Der Reformvorschlag sieht lediglich eine Verkürzung der Karenzzeit vor, weshalb für beide Alternativen ein Schonvermögen von 15.000 Euro definiert wird. Auch eine Zusammenlegung der Sozialleistungen ist weder im Status quo gegeben noch im Reformvorhaben der Bundesregierung vorgesehen.

Insgesamt ergibt sich aus unserem Vignettenexperiment, dass der so definierte Status quo des Bürgergeldes im Durchschnitt mit einer Wahrscheinlichkeit von 49 Prozent befürwortet wird. Im Vergleich dazu erhöht der Reformvorschlag der Bundesregierung die Zustimmungswahrscheinlichkeit in der Bevölkerung um 2,5 Prozentpunkte auf 51,5 Prozent. Eine deutlich stärkere Zustimmung ergibt sich für die beliebteste Reformalternative. Im Vergleich zum Status quo erhöht diese die Zustimmungswahrscheinlichkeit um fast 10 Prozentpunkte (oder knapp 20 Prozent) auf insgesamt 58,9 Prozent. Zusammenfassend lässt sich also sagen, dass der Reformvorschlag der Bundesregierung im Vergleich zum Status quo die Zustimmung in der Bevölkerung auf mehr als 50 Prozent erhöhen würde. Im Vergleich zur populärsten Reformvariante zeigt sich jedoch, dass sich die Zustimmung in der Bevölkerung noch weiter steigern ließe. Vor allem eine geringere Transferentzugsrate und eine stärkere Berücksichtigung von Kindern bei den Zuverdienstmöglichkeiten erscheinen hierfür als ausschlaggebend.

4.2 Relative Wichtigkeit der Attribute, Input-Version

Tabelle 4 zeigt die relative Bedeutung der einzelnen Attribute. Die partiellen Korrelationen deuten darauf hin, dass den Befragten die Höhe der Transferentzugsrate am wichtigsten ist, gefolgt von der Berücksichtigung von Kindern bei der Höhe der Transferentzugsrate, den Leistungskürzungen im Fall von Pflichtverletzungen und schließlich der Höhe des Schonvermögens. Ob das Bürgergeld mit anderen Sozialleistungen zusammengelegt wird, scheint bei der Bewertung einer Reform eine vernachlässigbare Rolle zu spielen. Wie erläutert, ist auch hier zu berücksichtigen, dass die Befragten dem etwas abstrakten Attribut „Zusammenlegung von Sozialleistungen“ womöglich mehr Bedeutung beigemessen hätten, wenn man ihnen die Vorzüge einer Zusammenlegung mit Wohngeld und Kinderzuschlag näher erläutert hätte, ebenso wie die Gründe, aus denen die Zusammenlegung gerade mit diesen beiden Sozialleistungen dem Bürokratieabbau zuträglich sein könnte.

4.3 Reformakzeptanz in der Bevölkerung, Output-Version

Tabelle 5a zeigt die Regressionsergebnisse aus Gleichung (1) für die Output-Version des Vignettenexperiments. Es wird untersucht, ob sich die Zustimmung verändert, wenn eine Variable zu- oder abnimmt, relativ zur Konstanz eines Attributes. Die Ergebnisse lassen sich wie folgt zusammenfassen: Ein Rückgang der sozialversicherungspflichtigen Beschäftigung wirkt sich negativ auf die Bewertung der Reformalternativen aus, ein Anstieg erhöht die Zustimmung. Die Wahrscheinlichkeit, dass eine Reformalternative mit sinkender Beschäftigung positiv bewertet wird, ist um 5 Prozentpunkte (etwa 10 Prozent) geringer als bei Reformen mit konstanter Beschäftigung. Ebenso werden Reformvorschläge bevorzugt, welche die Erwerbsbeteiligung von Frauen erhöhen (und solche eher abgelehnt, die sie senken). Ein Anstieg der Zahl der Bürgergeldempfänger:innen senkt die Zustimmung, ein Rückgang erhöht sie.

Reformen, die mit einem geringeren Armutsrisiko einhergehen, werden gegenüber solchen mit konstantem Armutsrisiko bevorzugt; Reformen mit steigendem Armutsrisiko werden signifikant schlechter bewertet. Der Effekt beträgt hier –8 (bei „steigt“) beziehungsweise +4 (bei „sinkt“) Prozentpunkte. Während eine Reduktion der Kosten für den Staatshaushalt keinen signifikanten Einfluss auf die Bewertung der Reform hat, senkt eine Erhöhung der Kosten die Zustimmungswahrscheinlichkeit (im Vergleich zu konstanten Kosten) um 4 Prozentpunkte.

Analog zu Abschnitt 4.1 ermitteln wir auch hier die beliebteste Reform und vergleichen sie mit dem Status quo (siehe Tabelle 5b).^[12] Dabei wird der Status quo für jedes Attribut naturgemäß durch die Ausprägung „bleibt etwa gleich“ abgebildet. Wenig überraschend ist die Zusammensetzung der Auswirkungen der präferierten Reformalternative: Im Durchschnitt wird eine Reform dann am stärksten befürwortet, wenn sie die Beschäftigung und die Erwerbsbeteiligung von Frauen erhöht und die Zahl der Bürgergeldempfänger:innen, das Armutsrisiko und die öffentlichen Kosten reduziert. Während der Status quo eine Zustimmungswahrscheinlichkeit von 53,5 Prozent aufweist, erhöhen die populärsten Reformwirkungen zusammen die Zustimmungswahrscheinlichkeit auf 66,2 Prozent. Dies entspricht einer deutlichen Steigerung von 12,7 Prozentpunkten oder rund 24 Prozent.

4.4 Relative Wichtigkeit der Attribute, Output-Version

Tabelle 6 zeigt (analog zu Tabelle 4 für die Input-Version) die Ergebnisse der Analyse der relativen Wichtigkeit der Attribute mittels partieller Korrelation. Für die Output-Version des Vignettenexperiments zeigt Tabelle 6, dass für die Befragten die Wirkung der Reform auf das Armutsrisiko das wichtigste Attribut für die Bewertung der Reform darstellt, gefolgt von der Wirkung auf die Erwerbsbeteiligung von Frauen und die sozialversicherungspflichtige Beschäftigung insgesamt. Die Auswirkungen der Reform auf die Kosten für den Staatshaushalt und die Zahl der Bürgergeldempfänger:innen spielen im Vergleich zu den anderen Attributen eine etwas geringere Rolle in der Bewertung.

5.1 Heterogenität nach demografischen Merkmalen

Im Folgenden fassen wir die Unterschiede in der Zustimmung zu verschiedenen Reformvorschlägen und Reformeffekten in Abhängigkeit von den Merkmalen Geschlecht, Alter, Bildung, Haushaltseinkommen und Familienstand zusammen. Geschätzt haben wir die Ergebnisse durch eine Erweiterung der Regression aus Gleichung (1) um Interaktionsterme, welche die Wechselwirkungen zwischen den einzelnen Ausprägungen jedes Attributs und dem entsprechenden demografischen Merkmal erfassen.

Hinsichtlich des Geschlechts der Befragten lassen sich zwei Unterschiede in der Zustimmung zu den hypothetischen Reformvorschlägen feststellen. Zum einen bewerten sowohl Männer als auch Frauen Reformen mit positiven Schonvermögen positiver als Reformen ohne Schonvermögen, Männer reagieren jedoch stärker positiv auf höhere Schonvermögen. Zum anderen reagieren männliche Befragte im Durchschnitt weniger positiv auf Leistungskürzungen im Fall von Pflichtverletzungen. Hinsichtlich der Reformwirkungen lässt sich nur ein Unterschied feststellen: Männliche Befragte bewerten Reformen, die zu mehr Beschäftigung führen, stärker positiv.

Einen weiteren Einfluss auf die Bewertung der Höhe des Schonvermögen hat das Alter der Befragten. Je älter die Befragten sind, desto eher bewerten sie Reformen mit höherem Schonvermögen positiv als jüngere Befragte. Gleichzeitig messen sie bei den Reformwirkungen den Beschäftigungseffekten und der Frauenerwerbsbeteiligung eine höhere Bedeutung bei.

Bildung und Haushaltseinkommen der Befragten spielen ebenfalls eine signifikante Rolle bei der Bewertung der Reformvorschläge und der jeweiligen Auswirkungen der Reformen. So bewerten Personen mit höherer Bildung und höherem Haushaltseinkommen Reformen mit Leistungskürzungen tendenziell häufiger positiv als Befragte mit niedrigerer Bildung. Besonders deutlich ist der Einfluss des Bildungsniveaus auf die Zustimmung zu verschiedenen Reformwirkungen. Vergleichsweise höher gebildete Befragte sind weniger geneigt, Reformen zu befürworten, die zu höheren Kosten, geringerer Beschäftigung, geringerer Erwerbsbeteiligung von Frauen oder einem höheren Armutsrisiko führen. Auch wenn unsere Ergebnisse keine kausalen Schlussfolgerungen zulassen, deuten sie doch darauf hin, dass ein höheres Bildungsniveau mit einer größeren Sensibilität für die negativen Auswirkungen von Reformen einhergeht. Ebenso führen steigende Kosten bei Befragten mit höherem Haushaltseinkommen zu einer negativeren Bewertung der Reformen. Eine mögliche Erklärung hierfür ist, dass Haushalte mit höherem Einkommen die stärkere Belastung durch das progressive Steuersystem antizipieren.

Der Familienstand der Befragten spielt dagegen eine eher untergeordnete Rolle – mit den folgenden Ausnahmen: Hinsichtlich der Reformwirkungen bewerten verheiratete Befragte Reformen, die zu mehr Erwerbsbeteiligung von Frauen führen, seltener positiv. Die Zustimmungswahrscheinlichkeit zu Reformen, die zu einer geringeren Erwerbsbeteiligung von Frauen führen, steigt mit der Zahl der Kinder im Haushalt.

5.2 Heterogenität nach Einstellungen

Im Folgenden präsentieren wir die Unterschiede in der Zustimmung zu den Reformvorschlägen und den Reformwirkungen in Abhängigkeit von verschiedenen politischen und gesellschaftlichen Einstellungen der Befragten.

5.2.1 Politische Orientierung

Im Zuge der Befragung wurde den Teilnehmer:innen die folgende Frage gestellt: „In der Politik wird manchmal von „links“ und „rechts“ gesprochen. Wo würden Sie sich selbst auf der folgenden Skala einordnen, auf der –5 „sehr links“ und +5 „sehr rechts“ bedeutet?” Erweitert man Regression (1) um Interaktionsterme zwischen den einzelnen Ausprägungen jedes Attributs eines Reformvorschlags und der Variable, welche die politische Orientierung der Teilnehmer:innen misst, so lassen sich Heterogenitäten feststellen.

5.2.1.1 Unterschiede nach politischer Orientierung, Input-Version

Die Regressionsergebnisse für die Input-Version sind in Tabelle 7 zusammengefasst. Unterschiede nach politischer Orientierung zeigen sich für drei Attribute: die Transferentzugsrate (in den Tabellen und Abbildungen teilweise abgekürzt als TFE), die Berücksichtigung von Kindern und das Schonvermögen. Befragte, die sich politisch weiter rechts verorten, bewerten niedrigere Transferentzugsraten weniger positiv. Dies ist insofern überraschend, als niedrigere Transferentzugsraten stärkere Arbeitsanreize bedeuten, die typischerweise eher von rechts orientierten Politiker:innen befürwortet werden. Eine mögliche Erklärung könnte sein, dass einige rechts orientierten Befragte diesen Zusammenhang weniger gut verstehen und/oder dass sie weniger als linke Befragte gutheißen, wenn Bürgergeldempfänger:innen auch im Fall der Erwerbstätigkeit einen hohen Anteil ihrer Transfers behalten.

Gleichzeitig bewerten politisch weiter rechts stehende Befragte ein höheres Schonvermögen im Vergleich zu gar keinem Schonvermögen im Durchschnitt seltener positiv als linke Befragte. Reformvorschläge ohne Berücksichtigung von Kindern bewerten sie häufiger positiv.

Tabelle 7:

Bedeutung der Attributsausprägungen für die Reformakzeptanz (Input-Version), Heterogenität bezüglich politischer Orientierung (Interaktionsregression)

Variablen	Zustimmung
Transferentzugsrate (Referenzkategorie = 100 %)
90 %	0,0921***
	(0,0289)
80 %	0,0887***
	(0,0288)
70 %	0,134***
	(0,0301)
60 %	0,156***
	(0,0311)
Berücksichtigung Kinder (Referenzkategorie = ja)
Nein	–0,0806***
	(0,0189)
Schonvermögen (Referenzkategorie = 0 Euro)
7.500	0,119***
	(0,0321)
15.000	0,201***
	(0,0313)
30.000	0,162***
	(0,0325)
60.000	0,133***
	(0,0337)
Leistungskürzungen (Referenzkategorie = keine)
10 % des Bürgergeldes	0,0374
	(0,0273)
20 % des Bürgergeldes	0,0235
	(0,0270)
30 % des Bürgergeldes	0,0258
	(0,0289)
Zusammenlegung Sozialleistungen (Referenzkategorie = ja)
Nein	–0,00727
	(0,0191)
TFE * politische Orientierung
90 %	–0,0102**
	(0,00430)
80 %	–0,00565
	(0,00420)
70 %	–0,0103**
	(0,00443)
60 %	–0,0102**
	(0,00456)
Berücksichtigung Kinder * politische Orientierung
Nein	0,00599**
	(0,00280)
Schonvermögen * politische Orientierung
7.500	–0,00716
	(0,00472)
15.000	–0,0190***
	(0,00460)
30.000	–0,0133***
	(0,00474)
60.000	–0,0116**
	(0,00497)
Leistungskürzungen * politische Orientierung
10 % des Bürgergeldes	0,00289
	(0,00401)
20 % des Bürgergeldes	0,00552
	(0,00395)
30 % des Bürgergeldes	0,00616
	(0,00422)
Zusammenlegung Sozialleistungen * politische Orientierung
Nein	–0,000221
	(0,00279)
Konstante	0,351***
	(0,0114)
Beobachtungen	27.920
R-Quadrat	0,326
Anmerkung: OLS-Regression der Variable „Zustimmung“ (Variable, die den Wert 1 annimmt, wenn die jeweilige Vignette (strikt) positiv bewertet wurde) auf eine Dummy-Matrix, die alle Ausprägungen für jedes Attribut erfasst (wobei jeweils eine Referenzkategorie ausgelassen wird), und Interaktionsterme zwischen diesen Attributen und der Variable „politische Orientierung“ (Variable, die die Werte 1 („sehr links“) bis 11 („sehr rechts“) annehmen kann und die angegebene politische Orientierung der jeweiligen Befragten festhält), Standardfehler in Klammern nach Befragten geclustert, Signifikanzniveaus: *** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1. Quelle: eigene Zusammenstellung

Die jeweiligen Unterschiede nach politischer Orientierung führen jedoch nicht zu qualitativ unterschiedlichen Präferenzrelationen der politischen Gruppen („links“ und „rechts“) bezüglich der einzelnen Ausprägungen dieser Attribute. Abbildung 1 verdeutlicht dies. Es zeigt sich, dass trotz unterschiedlicher Zustimmungswahrscheinlichkeiten bei den Transferentzugsraten das Muster für beide Subgruppen gleichbleibt: Sowohl politisch rechts als auch politisch links orientierte Befragte bevorzugen im Durchschnitt geringere Transferentzugsraten.

Auch hinsichtlich des Schonvermögens und der Berücksichtigung von Kindern bleibt es trotz der Unterschiede dabei, dass beide Gruppen Reformvorschläge mit höherem Schonvermögen im Durchschnitt häufiger positiv bewerten als solche mit 0 Euro Schonvermögen und Reformvorschläge ohne Berücksichtigung von Kindern seltener positiv bewerten als solche mit. Der Unterschied in der Zustimmung beruht also vor allem darauf, dass politisch links orientierte Befragte stärkere Präferenzen für geringere Transferentzugsraten, höhere Schonvermögen und die Berücksichtigung von Kindern zeigen als politisch rechts orientierte Befragte, auch wenn die Präferenzrelationen als solche zwischen beiden Gruppen ähnlich sind.

Abbildung 1:

Bedeutung der Attributsausprägungen für die Reformakzeptanz (Input-Version), Vergleich der Koeffizienten nach politischer Orientierung (Split sample)

Quelle: eigene Darstellung

5.2.1.2 Unterschiede nach politischer Orientierung, Output-Version

Hinsichtlich der Reformwirkungen (Output-Version) zeigen sich Unterschiede nach politischer Orientierung für zwei Attribute: Frauenerwerbsbeteiligung und Armutsrisikoquote. Befragte, die sich politisch weiter links verorten, bewerten Reformen, die zu einem Rückgang der Frauenerwerbsbeteiligung führen, häufiger negativ. Gleichzeitig bewerten sie Reformen, die zu einer steigenden Armutsrisikoquote führen, seltener positiv und Reformen, die zu einer sinkenden Armutsrisikoquote führen, häufiger positiv als Befragte, die sich politisch weiter rechts verorten. Alle Ergebnisse dieser Untersuchung sind in Tabelle 8 zusammengefasst.

Tabelle 8:

Bedeutung der Attributsausprägungen für die Reformakzeptanz (Output-Version), Heterogenität bezüglich politischer Orientierung (Interaktionsregression)

	(1)
Variablen	Zustimmung
Beschäftigung (Referenzkategorie = konstant)
steigt	0,0522**
	(0,0232)
fällt	–0,0846***
	(0,0236)
Partizipation Frauen (Referenzkategorie = konstant)
steigt	0,0482**
	(0,0231)
fällt	–0,135***
	(0,0231)
Zahl Bürgergeld-Empfänger:innen (Referenzkategorie = konstant)
steigt	–0,0561**
	(0,0232)
fällt	–0,00384
	(0,0225)
Armutsrisiko (Referenzkategorie = konstant)
steigt	–0,162***
	(0,0237)
fällt	0,102***
	(0,0236)
Kosten (Referenzkategorie = konstant)
steigen	–0,0473**
	(0,0230)
fallen	–0,0258
	(0,0235)
Beschäftigung * politische Orientierung
steigt	–0,00493
	(0,00343)
fällt	0,00533
	(0,00344)
Partizipation Frauen * politische Orientierung
steigt	–0,00326
	(0,00337)
fällt	0,0136***
	(0,00339)
Zahl Bürgergeld-Empfänger:innen * politische Orientierung
steigt	0,00292
	(0,00341)
fällt	0,00342
	(0,00333)
Armutsrisiko * politische Orientierung
steigt	0,0128***
	(0,00345)
fällt	–0,00882**
	(0,00346)
Kosten * politische Orientierung
steigen	0,000506
	(0,00338)
fallen	0,00619*
	(0,00347)
Konstante	0,535***
	(0,00961)
Beobachtungen	27.710
R-Quadrat	0,306
Anmerkung: OLS-Regression der Variable „Zustimmung“ (Variable, die den Wert 1 annimmt, wenn die jeweilige Vignette (strikt) positiv bewertet wurde) auf eine Dummy-Matrix, die alle Ausprägungen für jedes Attribut erfasst (wobei jeweils eine Referenzkategorie ausgelassen wird), und Interaktionsterme zwischen diesen Attributen und der Variable „politische Orientierung“ (Variable, die die Werte 1 („sehr links“) bis 11 („sehr rechts“) annehmen kann und die angegebene politische Orientierung der jeweiligen Befragten festhält), Standardfehler in Klammern nach Befragten geclustert, Signifikanzniveaus: *** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1. Quelle: eigene Zusammenstellung

Analog zur Input-Version haben wir auch für die Output-Version untersucht, ob die jeweiligen Unterschiede nach politischer Orientierung zu unterschiedlichen Präferenzrelationen der politischen Gruppen („links“ und „rechts“) bezüglich der einzelnen Ausprägungen der Attribute führen. Auch hier zeigt sich, dass trotz unterschiedlicher Zustimmungswahrscheinlichkeiten zu Reformen, die zu einer sinkenden Frauenerwerbsbeteiligung und zu Veränderungen der Armutsrisikoquote führen, das Muster für beide Teilgruppen gleichbleibt (siehe Abbildung 2). Im Vergleich zu einer gleichbleibenden Frauenerwerbsbeteiligung bewerten beide Gruppen Reformen, die zu einer fallenden Partizipation von Frauen führen, seltener positiv. Auch hinsichtlich der Armutsrisikoquote bleibt es trotz der Unterschiede dabei, dass beide Gruppen im Durchschnitt Reformen mit steigender Armutsrisikoquote seltener und Reformen mit sinkender Armutsrisikoquote häufiger positiv bewerten als Reformen mit gleichbleibender Armutsrisikoquote. Der Unterschied in der Zustimmung ist also vor allem darauf zurückzuführen, dass links orientierte Befragte stärkere Präferenzen für die Partizipation von Frauen und für Veränderungen der Armutsrisikoquote zeigen.

5.2.2 Gerechtigkeitsprinzipien – Bedarfs- vs. Leistungsprinzip

Im weiteren Verlauf unserer Umfrage sollten die Teilnehmenden Aussagen zur sozialen Gerechtigkeit auf einer Skala von –5 („stimme gar nicht zu“) bis +5 („stimme voll zu“) bewerten. Im Folgenden werden die Unterschiede in der Bewertung der Reformelemente und -wirkungen in Abhängigkeit von der Zustimmung zum Bedarfs- und zum Leistungsprinzip erörtert. Die Zustimmung der Befragten zum Bedarfsprinzip wird dabei über die Zustimmung zu folgender Aussage gemessen: „Eine Gesellschaft ist gerecht, wenn sie sich um die Schwachen und Hilfsbedürftigen kümmert.” Das Leistungsprinzip wird dagegen mit der Zustimmung zu folgender Aussage gemessen: „Gerecht ist, wenn jede Person nur das bekommt, was sie durch eigene Anstrengungen erarbeitet hat.”

Für die Input-Version zeigen sich Unterschiede in den Reformbewertungen in Abhängigkeit von der Zustimmung zum Leistungsprinzip bei den Attributen Transferentzugsrate, Berücksichtigung von Kindern, Schonvermögen und Leistungskürzungen. Befragte, die dem Leistungsprinzip zustimmen, bewerten Reformvorschläge mit geringeren Transferentzugsraten und höherem Schonvermögen im Durchschnitt seltener positiv als Befragte, die dem Leistungsprinzip weniger zustimmen. Gleichzeitig bewerten Befragte, die dem Leistungsprinzip zustimmen, Reformvorschläge ohne Berücksichtigung von Kindern und mit höheren Leistungskürzungen im Durchschnitt häufiger positiv als Befragte, die dem Leistungsprinzip weniger zustimmen.

Abbildung 2:

Bedeutung der Attributsausprägungen für die Reformakzeptanz (Output-Version), Vergleich der Koeffizienten nach politischer Orientierung (Split sample)

Quelle: eigene Darstellung

Bei der Zustimmung zum Bedarfsprinzip finden sich Unterschiede bei den gleichen Attributen. Die Unterschiede stehen im Gegensatz zu den oben dokumentierten Heterogenitäten beim Leistungsprinzip. Befragte, die dem Bedarfsprinzip zustimmen, bewerten Reformvorschläge mit geringeren Transferentzugsraten und höheren Schonvermögen im Durchschnitt häufiger positiv als Befragte, die dem Bedarfsprinzip weniger zustimmen. Gleichzeitig bewerten Befragte, die dem Bedarfsprinzip zustimmen, Reformvorschläge ohne Berücksichtigung von Kindern und mit höheren Leistungskürzungen im Durchschnitt seltener positiv als Befragte, die dem Leistungsprinzip weniger zustimmen.

Auffällig ist, dass die Unterschiede zwischen Leistungs- und Bedarfsprinzip wie beschrieben gegenläufig sind. Daher ist es interessant, die Befragten in Gerechtigkeitstypen einzuteilen und die beiden Gruppen direkt miteinander zu vergleichen. Die Kategorisierung der Befragten erfolgt anhand der strikten Bevorzugung eines Prinzips gegenüber dem anderen. Dabei ist es nicht wichtig, ob eine Person einem Prinzip zustimmt oder nicht, sondern ob sie eines der beiden Prinzipien strikt höher bewertet als das andere. Der Vorteil besteht darin, dass die Zugehörigkeit zu einem Typ die Zugehörigkeit zu einem anderen Typ ausschließt und damit den Vergleich zweier distinkter Gruppen ermöglicht. Übertragen auf das Leistungs- und Bedarfsprinzip können nach diesem Ansatz 625 Befragte (das heißt, 6.250 Beobachtungen) dem Leistungstyp und 936 Befragte (das heißt, 9.360 Beobachtungen) dem Bedarfstyp zugeordnet und miteinander verglichen werden.

Abbildung 3 zeigt diesen Vergleich. Die Ergebnisse sind konsistent mit der vorangegangenen Analyse: Personen, die das Leistungsprinzip strikt höher bewerten als das Bedarfsprinzip, bewerten Reformvorschläge mit geringeren Transferentzugsraten, Berücksichtigung von Kindern und höheren Schonvermögen weniger positiv als Personen, die das Bedarfsprinzip am höchsten bewerten. Gleichzeitig bewerten sie Reformvorschläge mit stärkeren Leistungskürzungen häufiger positiv.

Demgegenüber scheint die Zustimmung zum Bedarfs- und Leistungsprinzip für die Zustimmung zu den Reformeffekten (Output-Version) eine untergeordnete Rolle zu spielen. So zeigen sich nur geringe Unterschiede nach der Zustimmung zum Leistungsprinzip. Befragte, die dem Leistungsprinzip zustimmen, bewerten lediglich Reformen, die zu sinkenden Kosten führen, signifikant häufiger positiv als Befragte, die dem Leistungsprinzip weniger zustimmen.

Abbildung 3:

Bedeutung der Attributsausprägungen für die Reformakzeptanz (Input-Version), Vergleich der Koeffizienten für „Bedarfstyp“ und „Leistungstyp“ (Split sample)

Quelle: eigene Darstellung

Größere Unterschiede finden wir in der Output-Version hingegen bei der Zustimmung zum Bedarfsprinzip, und zwar nach Armutsrisiko und Kosten. Befragte, die dem Bedarfsprinzip zustimmen, bewerten Reformen, die zu einer Erhöhung des Armutsrisikos führen, im Durchschnitt seltener positiv und Reformen, die zu einer Verringerung des Armutsrisikos führen, häufiger positiv als Befragte, die dem Bedarfsprinzip weniger zustimmen. Gleichzeitig bewerten Befragte, die dem Bedarfsprinzip zustimmen, Reformen, die zu sinkenden Kosten führen, im Durchschnitt seltener positiv als Befragte, die dem Bedarfsprinzip weniger zustimmen.

Analog zur Input-Version ist es auch hier interessant, die Befragten in die beiden Gerechtigkeitstypen einzuteilen und diese Gruppen direkt miteinander zu vergleichen. Abbildung 4 stellt diesen Vergleich grafisch dar. Dabei fällt auf, dass im Vergleich zu den Input-Reformvorschlägen die Unterschiede zwischen dem Bedarfs- und dem Leistungstyp geringer ausfallen. Lediglich bei den Reformen, welche die Armutsrisikoquote senken, fällt der Unterschied deutlich aus. Befragte des Bedarfstyps bewerten solche Reformen deutlich häufiger positiv als Reformen mit konstanter Armutsrisikoquote. Bei den Befragten des Leistungstyps ist dieser Unterschied nicht signifikant von Null verschieden.