Die Entwicklung eines Bevölkerungsmodells zur Beurteilung der Finanzierung der dynamischen Rente [1 ed.] 9783428405251, 9783428005253

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Frankfurter Wirtschaftsund Sozialwissenschaftliche Studien

Band 14

Die Entwicklung eines Bevölkerungsmodells zur Beurteilung der Finanzierung der dynamischen Rente Von

Heinz Grohmann

Duncker & Humblot · Berlin

FRANKFURTER

WIRTSCHAFTS-

UND SOZIALWISSENSCHAFTLICHE

STUDIEN

Heft 14

Herausgegeben von der Wirtschafts- und Sozialwissenschaftlichen Fakultät der Johann Wolf gang Goethe-Universität Frankfurt am Main

Die Entwicklung eines Bevölkerungsmodells zur Beurteilung der Finanzierung der dynamischen Rente

Von

Dr. H e i n z G r o h m a n n

D U N C K E R

&

H U M B L O T

/

B E R L I N

Alle Rechte vorbehalten © 1965 Duncker & Humblot, Berlin Gedruckt 1965 bei Berliner Buchdruckerei Union GmbH., Berlin 61 Printed in Germany

Vorwort Dieses Buch ist gleichermaßen ein Beitrag zur Methodologie der empirischen, quantitativen Wirtschafts- und Sozialforschung wie zur Diskussion über die soziale Rentenversicherung. Es ist ein Muster dafür, wie statistische Methoden und Ergebnisse aus einer sorgsamen Analyse des Erkenntnisobjekts und einer präzisen Problemstellung heraus unter Nutzung aller verfügbaren Informationen abzuleiten sind und wie auf diese Weise ein Maximum an Einsichten über den betreffenden Gegenstand erlangt werden kann. Der Verfasser entwickelt i n diesem Buch das Modell einer stationären, später auch das einer stabilen Bevölkerung, i n das er Schritt für Schritt alle jene demographischen, ökonomischen und sozialen Vorgänge und Strukturelemente einbaut, die für die Ausgaben und Einnahmen der Rentenversicherung relevant sind. A u f das so konstruierte Modell werden die Rentengesetze von 1957 angewendet, und dann werden die sich unter den Modellbedingungen ergebenden Versicherungsausgaben und -einnahmen berechnet und einander gegenübergestellt. Was die Arbeit vor anderen Modellanalysen auszeichnet, ist das für statistische Forschungen i n den Wirtschafts- und Sozialwissenschaften beispielhafte und richtungweisende Vorgehen, durch das der Verfasser zu seinen einzelnen Modellannahmen gelangt. Die Technik der Deduktion aus Prämissen ist gewiß heute stark ausgebildet. Nur selten aber w i r d wie hier Ansatz für Ansatz aus empirischen Befunden systematisch und m i t immer wieder wechselnden, häufig sogar eigens für diesen Zweck ausgebildeten, stets dem jeweiligen Sachverhalt adäquaten Methoden entwickelt. Der Verfasser beschränkt sich jedenfalls nicht auf eine Darstellung i n allgemeinen Symbolen, noch begnügt er sich mit den jeweils gerade für 1957 vorliegenden tatsächlichen Zahlenwerten, noch zieht er sich auf die gewohnte Einschränkung zurück, das Modell könne natürlich nur innerhalb der gemachten Annahmen Geltung beanspruchen. Er arbeitet vielmehr aus den tatsächlich vorgefundenen natürlichen, sozialen und wirtschaftlichen Verhältnissen durch Ausschaltung aller Einmaligkeiten und Zufälligkeiten der histo-

6

Vorwort

rischen Situation diejenigen Risiko- und Verhaltensrelationen heraus, die für die Zeit u m die Rentenreform als normal gelten können. Der Aufbau der Untersuchung auf wirklichkeitsnahen Prämissen macht jedoch — dies sei zur Vermeidung von MißVerständnissen ausdrücklich betont — aus dem Modell nicht etwa eine Vorausberechnung der künftig tatsächlich zu erwartenden Entwicklung, und die unter den Modellbedingungen errechneten Beitragssätze bedeuten deshalb auch weder eine Prognose für die nächste noch für die fernere Zukunft. I n den nächsten Jahrzehnten wirken sich noch stark jene Besonderheiten der heutigen, historisch bedingten Situation aus, von denen gerade abstrahiert wurde, und später werden gewiß andere Entwicklungen Platz greifen, von denen w i r heute noch keine oder nur höchst vage Vorstellungen haben. Das Modell ist deshalb auch nicht als eine versicherungstechnische Bilanz aufzufassen, schon gar nicht als eine solche, wie sie von privaten Rentenversicherungen für deren Zwecke aufgestellt zu werden pflegt. Die materielle Bedeutung der Untersuchung über die Situation, die sich für die Rentenversicherung ergäbe, wenn die u m das Jahr 1957 als normal anzusehenden Lebens- und Wirtschaftsbedingungen tatsächlich gelten und zeitlich unbegrenzt fortbestehen würden, ist sehr viel allgemeiner. Zunächst einmal kann eine auf längere Sicht gedachte Einrichtung, wie eine Rentenversicherung, nicht lediglich auf die gerade zur Zeit ihrer Einführung herrschenden und durch vielerlei historische Umstände bedingten Verhältnisse zugeschnitten werden. Da auch die Entwicklung i n der Zukunft immer bis zu gewissem Grade ungewiß bleibt, stellt sich legitim und zwingend die Frage, ob das System unter den Verhältnissen, die zur Zeit der Einführung als normal gelten können, auf die Dauer funktionsfähig wäre. Das Ergebnis einer solchen Untersuchung setzt gewissermaßen die Norm oder zumindest einen Ausgangs- und Orientierungspunkt für die Würdigung der tatsächlichen aktuellen Situation der Rentenversicherung. Es kennzeichnet darüber hinaus einen großen Teil aller für die weitere Entwicklung wesentlichen Einflußgrößen hinsichtlich ihrer Bedingtheiten und ihres Gewichtes. Die ins einzelne gehende Herausarbeitung der „normalen" Verhältnisse führt zugleich zu einer Fülle sachlicher Hinweise auf die mutmaßliche künftige Gestaltung eben dieser Einflußgrößen und erleichtert so ein Urteil über Richtung und Tempo der weiteren Entwicklung. Da das Modell relativ einfach abgewandelt werden kann, bietet es schließlich die Möglichkeit, m i t Hilfe von Alternativrechnungen die Auswirkungen bestimmter Veränderungen auf die Fi-

Vorwort

nanzierung der Rentenversicherung auch zahlenmäßig zu veranschlagen. Die Arbeit ist daher zugleich eine grundlegende wissenschaftliche Vorarbeit für die verschiedensten weiterführenden Überlegungen und Rechnungen, unter anderem auch für Vorausberechnungen und für die kritische Würdigung von Prognosen. Den wissenschaftlichen Wert der Arbeit, die 1963 der Wirtschaftsund Sozialwissenschaftlichen Fakultät der Johann Wolfgang GoetheUniversität als Dissertation vorgelegt wurde, sehe ich nicht zuletzt darin, daß hier eindringlich demonstriert wird, wie sich bei der A n wendung der Statistik auf einen wirtschaftlichen oder sozialen Sachverhalt die Abstimmung zwischen Objekt, Zielen und Methoden als eine Aufgabe von eigenem wissenschaftlichem Rang stellt, wie sie gelöst werden kann und wie dadurch erst die abstrakt entwickelten Methoden fruchtbar gemacht werden. Frankfurt am Main Prof.

Dr. Adolf

Blind

Inhaltsverzeichnis Einleitung

19 Erstes

Kapitel

Die Grundzüge des neuen Rentenversicherungsrechts A. Die Zweige der sozialen Rentenversicherung B. Das Recht der Rentenversicherungen

der Arbeiter

30 und der Angestellten

I. Die Aufgaben der Versicherung I I . Der Kreis der versicherten Personen 1. Allgemeiner Überblick 2. Pflichtversicherung 3. Freiwillige Versicherung I I I . Die Leistungen aus der Versicherung

32 32 33 33 34 35 35

1. Überblick über die A r t e n der Leistungen

35

2. Renten

36

a) Rentenarten u n d Voraussetzungen der Rentengewährung . . aa) E r f ü l l u n g der Wartezeit bb) Versicherungsfälle u n d Rentenarten b) Die Rentenhöhe aa) Grundgedanken der Rentenbemessung bb) Die Rentenbemessung i m einzelnen a) Die Bestimmung des Rentenniveaus β) Die Differenzierung der Renten nach der „durchschnittlichen individuellen Arbeitsleistung" oder der „ m i t t l e r e n ökonomischen Situation" des Versicherten während seines Arbeitslebens γ) Die Differenzierung der Renten nach der Versicherungszeit δ) Die Differenzierung der Renten nach der Rentenart ε) Der Kinderzuschuß cc) Die jährliche Anpassung der Renten an Veränderungen der allgemeinen Bemessungsgrundlage c) K ü r z u n g u n d Ruhen von Renten 3. Sonstige Leistungen aus der Versicherung

36 36 37 38 38 42 42

43 45 47 48 48 49 50

nsverzeichnis

10

I V . Die A u f b r i n g u n g der M i t t e l

52

1. Das Finanzierungsprinzip

52

2. Beiträge

54

3. Bundeszuschuß

55 Zweites

Kapitel

Methodische Grundlegung der Untersuchung A. Ziel der Untersuchung B. Die Konstruktion

und erster methodischer

Ansatzpunkt

56

von Modellbevölkerungen

61

I. Die K o n s t r u k t i o n einer Modellbevölkerung auf der einer Sterbetafel

Grundlage

I I . Die K o n s t r u k t i o n einer Modellbevölkerung auf der einer Erwerbstätigkeitstafel

Grundlage

61 64

I I I . Die K o n s t r u k t i o n einer Modellbevölkerung m i t allen rentenversicherungsrechtlich bedeutsamen Merkmalen C. Einige allgemeine Betrachtungen über Wesen und Ermittlung Modell konstituierenden statistischen Verhältniszahlen

68

der das

75

I. Z u r Frage der Stabilität statistischer Verhältniszahlen u n d ihrer Bedeutung für die Entwicklung eines Bevölkerungs- u n d W i r t schaftsmodells

77

I I . Der Übergang von lebensjahrbezogenen zu kalenderjahrbezogenen Ereigniswahrscheinlichkeiten

85

Drittes

Kapitel

Entwicklung einer Ablaufordnung mit allen rentenversicherungsrechtlich bedeutsamen Merkmalen A. Die Abgrenzung

des Untersuchungsbereichs

92

1. Sachliche Abgrenzung a) Die freiwillige Versicherung b) Die knappschaftliche Rentenversicherung c) Die Handwerkerversicherung

92 92 93 94

2. Räumliche Abgrenzung

95

3. Zeitliche Abgrenzung

96

B. Erste Τ eiluntersuchung:

Entwicklung

einer Absterbeordnung

97

I. Programm f ü r die erste Teiluntersuchung I I . Empirische Einzeluntersuchungen zur Gewinnung der ansätze 1. Die Sexualproportion der Geborenen 2. Die Sterblichkeit der Bevölkerung a) Bestimmungsfaktoren der Bevölkerungssterblichkeit

97 Modell-

98 98 101 101

nsverzeichnis b) Neuere Entwicklungstendenzen der Bevölkerungssterblichkeit und Bestimmung des Zeitraums, der der Berechnung der Sterbewahrscheinlichkeiten für das Modell zugrunde gelegt werden soll 107 c) Die Berechnung der Sterbewahrscheinlichkeiten 120 I I I . Die Berechnung der Absterbeordnung C. Zweite Teiluntersuchung: Familienstand

Entwicklung

einer Ablaufordnung

124 nach dem

124

I. Programm u n d allgemeiner Uberblick über die wesentlichen Bestimmungsfaktoren der Heirats- u n d Scheidungsgewohnheiten . . 124 1. Programm f ü r die zweite Teiluntersuchung 124 2. Die wesentlichen Bestimmungsfaktoren der Heirats- u n d Scheidungsgewohnheiten 127 3. Statistischer Überblick über die Heirats- u n d Scheidungsgewohnheiten i m Deutschen Reich u n d i n der Bundesrepublik . . 129 I I . Empirische Einzeluntersuchungen zur Gewinnung der Modellansätze 1. Die Häufigkeit von Eheschließungen lediger Männer 2. Die Häufigkeit von Eheschließungen v e r w i t w e t e r und geschiedener Männer 3. Die Häufigkeit von Ehescheidungen 4. Die Verteilung der Eheschließungen nach dem Altersunterschied der Ehegatten i n Abhängigkeit v o m A l t e r des Mannes 5. Die Abweichungen der familienstandsspezifischen Sterblichkeit von der Gesamtsterblichkeit bei beiden Geschlechtern I I I . Die Berechnung der Ablaufordnung nach dem Familienstand

131 131 139 142 144 145 150

D. Dritte Teiluntersuchung: Entwicklung einer Ablaufordnung nach allen rentenversicherungsrechtlich bedeutsamen Merkmalen des Erwerbslebens (mit Ausnahme der Arbeitsverdienste) 154 I. Programm u n d allgemeine Grundgedanken zur d r i t t e n Teiluntersuchung 154 1. Die Gegenstände 154 2. Die Eigenart der Vorgänge des Erwerbslebens u n d ihre K o n sequenzen f ü r die Aufstellung einer Ablaufordnung 155 3. Die E n t w i c k l u n g des endgültigen Programms für die dritte Teiluntersuchung 158 I I . Empirische Einzeluntersuchungen zur Gewinnung der Modellansätze 168 1. Die Personen i n Schul-, Fachschul- u n d Hochschulausbildung 168 a) b) c) d) e) f)

Vorbemerkung Die Schüler an Volksschulen Die Schüler an M i t t e l - u n d höheren Schulen Die Schüler an Berufsfachschulen Die Schüler u n d Studierenden an Fachschulen Die Studierenden an wissenschaftlichen Hochschulen u n d lehrerbildenden Anstalten

168 170 171 175 176 177

12

nsverzeichnis 2. Die Personen, die nicht unmittelbar nach Beendigung ihrer Schul-, Fach- oder Hochschulausbildung ins Erwerbsleben eintreten u n d die dauernd Erwerbsunfähigen 179 3. Die Selbständigen u n d die mithelfenden Familienangehörigen (einschließlich der wegen Arbeitsunfähigkeit aus dem Erwerbsleben ausgeschiedenen) 181 a) Die Selbständigen

181

b) Die mithelfenden Familienangehörigen

187

4. Die Beamten (einschließlich der wegen Dienstunfähigkeit aus dem Erwerbsleben ausgeschiedenen) 190 5. Die Angestellten, die wegen Überschreitung der Jahresarbeitsverdienstgrenze versicherungsfrei sind (einschließlich der wegen Arbeitsunfähigkeit aus dem Erwerbsleben ausgeschiedenen) 196 6. Die Zeiten der Unterbrechung einer versicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit durch Arbeitslosigkeit, K r a n k h e i t oder aus sonstigen Gründen 198 a) Zeiten der Arbeitslosigkeit

198

b) Zeiten der Arbeitsunterbrechung wegen K r a n k h e i t

201

c) Sonstige Unterbrechungen der versicherungspflichtigen werbstätigkeit

Er-

204

7. Der E i n t r i t t u n d die Behebung der Berufs- oder Erwerbsunfähigkeit 204 a) Vorbemerkung

204

b) Der Begriff der (vorzeitigen) I n v a l i d i t ä t

205

c) Die grundlegenden Bestimmungsfaktoren der Invalidisierungshäufigkeit u n d ihre Veränderungen i m Zeitablauf 206 d) Die E n t w i c k l u n g der Invalidisierungshäufigkeit seit den dreißiger Jahren u n d die W a h l des Berechnungszeitraums f ü r die Invaliditätsmaßzahlen des Modells 211 e) Die Gewinnung der i m Modell anzusetzenden I n v a l i d i t ä t s maßzahlen 218 aa) bb) cc) dd)

Zur Die Die Die

Methode Berechnung der Invalidisierungshäufigkeiten Berechnung der Reaktivierungshäufigkeiten Berechnung der Rentnerquoten

218 221 225 226

8. Die A k t i v e n - u n d die Rentnersterblichkeit

227

9. Die zeitliche Folge v o n Ausbildungszeiten, Zeiten der versicherungspflichtigen u n d Zeiten der nichtversicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit bei den einzelnen Modellpersonen 230 I I I . Die Berechnung der Ablaufordnung nach allen rentenversicherungsrechtlich bedeutsamen M e r k m a l e n (mit Ausnahme der A r beitsverdienste) 239 E. Vierte Teiluntersuchung: Einführung verdienste in die Ablaufordnung

der beitragspflichtigen

Arbeits-

244

nsverzeichnis I. Die theoretische u n d praktische Trennung von Verdienstniveau u n d Verdienststruktur 244 I I . Die Abstufung der beitragspflichtigen Arbeitsverdienste der a k t i ven Versicherten nach Geschlecht u n d A l t e r 251 I I I . Die jährliche Veränderung des Verdienstniveaus F. Rückblick

255

und Ergänzung

258

Viertes

Kapitel

Entwicklung der Modellbevölkerung und Berechnung der Versicherungsausgaben und -einnahmen A. Die Bedeutung bevölkerung B. Die stationäre

des Übergangs

Bevölkerung

von der Ablaufordnung

mit konstantem

zur

Modell-

262

Verdienstniveau

264

I. Die formale K o n s t r u k t i o n der stationären Bevölkerung

264

I I . Darstellung der entwickelten stationären Bevölkerung u n d V e r gleich m i t der realen Bevölkerung des Jahres 1957 267 1. Vorbemerkung

267

2. Umfang, Geschlechts- u n d Altersgliederung

268

3. Gliederung nach dem Familienstand

273

4. Gliederung nach den versicherungsrechtlich Merkmalen des Erwerbslebens

bedeutsamen

a) Männliches Geschlecht

277

b) Weibliches Geschlecht c) Der Durchschnittsverdienst lichen) Versicherten

277 288

aller

(männlichen u n d

weib-

293

I I I . Die Ausgaben u n d Einnahmen der Rentenversicherung i n der stationären Bevölkerung m i t konstantem Verdienstniveau 293 1. Vorbemerkung

293

2. Die Ausgaben f ü r Versicherungsleistungen auf G r u n d von V e r sicherungsverhältnissen männlicher Personen (ohne gesundheitsfördernde Maßnahmen) 294 a) Die Renten an männliche Versicherte

294

aa) Die jährlich neu bewilligten Renten (ohne Kinderzuschüsse) 295 bb) Die jährlich zur Auszahlung kommenden Renten (ohne Kinderzuschüsse) 303 cc) Die Kinderzuschüsse 307

14

nsverzeichnis b) Die Witwenrenten und Witwenrentenabfindungen

308

c) Die Waisenrenten an K i n d e r von verstorbenen männlichen Versicherten 311 d) Die Ausgaben f ü r die Krankenversicherung der Rentner . . . 315 e) Die Beitragserstattungen

317

3. Die Ausgaben f ü r Versicherungsleistungen auf G r u n d von V e r sicherungsverhältnissen weiblicher Personen (ohne gesundheitsfördernde Maßnahmen) 318 4. Die Ausgaben für Maßnahmen zur Erhaltung, Besserung u n d Wiederherstellung der Erwerbsfähigkeit sowie f ü r zusätzliche Leistungen aus der Versicherung (Gesundheitsfördernde Maßnahmen) 323 5. Die Verwaltungskosten u n d sonstige Ausgaben

325

6. Der Zuschuß des Bundes

327

7. Die Vermögenserträge

329

8. Die Beiträge

331

C. Übergang zur stabilen Bevölkerung

und zu steigendem Verdienstniveau

333

I. Die stabile Bevölkerung m i t konstantem Verdienstniveau

333

1. Die formale K o n s t r u k t i o n der stabilen Bevölkerung

333

2. Die Eigenschaften der stabilen Bevölkerung

334

3. Die Versicherungsausgaben u n d -einnahmen i n der stabilen Bevölkerung 337 I I . Die stationäre u n d die stabile Bevölkerung m i t steigendem V e r dienstniveau 340 Zusammenfassende Darstellung und Würdigung der Ergebnisse

348

1. Rückblick auf Ziel, Leitgedanken u n d Methode der U n t e r suchung 348 2. Zusammenfassende Darstellung der Ergebnisse für die stationäre Bevölkerung m i t konstantem Verdienstniveau als der Grundform des Modells 351 3. Die Veränderung des gewonnenen Bildes durch Übergang zu einer wachsenden Bevölkerung u n d zu einer Bevölkerung m i t steigendem Verdienstniveau 363 4. Der Erkenntniswert des entwickelten Bevölkerungsmodells u n d seine Bedeutung für eine Vorausschau auf die künftige E n t wicklung 371

Anhang A Erläuterungen u n d Ergänzungen zu einzelnen Abschnitten des d r i t t e n u n d vierten Kapitels der A r b e i t

379

nsverzeichnis Anhang Β Zahlenübersichten über die entwickelte Ablaufordnung u n d Modellbevölkerung

427

I. Die durch die empirischen Untersuchungen gewonnenen statistischen Maßzahlen zur Entwicklung der Ablaufordnung 428 I I . Die berechnete Ablaufordnung (zugleich Darstellung der stationären Bevölkerung) 439 I I I . Die für einzelne Alters jähre berechneten Daten über Versicherten- u n d Witwenrenten 461 Literaturverzeichnis

469

Abkürzungsverzeichnis a. a. Ο. a. F. AllgStA

= am angeführten Ort = alte Fassung = Allgemeines Statistisches Archiv

ANBA

= Amtliche Nachrichten der Bundesanstalt f ü r Arbeitsverm i t t l u n g u n d Arbeitslosenversicherung

ASozPol. ASStMitt.

= A r b e i t u n d Sozialpolitik = Arbeits- u n d Sozialstatistische Mitteilungen des Bundesministeriums f ü r A r b e i t (und Sozialordnung)

AVG BArbBl. Bd. Bde. BGBl. BMA Bull. Inst. I n t . St. DStZBl. DVersZ

= = = =

Angestelltenversicherungsgesetz Bundesarbeitsblatt Band Bände

= = = = = = = = =

Bundesgesetzblatt Bundesministerium f ü r A r b e i t u n d Sozialordnung B u l l e t i n de l ' I n s t i t u t International de Statistique Deutsches Statistisches Zentralblatt Deutsche Versicherungszeitschrift Jahrgang Reichsgesetzblatt Reichsversicherungsordnung Sozialer Fortschritt

Jg.

RGBl. RVO SozF SozKV

SozSi. SozVers. St.

StB StBA StBRD StddlVuAV StddRentenvers.

2 Grohmann

= Die soziale Krankenversicherung i m Jahre . . . i n der Bundesrepublik Deutschland u n d i n B e r l i n (West), herausgegeben v o m B M A = Soziale Sicherheit = Die Sozialversicherung = Standardverdienst = jeweiliger durchschnittlicher beitragspflichtiger Jahresarbeitsverdienst der männlichen versicherungspflichtigen Arbeiter u n d Angestellten i m A l t e r von 40 bis 44 Jahren bei ununterbrochener Beschäftigung = Statistische Berichte = Statistisches Bundesamt = Statistik der Bundesrepublik Deutschland = Statistik der deutschen I n v a l i d e n - u n d Angestelltenversicherung = Statistik der deutschen Rentenversicherungen der A r beiter u n d der Angestellten

18 StDR StJb.

Abkürzungsverzeichnis = Statistik des Deutschen Reichs = Statistisches Jahrbuch für das Deutsche Reich bzw. für die Bundesrepublik Deutschland

StRA

= Statistisches Reichsamt

WiSta.

= Wirtschaft und Statistik

ZSR

= Zeitschrift für Sozialreform

Einleitung I m Januar 1957 verabschiedete der Bundestag zwei i n ihrem Wortlaut weitgehend übereinstimmende Gesetze zur Reform der Invalidenund der Angestelltenversicherung: das Gesetz zur Neuregelung des Rechts der Rentenversicherung der Arbeiter (Arbeiterrentenversicherungs-Neuregelungsgesetz — ArVNG) und das Gesetz zur Neuregelung des Rechts der Rentenversicherung der Angestellten (Angestelltenversicherungs-Neuregelungsgesetz — AnVNG) 1 . Damit fand die schon seit Jahren geführte und i n der Öffentlichkeit mit Spannung verfolgte Auseinandersetzung um die Rentenreform ihren Abschluß 2 . Zahlreiche Alternativvorschläge, Denkschriften, Gutachten und eine kaum übersehbare Fülle von Zeitschriftenaufsätzen legen Zeugnis ab von der Intensität, mit der sich Regierung und Fachwelt innerhalb und außerhalb des Parlaments i n der vorausgegangenen Zeit diesem Gegenstand gewidmet hatten 3 . Die starke Anteilnahme w i r d verständlich, wenn man sich die außerordentliche Bedeutung beider Rentenversicherungen für Gesellschaft und Wirtschaft vor Augen führt. Ende 1956 — also noch vor der Reform — betrug die Zahl ihrer Versicherten und Rentner (ohne Waisen) zusammen mehr als 20 Mill. Das war mehr als die Hälfte der Gesamtbevölkerung i m Alter von 15 und mehr Jahren. Die Einnahmen der Versicherungsträger beliefen sich i m Jahre 1956 auf fast 11 Mrd. DM, ihre Ausgaben auf mehr als 8 Mrd. D M bei einem gesamtwirtschaftlichen Nettoeinkommen aus unselbständiger Arbeit von 71 Mrd. D M und einem Volkseinkommen von 149 Mrd. DM 4 . ι BGBl. Teil I vom 23. 2.1957, S. 45 u n d S. 88. Das einige Monate später folgende Gesetz zur Neuregelung der knappschaftlichen Rentenversicherung (Knappschaftsrentenversicherungs-Neuregelungsgesetz — K n V N G ) v o m 21. 5.1957, BGBl. T e i l I, S. 533 u n d alle weiteren rentenversicherungsrechtlichen Gesetze hatten längst nicht mehr die gleiche grundsätzliche Bedeutung wie das Arbeiterrentenversicherungs- u n d das Angestelltenversicherungs-Neuregelungsgesetz. 3 Eine Zusammenstellung des wichtigsten Schrifttums gibt z. B. Jecht, Horst: „Rentenreform u n d wirtschaftliche Entwicklung — Probleme u n d Gefahren", Nürnberg 1957, S. 30 ff. Eine umfassendere Bibliographie enthalten die einzelnen Hefte der ZSR 1955 bis 1957. Die wichtigsten Texte (Gesetzentwürfe, Vorschläge, Stellungnahmen usw.) sind zusammengestellt i n der Sammlung „Die Sozialreform — Dokumente u n d Stellungnahmen", herausgegeben von M a x Richter, Loseblattsammlung, Bad Godesberg, 1955 ff. Uber den zeitlichen A b l a u f der Diskussion i m letzten Jahr vor der Reform unterrichtet Vesper , Ε. Α.: „Tagebuch zur Sozialreform", K ö l n 1957. 4 St Jb. 1958, S. 38, 354 f. u n d 477; Schätzung auf G r u n d von Angaben i n WiSta. 1959, S. 352 f. 2

2*

20

Einleitung

Die Notwendigkeit einer Reform wurde damals von keiner Seite bestritten. Die deutsche Sozialversicherung war i n der Zeit vor dem ersten Weltkrieg geschaffen worden, um Arbeitern und Angestellten einen besseren Schutz gegen wirtschaftliche Not i n bestimmten Wechselfällen des Lebens zu gewähren, als ihnen die Armenpflege zu bieten vermochte. Aufgabe der Invaliden- und der Angestelltenversicherung i m besonderen war die Gewährung von Renten i m Falle der Invalidität bzw. Berufsunfähigkeit und i m Alter und die Gewährung von Renten an Hinterbliebene. Zwei Grundsätze unterschieden damals die neue Einrichtung wesentlich von früheren Formen sozialer Hilfe: Durch eigene Beitragsleistungen erwarben die Versicherten einen Rechtsanspruch auf die Rentenleistungen, und die Höhe der Renten richtete sich nach der Zahl und der Höhe der geleisteten Beiträge. Damit glaubte man, eine feste Beziehung zwischen Leistung und Gegenleistung sichergestellt zu haben. I n der Folgezeit ging diese Beziehung jedoch vor allem wegen des schwankenden und auf lange Sicht sinkenden Geldwerts materiell mehr und mehr verloren, wenn sie auch formell und nominell erhalten blieb. Schon um die Mitte der zwanziger Jahre, besonders aber nach dem zweiten Weltkrieg, suchte der Gesetzgeber durch Rentenerhöhungen verschiedenster A r t immer wieder den veränderten Verhältnissen gerecht zu werden 5 . A u f diese Weise wurde das Rentenniveau zwar von Zeit zu Zeit auf einen neuen Stand angehoben, das ursprüngliche Ziel aber, die uneingeschränkte rechtliche Sicherung einer leistungsgerechten Rente war damit dauerhaft und i n vollem Umfang nicht zu erreichen. Einerseits hatten die Versicherten keinen Rechtsanspruch auf gesetzliche Maßnahmen zur Erhöhung der Renten bei fortschreitender Geldentwertung und damit gerade nicht jene Sicherheit, die ihnen durch die Sozialversicherung hatte gegeben werden sollen. Andererseits war selbst bei einer laufenden Anpassung der Renten an die Preisentwicklung die Leistungsgerechtigkeit nicht gewährleistet, und zwar aus folgendem Grund. Wegen der ständig zunehmenden Arbeitsproduktivität waren i m Lauf der Zeit die Verdienste der Versicherten mehr noch als die Preise gestiegen. Dies hatte zur Folge, daß die Beiträge aus weit zurückliegenden Jahren, verglichen mit denen aus jüngster Zeit, durchweg sehr niedrig waren und daß deshalb die von den Versicherten früher einmal erbrachten Leistungen bei der Rentenfestsetzung keine angemessene Berücksichtigung fanden. Und es hatte weiter zur Folge, daß die Rentenempfänger, selbst wenn sie ständig einen vollen Aus5

Darauf verweisen schon die Kurzbezeichnungen der seit 1950 erlassenen Gesetze: „Rentenzulagengesetz", „Teuerungszulagengesetz" (beide vom 10. 8.1951), „Grundbetragserhöhungsgesetz" (vom 17.4.1953), „Renten-Mehrbetrags-Gesetz" (vom 23.11.1954) u n d „Sonderzulagengesetz" (vom 2.12.1955 u n d v o m 16.11.1956).

Einleitung

gleich für eingetretene Preissteigerungen erhielten, doch mit ihrem Lebensstandard mehr und mehr hinter den noch Erwerbstätigen zurückblieben. Die Rente war jedenfalls i n dieser Form nicht geeignet, dem Versicherten die während seiner Aktivzeit innegehabte ökonomische Position auch während des Rentenbezugs zu gewährleisten. So kam es zu zahlreichen Reformvorschlägen 6 und darunter auch zu dem Gesetzentwurf der Bundesregierung, der von einem völlig neuen Leitgedanken ausging 7 . I m ersten Kommentar des neuen Rechts von Jantz-Zweng heißt es darüber, daß es ein Hauptziel der Reform war, „den Arbeiter und den Angestellten beim Ausscheiden aus dem Erwerbsleben vor dem sozialen Abstieg, vor der Deklassierung zu bewahren" 8 . Dieses Ziel sollte nach dem Regierungsvorschlag dadurch erreicht werden, daß die Rentenbemessung nicht mehr an die gezahlten Beiträge des Versicherten anknüpfte, sondern an das Verhältnis, i n dem während der einzelnen Jahre seines Arbeitslebens sein individueller Arbeitsverdienst zum jeweiligen Durchschnittsarbeitsverdienst aller Versicherten gestanden hat. Die nominelle Höhe der Rente sollte dann i n ein entsprechendes Verhältnis zum jeweils aktuellen Durchschnittsarbeitsverdienst aller Versicherten gebracht werden, freilich unter Berücksichtigung des verminderten Bedarfs nach dem Ausscheiden aus der Erwerbstätigkeit bzw. nach dem Tod des Ernährers und unter Berücksichtigung der Versicherungszeit. Wegen dieser automatischen Orientierung am jeweils aktuellen Verdienstniveau bildete sich bald das Wort von der „dynamischen" oder der „Produktivitätsrente". Die Durchführung dieses Reformvorschlags mußte offensichtlich zu einer wesentlichen Erhöhung der jährlichen Rentenausgaben führen. Es erschien aber nahezu unmöglich, die langfristigen finanziellen Auswirkungen auch nur einigermaßen zuverlässig abzuschätzen. Das war umso schlimmer, als bei einer falschen Beurteilung wegen der Größen6 Mackenroth, Gerhard: „Die Reform der Sozialpolitik durch einen deutschen Sozialplan", B e r l i n 1952. Bogs, Walter: „Grundfragen des Rechts der sozialen Sicherheit u n d seiner Reform", B e r l i n 1955. Achinger, Hans; Höffner, Joseph; Muthesius, Hans; Neundörfer, L u d w i g : „Neuordnung der sozialen Leistungen", Rothenfelser Denkschrift, K ö l n 1955. Schreiber, Wilfried: „Existenzsicherheit i n der industriellen Gesellschaft", K ö l n 1955. Arbeitsgemeinschaft selbständiger Unternehmer: „Denkschrift zur Sozialreform", Bonn 1956. Bauer, W.; Luzius, H. P.; Mehring, J.: „Die elastische Staatsbürgergrundrente als Grundlage einer echten sozialen Reform", Karlsruhe 1956. Auerbach, Walter; Bruch, E d m u n d u.a.: „Sozialplan f ü r Deutschland" auf Anregung des Vorstands der Sozialdemokratischen Partei Deutschlands, B e r l i n u n d Hannover 1957. 7 E n t w u r f eines Gesetzes zur Neuregelung des Rechts der Rentenversicherung der Arbeiter u n d der Angestellten (RentenVersicherungsgesetz — RtVG), Bundestagsdrucksache Nr. 2437, 2. Wahlperiode, siehe besonders die Begründung, S. 57 ff. 8 Jantz, K u r t u n d Zweng, Hans: „ K o m m e n t a r zu den Gesetzen zur Neuregelung des Rechts der Rentenversicherung der Arbeiter u n d der Angestellten", Stuttgart 1957, S. 2.

Einleitung

22

Ordnung der auf dem Spiel stehenden Summen gesellschaftliche und volkswirtschaftliche Schäden von beträchtlichem Ausmaß befürchtet werden mußten. Zwei eingehende Vorausberechnungen, die i n der Öffentlichkeit starke Beachtung gefunden haben, führten bei aller Sachlichkeit der Bemühungen zu sehr unterschiedlichen Resultaten. Die erste von ihnen ist Bestandteil der Begründung zum Regierungsentwurf 9 . Die andere ist Gegenstand eines Gutachtens, das der Dipl.-Versicherungsmathematiker Dr. Georg Heubeck i m Auftrag des Bundesministers der Finanzen erstattet hat 1 0 . Die folgende Übersicht zeigt die wichtigsten Ergebnisse der beiden Vorausberechnungen. Die darin wiedergegebenen Zahlen basieren auf der Erwartung, daß das Verdienstniveau künftig jährlich um 2 v H steigen werde. Tabelle 1 Die vorausberechneten Einnahmen und Ausgaben der Rentenversicherungen der Arbeiter und der Angestellten für den Fall einer Annahme des Regierungsentwurfs i n Mrd. D M Finanzgröße

Quelle der Vorausschätzung

1957

1966

1976

1986

13,2

16,0

21,7

26,7

22,0

25,5

28,6

36,4

Einnahmen

Begr. z. Reg.-Entwurf

Ausgaben

Begr. z. Reg.-Entwurf

12,6

16,4

Gutachten Heubeck

12,9

19,3

Ausgaben

Quellen: Siehe Anmerkungen 9 und 10.

Das Auseinanderklaffen der beiden Ausgabenreihen und deren Verhältnis zur Einnahmenreihe waren angesichts der großen Summen, um die es sich handelt, mehr als beunruhigend und zeigen sehr deutlich, welches Wagnis man einging, als Anfang 1957 die Reformgesetze — i m wesentlichen auf der Grundlage des Regierungsentwurfs — i n Kraft gesetzt wurden 1 1 . Zur Verminderung des Risikos sind zwar eine Reihe 9 E n t w u r f eines Gesetzes zur Neuregelung des Rechts der Rentenversicherung der Arbeiter und der Angestellten (Rentenversicherungsgesetz — RtVG), Bundestagsdrucksache Nr. 2437, 2. Wahlperiode, Begründung, C. Finanzieller Teil, S. 91 ff. 10 Heubeck, Georg: Gutachten über die finanziellen Auswirkungen der v o r liegenden zwei Gesetzentwürfe zur Rentenreform gemäß Bundestagsdrucksache Nr. 2314 u n d Bundestagsdrucksache Nr. 2437, Bonn 1956. 11 Zur Auseinandersetzung über die vermutlichen finanziellen A u s w i r k u n gen siehe z.B. Heinze, F r i t z : Bemerkungen zu den Finanzierungsvorschriften i m E n t w u r f des Rentenversicherungsgesetzes, DVersZ, 10. Jg., 1956, S. 225 ff.; Lucius, H. P.: Der fundamentale Fehler i n den Berechnungen zum Renten-

Einleitung

von Sicherungen 12 eingebaut, praktisch w i r d man diese aber nur i n sehr beschränktem Umfang i n Anspruch nehmen können, ohne unüberwindliche Widerstände fürchten zu müssen und ohne die Reformidee selbst zu gefährden. Insofern bedeutete die Reform nicht nur einen gewagten, sondern auch einen irreversiblen Schritt nach vorn und kaum weniger einen „Sprung ins Dunkle" als die Einführung der Invalidenversicherung fast 70 Jahre vorher. Man konnte und durfte sich aus diesem Grund unter keinen Umständen mit den bis dahin durchgeführten Berechnungen über die finanziellen Auswirkungen der Reform zufrieden geben. U m drohende Gefahren wenigstens rechtzeitig erkennen und ihnen m i t noch relativ unproblematischen Mitteln begegnen zu können, verlangen die Gesetze einen jährlichen Bericht der Bundesregierung (Sozialbericht), i n dem unter anderem auch die Finanzlage der Rentenversicherungen darzustellen ist (§ 1273 RVO und § 50 AVG) und — i n zweijährigem Abstand — die Aufstellung versicherungstechnischer Bilanzen (§ 1383 Abs. 2 RVO und § 110 Abs. 2 AVG). Der Sozialbericht hat vor allem über die aktuelle Finanzlage der Versicherungen und allenfalls über deren voraussichtliche Entwicklung in der unmittelbar bevorstehenden Zeit zu orientieren. Er besagt deshalb nicht allzu viel über ihre dauerhafte Stabilität. So stellt sich ζ. B. i n den bisher vorgelegten Sozialberichten 13 die künftige Entwicklung bis zum Jahre 1966 verhältnismäßig günstig dar, weil die Arbeitsverdienste und damit auch die Versicherungsbeiträge heute von Jahr zu Jahr weit stärker steigen als ursprünglich angenommen wurde, während andererseits die Verschiebung i m Altersaufbau der Bevölkerung, die auf eine Erhöhung der Rentenausgaben hinwirkt, nur langsam fortschreitet. Wie sich die Dinge dagegen i n einer wesentlich veränderten Situation einmal gestalten könnten, kann i m Sozialbericht nicht untersucht werden. Die mit recht groben Methoden durchgeführten Vorausschätzungen mögen — kurzfristigen Wetterprognosen vergleichbar — einigermaßen zuverlässig sein, w e i l die jeweils gegenwärtige, bereits bekannte Konstellation der wichtigsten Bestimmungsgrößen sehr stark auf die unmittelversicherungsgesetz, ASozPol., 10. Jg., 1956, S. 273 ff.; Mehring, Johannes: V e r sicherungstechnische Fehler i m Regierungsentwurf zur Neuregelung des Rechts der sozialen Rentenversicherung, ASozPol., 10. Jg., 1956, S. 277 ff.; TietZy Georg: Stellungnahme zum Gutachten von Dr. Georg Heubeck, soweit es den finanziellen T e i l der Begründung zum Regierungsentwurf des Rentenversicherungsgesetzes behandelt, B A r b B l . 1956, S. 774 i L ; Tietz, Georg: Stellungnahme zu den „Sachlichen Feststellungen" der Deutschen Gesellschaft für Versicherungsmathematik betreffend die finanzielle Begründung zum Regierungsentwurf eines Rentenversicherungsgesetzes (Bundestagsdrucksache Nr. 2437), B A r b B l . 1957, S. 89 ff. 12 Siehe S. 54. 13 B A r b B l . 1958, Beiheft 7, S. 133* ff.; B A r b B l . 1959, Beiheft 1*, S. 1 ff.; B A r b B l . 1960, S. 609 ff.; B A r b B l . 1961, S. 685 ff.; B A r b B l . 1962, S. 803 ff.

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bar bevorstehende Entwicklung einwirkt. M i t dem Rückgang dieses Einflusses und der Ausbreitung neuer Tendenzen nimmt aber die Zuverlässigkeit solcher A r t von Voraussagen sehr rasch ab. Viel weiter gesteckt sind die Ziele der versicherungstechnischen Bilanzen, von denen die ersten und bisher einzigen am 28. 9.1962 der Öffentlichkeit vorgelegt worden sind 1 4 . Ihre Aufgabe ist es, für die drei auf den Bilanzstichtag folgenden Jahrzehnte erkennen zu lassen, wie sich die Einnahmen, die Ausgaben und das Vermögen der Versicherungsträger voraussichtlich entwickeln werden. Sie sind deshalb aufzufassen als mehr oder weniger gut fundierte langfristige Vorausberechnungen und liegen somit auf der gleichen Linie wie die Berechnungen i m Regierungsentwurf und i m Gutachten von Heubeck. Wohl unterscheiden sie sich von diesen beiden Vorläufern durch aktuelleres, detaillierteres und verläßlicheres Ausgangsmaterial. Außerdem steht für ihre Aufstellung weit mehr Zeit und i n Zukunft auch mehr und mehr Erfahrung zur Verfügung. Sie bleiben aber trotzdem ihrer Natur nach als langfristige sozialwissenschaftliche Prognosen i m letzten Grunde immer unsicher. Ja, es ist nicht einmal möglich, gewisse Grenzen anzugeben, innerhalb deren die tatsächliche Entwicklung mit einer berechenbaren Wahrscheinlichkeit verlaufen wird. Das hat seine tiefere Ursache i n der unentwirrbaren Komplexität und der historischen Einmaligkeit der politischen, ökonomischen und sozialen Abläufe, die sich niemals vollständig oder auch nur i n ihren wesentlichen Elementen begreifen und verläßlich i n die Zukunft hinein projizieren lassen. Einige Beispiele machen dies sofort deutlich. A l l e i n die Nachwirkungen der beiden Weltkriege werden noch lange Zeit i n unmeßbarer Weise Zahl und Höhe der künftigen Renten anomal gestalten. Alle Schwankungen i n der Beschäftigung und i n den Verdienstverhältnissen seit der Einführung der Invalidenversicherung schlagen sich noch i n der Zukunft i n den Rentenberechnungen nieder. Die schon seit vielen Jahrzehnten anhaltende Abwanderung von Selbständigen und mithelfenden Familienangehörigen aus der Landwirtschaft und dem Handwerk beeinflußt — kaum abschätzbar — die von den Versicherten vor Eintritt des Versicherungsfalls i m Durchschnitt zurückgelegte Versicherungszeit. Gar nicht zu übersehen sind die Folgen des völlig außergewöhnlichen Zuwanderungsstroms i n das Bundesgebiet seit 1945. Schließlich reichen die Folgen der zahlreichen Veränderungen i m So14

Die versicherungstechnischen Bilanzen der Rentenversicherung der A r beiter u n d der Rentenversicherung der Angestellten für den 1. Januar 1959, B A r b B l . 1962, S. 641 ff. Da die vorliegende A r b e i t i n ihren wesentlichen Teilen — i n ihrem empirisch-statistischen T e i l sogar vollständig — abgeschlossen war, als die versicherungstechnischen Bilanzen i m B A r b B l . erschienen, w i r d auf das Verhältnis zwischen beiden A r t e n von Untersuchungen nicht i m V e r lauf der A r b e i t selbst, sondern erst bei der Würdigung der Ergebnisse noch einmal eingegangen.

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zialversicherungsrecht seit dessen Entstehung und des gesamten Übergangsrechts der Neuregelungsgesetze noch weit i n die Zukunft hinein. Alle diese vielfältigen Einflüsse zu entwirren und bei einer Prognose gerade i m rechten Maße zu berücksichtigen, ist so gut wie ausgeschlossen. Noch weniger kann man damit rechnen, daß sich die künftige Entwicklung aller Haupteinflußfaktoren gleichmäßig oder auch nur unter gleichbleibenden allgemeinen Bedingungen, also ohne unvorhersehbare Strukturverschiebungen und Konjunkturschwankungen vollziehen wird. Starke Veränderungen i n den jährlichen Zuwachsraten der nominellen Arbeitsverdienste, die sich ganz besonders einer verläßlichen Vorausschau entziehen, aber auch alle Wandlungen i n der allgemeinen Neigung zu versicherungspflichtigen Erwerbstätigkeiten oder zur freiwilligen Versicherung oder i n den Sterblichkeitsverhältnissen und i n vielen anderen Dingen können die Gültigkeit der Prognosen beträchtlich ins Wanken bringen. Man hat deshalb versucht und w i r d auch i n Zukunft immer wieder versuchen, einen Bereich der möglichen künftigen Entwicklung dadurch abzustecken, daß man mit alternativen Annahmen operiert 1 5 . Doch w i r d dann nicht nur die Rechnung, sondern auch die Darstellung der Ergebnisse schon bei wenigen variierenden Größen recht kompliziert, und es gelingt immer weniger, noch zu übersehen, welcher Komplex von A n nahmen (Annahmen über den Ausgangszustand ebensowohl wie A n nahmen über die künftige Entwicklung) der Prognose tatsächlich zugrunde liegt und i n welcher Beziehung er zur realen Entwicklung steht. Wenn dies alles aber so ist, dann drängt sich geradezu von selbst der Gedanke auf, den Zusammenhang zwischen den Einnahmen und Ausgaben der gesetzlichen Rentenversicherungen auf der einen und ihren maßgeblichen demographischen, ökonomischen und sozialen Bestimmungsfaktoren auf der anderen Seite erst einmal i n viel allgemeinerer Form mit Hilfe eines Modells zu untersuchen. Die Aufgabe besteht dann gewissermaßen darin, rein gedanklich eine Bevölkerung und Wirtschaft zu entwickeln, die alle wesentlichen, heute und für die nächste Zukunft als normal anzusehenden und auch dauerhaft real vorstellbaren Züge einer wirklichen Bevölkerung und Wirtschaft trägt, i n der das neue Rentenversicherungsrecht eine zeitlich unbegrenzte Gültigkeit besitzt und i n der demzufolge Generation für Generation unter immer den gleichen Bedingungen seine Beiträge entrichtet, seine Renten bezieht und seine Hinterbliebenen ökonomisch gesichert weiß. Der bei einem solchen Vorgehen mögliche radikale Verzicht auf die Berücksichtigung aller Einmaligkeiten und Zufälligkeiten der konkreten histori15 Bei den versicherungstechnischen Bilanzen zum 1. Januar 1959 wurde ζ. B. m i t jeweils drei verschiedenen Annahmen über die jährliche Erhöhung der Durchschnittsentgelte u n d der Entwicklung des Zinssatzes gerechnet. Siehe B A r b B l . 1962, S. 650.

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sehen Situation, i n der sich die Rentenversicherungen heute befinden, erlaubt es dann ganz sicher, das Zusammenspiel der entscheidenden Wirkungskräfte i n größerer Reinheit und Klarheit aufzudecken, als dies durch eine zweck- und situationsgebundene Prognose jemals möglich wäre. Das Modell muß freilich so konstruiert sein, daß es alle für wesentlich gehaltenen Einflußgrößen auch explizit enthält, und zwar nicht nur symbolhaft angedeutet, sondern auch mit numerischen Werten versehen. Diese Werte können entweder Ausdruck bestimmter Risiken (ζ. B. Invalidisierungs- oder Sterbehäufigkeiten), bestimmter Verhaltungsweisen (ζ. B. Heiratshäufigkeiten) oder bestimmter gesetzlicher Vorschriften (ζ. B. Rentenfaktoren) sein. Sie müssen aber auf jeden Fall i n einer engen überschaubaren Beziehung zur Realität stehen, d. h. praktisch, sie müssen durch eingehende, mit Sachkenntnis durchgeführte empirische Untersuchungen gewonnen sein. Gerade weil gedankliche Konstruktionen dieser A r t immer die Gefahr bergen, sich am Ende allzu weit von der Realität zu entfernen, muß darauf geachtet werden, daß das Modell zumindest i n seinen Grundannahmen ein eindeutiges und klar erkennbares Verhältnis zur Realität aufweist. Denn anders wären die Modellaussagen kaum für die Erklärung und Beurteilung der Realität tauglich. I n einer ersten grundlegenden Phase der Untersuchung kann man die verwendeten Risiko-, Verhaltens- und sonstigen Relationen als zeitlich konstant annehmen. Das Modell nähert sich dann bei genügend langer Fortdauer einem Gleichgewichtszustand, der i m einzelnen analysiert und beschrieben werden kann. Bereits eine solche statische Gleichgewichtsanalyse hat bei geeigneter Wahl der angenommenen Größenbeziehungen einen nicht zu unterschätzenden Erkenntniswert. Der sich ergebende Einnahmen- oder Ausgabenüberschuß oder der dann notwendige Beitragssatz zeigt an, ob unter den gewählten Bedingungen die Reformidee als solche dauerhaft realisierbar ist. Er kann gleichzeitig auch benutzt werden zu einer Gesamtbeurteilung der i n einer Bevölkerung während eines bestimmten begrenzten Zeitabschnitts (ζ. B. eines Jahres) aktuell wirksamen Hauptbestimmungsfaktoren der Finanzlage der Rentenversicherung. So wie man mit Hilfe einer bereinigten Sterbeziffer (oder ihres reziproken Werts, der mittleren Lebenserwartung eines Neugeborenen) die Sterblichkeitsverhältnisse i n einer Bevölkerung prägnant zu charakterisieren sucht, so kann man auch den notwendigen Beitragssatz des statischen Modells als ein geeignetes Charakteristikum für die Heirats-, Invaliditäts-, Erwerbstätigkeits- und Verdienstverhältnisse i n einer Bevölkerung i n ihrer Gesamtheit vom Standpunkt der Rentenversicherung aus betrachten. Liegt ζ. B. der unter den heutigen allgemeinen oder normalen Bedingungen ent-

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wickelte „Gleichgewichts-Beitragssatz" über dem gegenwärtigen Beitragssatz von 14 vH, so heißt das offenbar, daß dieser heutige Satz, gemessen an den gegenwärtigen Risikoverhältnissen relativ niedrig ist, und zwar allein deshalb, weil sich die historisch bedingten Besonderheiten unserer gegenwärtigen Situation i n ihrer Gesamtheit günstig auf die Finanzlage der Rentenversicherungsträger auswirken. Ein Modell-Beitragssatz von weniger als 14 v H würde entsprechend das Gegenteil bedeuten. Die Verwendungsfähigkeit des Modells muß sich aber nicht i n der rein statischen Analyse erschöpfen. Setzt man an die Stelle der i m ersten Ansatz als normal oder für einen bestimmten Zeitabschnitt charakteristisch angesehenen Werte nacheinander ganze Folgen alternativer Werte und vergleicht die dann entstehenden Gleichgewichtszustände (komparativ-statische Analyse), so erkennt man schon recht weitgehend, unter welchen Voraussetzungen die Reform dauerhaft realisierbar wäre, von welchen Faktoren auf die Dauer besonders starke, von welchen nur geringe Einflüsse ausgehen und anderes mehr. Noch weiter reichende Einblicke i n die Zusammenhänge lieferte dann eine dynamische Analyse, bei der nicht mehr Gleichgewichtszustände, sondern Abläufe, Übergänge von einem Zustand i n einen anderen i m Modell untersucht werden. Die angesetzten Relationen müßten dabei durchaus nicht über eine sehr lange Zeit konstant gehalten, sondern könnten während des Modellablaufs selbst bestimmten Veränderungen unterworfen werden. Nähert man schließlich das Modell noch mehr der Realität an, indem man seinen Ablauf mit einem Anfangszustand beginnen läßt, der dem gegenwärtigen Zustand so weitgehend wie möglich entspricht, so w i r d das Modell selbst am Ende zu einer Prognose. So gesehen sind Modell und Prognose nicht etwa Gegensätze, sondern die Prognose w i r d zum Sonderfall eines zunächst viel allgemeineren Modells. Ein solches Vorhaben w i r d besonders gefördert, ja es erhält sogar erst seinen eigentlichen Sinn durch die neue Konzeption, die m i t der Reform i n das Rentenversicherungsrecht eingeführt worden ist. Diese Konzeption, die als ihr Kernstück die dynamische oder Produktivitätsrente enthält, fordert zu neuen, speziell auf sie zugeschnittenen methodischen Ansätzen geradezu heraus. Entscheidend dafür ist vor allem die Bezogenheit nahezu sämtlicher Geldgrößen, besonders der Beiträge und der Renten, auf durchschnittliche Arbeitsentgelte und damit das Abgehen von der bisher üblichen Nominalrechnung. Der besondere Reiz einer Modellrechnung besteht deshalb darin, diesem „Umdenken" auch methodisch Rechnung zu tragen und aus einem einheitlichen Ansatz für die Arbeitsverdienste der Versicherten heraus zugleich das Beitragsaufkommen und die Renten einer gedachten Bevölkerung zu bestimmen,

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während i n der wirklichen Bevölkerung die Beiträge von den Arbeitsverdiensten desselben Jahres abhängen, das Niveau der Renten dagegen von den Arbeitsverdiensten einiger Jahre zuvor und die individuelle Höhe der Renten i n Prozent des vorgegebenen Rentenniveaus gar von den Arbeitsverdiensten der letzten zehn, zwanzig, dreißig und noch mehr Jahre. Es spricht also vieles für eine allseitige wissenschaftliche Durchleuchtung der Zusammenhänge zwischen den demographischen, ökonomischen und sozialen Vorgängen i n einer Bevölkerung auf der einen und der Einnahmen- und Ausgabengestaltung ihrer nach den Neuregelungsgesetzen organisierten Rentenversicherungen auf der anderen Seite. Die vorliegende Arbeit ist ein Versuch, dafür einen gangbaren Weg zu öffnen. Mehr als ein Versuch kann es nicht sein, wenn man die sachlichen und die statistischen Hindernisse ernst nimmt, die sich einem solchen Bemühen entgegenstellen und wenn man zugleich die rechentechnischen Erfordernisse nur einigermaßen i n Grenzen halten w i l l . Überblickt man noch einmal Anlaß und Ziel der vorliegenden Arbeit, so drängt sich ein bisher noch nicht berührter Gedanke auf, der der gesamten Untersuchung einen zweiten und nicht weniger bedeutsamen Zweck setzt. Es ist ja nichts Ungewöhnliches, daß man versucht, mit wissenschaftlichen Methoden ein komplexes wirtschaftliches und soziales Geschehen auf überschaubare Strukturen und Relationen zurückzuführen, um es angemessen analysieren und i m Anschluß daran bis zur Grenze des Möglichen prognostizieren zu können. Die Besonderheit des hier behandelten speziellen Problems besteht allenfalls darin, daß die Voraussetzungen für eine Modelluntersuchung besonders günstig sind. Die Zahl der wirklich durchschlagenden Einflußfaktoren ist einigermaßen begrenzt und unter ihnen befinden sich eine ganze Reihe mit relativ großer Stabilität, wie die Rechtsvorschriften für die Beitragsund Rentenbemessung oder die Sterblichkeit der Bevölkerung. So soll denn die vorliegende Arbeit zugleich ein Beitrag zur allgemeinen sozialwissenschaftlichen und besonders sozialstatistischen Forschung sein. Die enge Bindung an ein ganz spezielles Problem und die unabdingbare Forderung nach strenger Realitätsbezogenheit aller Einzelansätze erschweren zwar dieses Anliegen erheblich, sie bereichern es aber zugleich durch immer neue Fragestellungen, auf die man anders kaum stößt, und sie verhindern ein Abgleiten i n wirklichkeitsfremde Spekulationen. I m Verlauf der Untersuchung hat dieses Ziel gegenüber dem ursprünglichen mehr und mehr an Bedeutung gewonnen, so daß jetzt beide gleichwertig nebeneinander stehen. Die Konstruktion eines umfassenden und tiefgegliederten Bevölkerungsmodells, das am Ende ein allgemeines Urteil darüber erlauben soll, i n welcher Weise die jährlichen Ausgaben für die dynamische

Einleitung

Rente und die übrigen Leistungen der Rentenversicherung von den sie bestimmenden demographischen, ökonomischen und sozialen Bewegungsvorgängen auf lange Sicht abhängen und wie diese Ausgaben auf die Dauer finanziert werden können, setzt zunächst einmal die Kenntnis des neuen Rentenversicherungsrechts zumindest i n seinen Grundzügen voraus. Das erste Kapitel der vorliegenden Arbeit ist deshalb einer knappen Darstellung dieses Rechts gewidmet. Dabei w i r d es vor allem darauf ankommen, die entscheidenden Grundgedanken herauszustellen, die sich i n den gesetzlichen Vorschriften niedergeschlagen haben. Demgegenüber kann auf strenge Rechtssystematik der Darstellung ebenso verzichtet werden wie auf Vollständigkeit, besonders i n den finanziell weitgehend unbedeutenden Details. Erst i m Anschluß daran w i r d es möglich sein, die wesentlichen Grundsätze und das Programm für die eigentliche Untersuchung, die Konstruktion und Auswertung der Modellbevölkerung, zu entwickeln.

Erstes

Kapitel

Die Grundzüge des neuen Rentenversicherungsrechts A. Die Zweige der sozialen Rentenversicherung Die gesetzliche oder soziale Rentenversicherung ist die wichtigste Einrichtung der deutschen Sozialversicherung, die außer ihr noch die Kranken-, die Unfall- und die Arbeitslosenversicherung umfaßt. Rechtlich haben w i r es mit drei selbständigen Rentenversicherungszweigen zu tun, die i n drei verschiedenen Gesetzen geregelt sind: der Rentenversicherung der Arbeiter, der Rentenversicherung der Angestellten und der knappschaftlichen Rentenversicherung. Die Rentenversicherung der Arbeiter wurde i m Jahre 1891 unter der Bezeichnung „Invalidenversicherung" als Pflichtversicherung der Arbeiter für den Fall der Invalidität und des Alters eingeführt 1 6 ; seit 1911 ist sie zugleich eine Versicherung zugunsten der Hinterbliebenen 1 7 . Ihre gesetzliche Regelung bildet den Inhalt des vierten Buchs der Reichsversicherungsordnung (RVO). Obwohl die Invalidenversicherung i n erster Linie für die Arbeiter gedacht war, konnten auch Angestellte der unteren Einkommensgruppen einbezogen werden. I m Jahre 1913 wurde dann aber durch das Angestelltenversicherungsgesetz (AVG) eine eigene Rentenversicherung für die Angestellten geschaffen mit ähnlichen Aufgaben, wie sie die Invalidenversicherung hatte 1 8 . A n die Stelle der damaligen Bezeichnung „ Anges teilt en ver Sicherung" ist heute die Bezeichnung „Rentenversicherung der Angestellten" getreten. Die Arbeiter und Angestellten des Bergbaus haben seit langem eigene, ursprünglich auf Selbsthilfe gegründete Versicherungseinrichtungen, die Knappschaften. Diese übernahmen 1889 auch die Aufgaben der Invalidenversicherung für die i m Bergbau Beschäftigten. 1923 wurde die gesetzliche Rentenversicherung für die Arbeiter und Angestellten 16 Gesetz betreffend die I n v a l i d i t ä t s - und Altersversicherung v o m 22.6. 1889, RGBl. S. 97, i n K r a f t gesetzt durch Verordnung v o m 25.11.1890, RGBl. S.191. Reichsversicherungsordnung v o m 19. 7.1911, RGBl. S. 509. Versicherungsgesetz für Angestellte v o m 20.12.1911, RGBl. S. 989.

Α. Die Zweige der sozialen Rentenversicherung

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i m Bergbau i m Reichsknappschaftsgesetz (RKnG) unter der Bezeichnung „ Knappschaftliche Rentenversicherung" einheitlich geregelt 19 . Die Rentenreform von 1957 hat an der formalen Eigenständigkeit der drei Versicherungszweige nichts geändert. Das Arbeiterrentenversicherungs-Neuregelungsgesetz (ArVNG) vom 23.2.1957 20 brachte in A r t i k e l 1 eine Neufassung des vierten Buchs der Reichsversicherungsordnung mit Ausnahme des Abschnitts über die Versicherungsträger, in A r t i k e l 2 ein sehr umfangreiches, differenziertes und noch weit in die Zukunft wirkendes Übergangsrecht und i n A r t i k e l 3 einige Schlußvorschriften. Gleichermaßen aufgebaut ist das Angestelltenversicherungs-Neuregelungsgesetz (AnVNG) vom gleichen Tag 2 1 mit der Neufassung des Angestelltenversicherungsgesetzes i n A r t i k e l 1. Die Reform der knappschaftlichen Rentenversicherung erfolgte i n ähnlicher Weise durch das Knappschaftsversicherungs-Neuregelungsgesetz (KnVNG) vom 21. 5.1957 22 . Trotz der erhalten gebliebenen rechtlichen Trennung der Rentenversicherungen brachten die Neuregelungsgesetze eine weitgehende materielle Vereinheitlichung. Die Texte des A r V N G und des A n V N G stimmen von wenigen Ausnahmen abgesehen sogar wörtlich miteinander überein. Die neue Fassung des Reichsknappschaftsgesetzes trägt zwar weiterhin den Besonderheiten des Bergbaus und der knappschaftlichen Tradition durch höhere und differenziertere Leistungen sowie durch eine andere Finanzierungsweise Rechnung; die Tendenz der Angleichung an die beiden anderen Rentenversicherungen ist aber unverkennbar. Der Erwähnung bedarf schließlich noch die Rentenversicherung der selbständigen Handwerker, die mit den anderen drei gesetzlichen Rentenversicherungen aufs engste verknüpft ist. Durch das Gesetz über die Altersversorgung für das Deutsche Handwerk vom 21.12.1938 waren die selbständigen Handwerker zu einer Alters- und Hinterbliebenenversorgung verpflichtet worden, für die sie Beiträge zur Angestelltenversicherung und/oder zu einer privaten Lebensversicherung i n einer vorgeschriebenen Höhe zu leisten hatten 2 3 . Dieses Recht ist inzwischen i n wesentlichen Punkten geändert worden durch das Gesetz über eine Rentenversicherung der Handwerker (Handwerkerversicherungsgesetz — HwVG) vom 8. 9. 1960, das am 1.1.1962 in Kraft getreten ist 2 4 . Es bringt eine Versicherungspflicht der Handwerker i n der Rentenversiche19 Reichsknappschaftsgesetz v o m 23. 6.1923, RGBl. T e i l I, S. 431. 20 BGBl. Teil I, S. 45. 21 BGBl. Teil I, S. 88. 22 BGBl. Teil I, S. 533. 23 RGBl. Teil I, S. 1900. 24 B G B l . T e i l I, S. 737.

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Erstes Kapitel: Die Grundzüge des neuen Rentenversicherungsrechts

rung der Arbeiter, aber nach eigenen Vorschriften, die von denen des vierten Buchs der RVO nicht unwesentlich abweichen. Die vorliegende Arbeit w i r d sich nur auf die Rentenversicherungen der Arbeiter und der Angestellten erstrecken 25 . I n den folgenden Abschnitten dieses Kapitels w i r d deshalb auch nur das Recht dieser beiden Versicherungszweige i n seinen Grundzügen dargestellt, und zwar so, wie es sich nach der Reform i m vierten Buch der RVO und i m A V G niedergeschlagen hat, also ohne das gesamte Übergangsrecht. Sofern nicht ausdrücklich etwas Abweichendes vermerkt ist, gelten alle Ausführungen für beide Versicherungen gleichermaßen. Von allen übrigen Gesetzen und Einzelvorschriften des Sozialversicherungsrechts, die ebenfalls geltendes Recht für die Rentenversicherungen enthalten, w i r d nur noch die Regelung der Krankenversicherung der Rentner i m zweiten Buch der RVO wegen ihrer finanziellen Bedeutung für die Rentenversicherungen behandelt. Die weitgehende Übereinstimmung des Rechts der Rentenversicherung der Angestellten m i t dem der Rentenversicherung der Arbeiter erlaubt eine starke Vereinfachung unserer Modellkonstruktion: Beide Versicherungen können i m Modell zusammen als eine einzige Einrichtung aufgefaßt werden. Es erübrigt sich deshalb auch, i n diesem Kapitel auf Fragen einzugehen, die nur i n der formellen Eigenständigkeit der drei Rentenversicherungszweige und i n der rechtlichen Selbständigkeit ihrer Träger begründet sind 2 6 .

B. Das Recht der Rentenversicherungen der Arbeiter und der Angestellten 27 I. Die Aufgaben der Versicherung (§ 1226 RVO und § 1 AVG) Die Versicherung hat zuerst einmal den Zweck, den Arbeiter oder Angestellten bei Bedrohung oder Beeinträchtigung seiner Erwerbs25

Begründung siehe 3. Kapitel, A l b u n d c. Das gilt vor allem für die Rechtsform u n d Organisation der Versicherungsträger, die Wanderversicherung u n d das Gemeinlastverfahren. Die V o r schriften über die Wanderversicherung (§§ 1308 ff. RVO u n d §§ 87 ff. AVG) gelten für Versicherte, für die Beiträge zu zwei oder zu allen drei Versicherungszweigen entrichtet sind. Durch das Gemeinlastverfahren (§§ 1390 ff. RVO) w i r d ein finanzieller Ausgleich zwischen den einzelnen Trägern der Rentenversicherung der Arbeiter herbeigeführt. 27 Z u r Erläuterung siehe Brackmann, K u r t : Handbuch der Sozialversicherung, Bd. 3, S. 615 ff., 1. bis 6. Aufl., Bad Godesberg, Stand 1962; Dersch, Knoll u.a.: Kommentar zum gesamten Recht der RVO, Wiesbaden 1961; Hoernigk, Rudolf u n d Jorks, Eugen: Der Rentenberater, F r a n k f u r t 1957; Jantz, K u r t u n d Zw eng, Hans: Kommentar zu den Gesetzen zur Neuregelung des Rechts der Rentenversicherung der Arbeiter u n d der Rentenversicherung der Angestellten, Stuttgart 1957. 26

Β . Das Recht der Rentenversicherung

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fähigkeit vor Erreichen der Altersgrenze so lange wie möglich als vollwertiges Glied der arbeitenden Gemeinschaft zu erhalten. Die erste Aufgabe besteht deshalb darin, sobald es nötig erscheint, geeignete Maßnahmen zur Erhaltung, Besserung und Wiederherstellung der Erwerbsfähigkeit des Versicherten i n die Wege zu leiten und zu finanzieren. Verspricht dies oder zeigt dies keinen Erfolg, so soll der Versicherte gleichwohl vor dem sozialen Abstieg bewahrt bleiben. Die Versicherung hat i h m dann durch Gewährung einer Rente einen angemessenen Lebensunterhalt zu sichern. Diese finanzielle Sicherung soll dem Arbeiter oder Angestellten auch nach einem erfüllten Arbeitsleben bei Erreichen der Altersgrenze gewährt werden, gleichgültig ob er dann noch erwerbsfähig ist oder nicht. Schließlich sollen nach dem Tode des Versicherten auch seine Hinterbliebenen eine entsprechende Sicherung ihres Lebensunterhalts nicht entbehren müssen. Die Rente hat dabei nicht mehr wie früher primär den Sinn, Hilfsbedürftige vor einer akuten wirtschaftlichen Notlage i n bestimmten Wechselfällen des Lebens zu schützen, sondern sie w i r d als eine besondere A r t der Gegenleistung für die Arbeit angesehen, die der Versicherte während seines Arbeitslebens als Glied der Versichertengemeinschaft vollbracht hat. Sie soll ein Analogon zum Arbeitslohn, nicht zur Fürsorgeleistung sein. Dabei gilt der Grundsatz: „Die individuelle ökonomische Situation des Menschen i m Durchschnitt seines Arbeitslebens soll sich fortsetzen i n einer entsprechenden individuellen ökonomischen Situation nach dem Arbeitsleben 2 8 ." II. Der Kreis der versicherten Personen (§§ 1227 bis 1234 RVO und §§ 2 bis 11 AVG) 1. Allgemeiner Überblick

Die gesetzlichen Rentenversicherungen sind Ζ wangs ver Sicherungen, durch die eine ganz bestimmte soziale Schicht i m ganzen erfaßt werden soll, während andere Personenkreise grundsätzlich ausgeschlossen bleiben. Die gemeinte soziale Schicht sind die Arbeitnehmer, d. h. die i n abhängiger Arbeit beschäftigten Personen und einige Gruppen von Selbständigen, die ihnen sozial etwa gleichgestellt sind. Das entscheidende K r i t e r i u m ist die A r t der ausgeübten (unselbständigen) Beschäftigung oder (selbständigen) Tätigkeit. Wer eine der i m Gesetz aufgeführten Beschäftigungen oder Tätigkeiten ausübt, w i r d versicherungsund damit beitragspflichtig, es sei denn, daß einer der ebenfalls i m Gesetz vorgesehenen besonderen Gründe die Versicherungspflicht wieder beseitigt. M i t der Aufgabe der versicherungspflichtigen Beschäfti28 Jantz-Zweng, 3 Grohmann

a. a. O., S. 2.

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Erstes K a p i t e l : Die Grundzüge des neuen Rentenversicherungsrechts

gung oder Tätigkeit endet auch die Versicherungspflicht. Personen, die bereits längere Zeit Beiträge auf Grund einer bestehenden Versicherungspflicht geleistet haben, können jedoch die Versicherung durch freiwillige Beitragsleistungen fortsetzen. M i t Pflichtbeiträgen oder mit freiwilligen Beiträgen belegte Zeiten heißen Beitragszeiten. Ihre kleinste Einheit ist der Kalendermonat. 2. Pflichtversicherung

I n der Rentenversicherung der Arbeiter oder der Rentenversicherung der Angestellten werden alle Personen versichert, die als Arbeitnehmer gegen Entgelt oder die als Lehrling oder sonst zu ihrer Berufsausbildung beschäftigt sind. Hinzu kommen Hausgewerbetreibende, Heimarbeiter, selbständige Krankenpfleger, Lehrer, Erzieher und Musiker, die keine Angestellten beschäftigen, Wehrpflichtige, die i m Zeitpunkt der Einberufung pflichtversichert waren und einige andere kleinere Gruppen. Von der Versicherungspflicht in den Rentenversicherungen der Arbeiter und der Angestellten ausgenommen sind die i m Bergbau beschäftigten Personen, für die die knappschaftliche Rentenversicherung in Betracht kommt. Kraft Gesetzes versicherungsfrei sind Angestellte mit einem regelmäßigen Jahresarbeitsverdienst von mehr als 15 000 DM, ferner Personen, die bereits eine Altersrente aus einer gesetzlichen Rentenversicherung beziehen, ordentliche Studierende und einige andere Gruppen. Wer eine Nebenbeschäftigung, die einen gewissen Umfang nicht überschreitet ausübt, ist hinsichtlich dieser Nebenbeschäftigung versicherungsfrei. Eine besondere Regelung ist für Beamte und sonstige Beschäftigte i m öffentlichen Dienst getroffen. Sie unterliegen zunächst als gegen Entgelt beschäftigte Arbeitnehmer der Versicherungspflicht, sind aber kraft Gesetzes versicherungsfrei — oder können es auf Antrag werden —, wenn ihnen Anwartschaft auf lebenslängliche Versorgung und auf Hinterbliebenenversorgung nach beamtenrechtlichen Vorschriften oder Grundsätzen gewährleistet ist. Ebenso sind kraft Gesetzes versicherungsfrei: Polizeivollzugsbeamte auf Widerruf, Soldaten auf Zeit, Berufssoldaten der Bundeswehr und die Beamten der meisten öffentlich-rechtlichen Körperschaften, solange sie lediglich für ihren Beruf ausgebildet werden. Scheiden Personen — ζ. B. Referendare — aus einer dieser Beschäftigungen wieder aus, ohne daß ihnen oder ihren Hinterbliebenen die Anwartschaft auf Versorgung erhalten bleibt und ohne daß sie eine Abfindung bekommen haben, so werden sie „nachversichert". Der bisherige Arbeitgeber entrichtet für die i n Betracht kommende Zeit die Versicherungsbeiträge nach, so daß die betreffenden Personen für diese Zeit den Versicherungspflichtigen nachträglich gleichgestellt werden.

Β . Das Hecht der Rentenversicherung

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3. Freiwillige Versicherung

Wer innerhalb von 10 Jahren während mindestens 60 Kalendermonaten Beiträge für eine rentenversicherungspflichtige Beschäftigung oder Tätigkeit entrichtet hat und i n keiner der gesetzlichen Rentenversicherungen mehr versicherungspflichtig ist, kann die Versicherung durch Zahlung freiwilliger Beiträge fortsetzen. Dabei ist weder erforderlich, daß diese Weit er ν er Sicherung unmittelbar an die Pflichtversicherung anschließt, noch daß sie ununterbrochen fortgeführt wird. Wer einmal das Recht zur freiwilligen Weiterversicherung erworben hat, kann bis zum Eintritt des Versicherungsfalls für jeden beliebigen Kalendermonat Weiterversicherungsbeiträge entrichten; dieses Recht w i r d lediglich unterbrochen durch eine erneute Versicherungspflicht. Jeder monatliche Weiterversicherungsbeitrag w i r d bei der Leistungsbemessung genau so gewertet wie ein monatlicher Pflichtbeitrag von gleicher Höhe i m gleichen Jahr. Eine andere Form der freiwilligen Versicherung ist die Höherversicherung. Sie gibt dem Versicherten die Möglichkeit, die spätere Rente dadurch zu erhöhen, daß er nach seiner Wahl zusätzliche Beiträge zu den Pflicht- oder Weiterversicherungsbeiträgen — und zwar immer gleichzeitig mit diesen — entrichtet. Das Recht der Höherversicherung ist durch die Reform kaum verändert worden. Vor allem ist die frühere Abhängigkeit des Nominalwerts der Leistungen von den Nominalwerten der Beiträge erhalten geblieben. Da das übrige Leistungsrecht grundlegend neu gestaltet worden ist, steht die Höherversicherung heute nur noch i n einer losen Beziehung zur Pflicht- und zur Weiterversicherung. Sie w i r d deshalb i n dieser Arbeit nicht berücksichtigt. I I I . Die Leistungen aus der Versicherung (§§ 1235 bis 1307 RVO und §§ 12 bis 86 AVG) 1. Überblick über die Arten der Leistungen

A n der Spitze der Versicherungsleistungen stehen entsprechend den Aufgaben der Versicherung die Maßnahmen zur Erhaltung, Besserung und Wiederherstellung der Erwerbsfähigkeit. Erst an zweiter Stelle folgen i n der gesetzlichen Aufzählung die Renten, die der Versicherung den Namen gegeben haben und deren finanzielle Bedeutung die aller anderen Leistungsarten zusammengenommen um ein Vielfaches übersteigt. Als weitere Regelleistungen werden Witwen- und Witwerrentenabfindungen, Beitragserstattungen und Beiträge für die Krankenversicherung der Rentner gewährt. Außer für Regelleistungen können die Versicherungsträger noch M i t tel der Versicherung für eine Reihe zusätzlicher Leistungen aufwenden, 3*

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Erstes K a p i t e l : Die Grundzüge des neuen Renten ersicherungsrechts

die teils der versicherten Bevölkerung i m ganzen (ζ. B. Hebung der gesundheitlichen Verhältnisse der versicherten Bevölkerung), teils einzelnen Versicherten und ihren Angehörigen (ζ. B. Förderung der Erstellung von Wohnungen) zugute kommen. 2. Renten a) Rentenarten

und Voraussetzungen

der

Rentengewährung

Das neue Recht der Rentenversicherungen der Arbeiter und der A n gestellten unterscheidet folgende Rentenarten: Rente wegen Berufsunfähigkeit, Rente wegen Erwerbsunfähigkeit, Ruhegeld nach Erreichen der Altersgrenze, Witwenrente, Witwerrente, Rente an eine frühere Ehefrau und Rente an einen früheren Ehemann, Waisenrente. Die ersten drei sind Versichertenrenten, die übrigen Hinterbliebenenrenten. Voraussetzung für das Entstehen eines Rentenanspruchs gleich welcher A r t ist die Erfüllung der Wartezeit und der Eintritt des Versicherungsfalls. aa) Erfüllung der Wartezeit 2 9 Die Wartezeit für das Altersruhegeld beträgt 180 Kalendermonate, für alle übrigen Rentenarten 60 Kalendermonate. A u f diese Zeit werden sämtliche Beitragsmonate angerechnet und darüber hinaus noch die sogenannten Ersatzzeiten, wenn vorher eine Versicherungspflicht bestand oder innerhalb von zwei Jahren nachher eine versicherungspflichtige Beschäftigung oder Tätigkeit aufgenommen worden ist. Ersatzzeiten sind vor allem Zeiten des militärischen oder militärähnlichen Dienstes auf Grund der gesetzlichen Wehrpflicht, Zeiten der Internierung, der Vertreibung, der Flucht usw. Die Wartezeit muß vor Eintritt des Versicherungsfalls erfüllt sein. Wie sich die Beitrags- und Ersatzzeiten auf die Zeitspanne zwischen dem Eintritt i n die Versicherung und dem E i n t r i t t des Versicherungsfalls verteilen, spielt keine Rolle. Ausnahmsweise gilt die Wartezeit als erfüllt, ohne daß Beitrags- und Ersatzzeiten zusammen 60 Kalendermonate ergeben. Dies ist vor allem der Fall, wenn der Versicherte infolge eines Arbeitsunfalls oder durch Kriegseinwirkungen berufs- oder erwerbsunfähig geworden oder gestorben ist. 20 §§ 1246 Abs. 3, 1247 Abs. 3, 1248 Abs. 4, 1249 ff., 1263 Abs. 2 RVO, §§ 23 Abs. 3, 24 Abs. 3, 25 Abs. 4, 26 f t , 40 Abs. 2 A V G .

Β . Das Recht der Rentenversicherung

37

bb) Versicherungsfälle u n d Rentenarten D i e Versicherungsfälle der Beruf sunfähigkeit*

0

u n d der

Erwerbsunfä-

31

higkeit sind — i n beiden Rentenversicherungen einheitlich definiert — seit der Neuregelung an die Stelle der Versicherungsfälle „ I n v a l i d i t ä t " i n der Rentenversicherung der Arbeiter und „Berufsunfähigkeit" i n der Rentenversicherung der Angestellten getreten. Dadurch wurde ein bemerkenswerter rechtlicher Unterschied zwischen beiden Versicherungen beseitigt und zugleich der Versicherungsschutz i n jeder von ihnen differenziert. „Berufsunfähig ist ein Versicherter, dessen Erwerbsfähigkeit infolge von K r a n k h e i t oder anderen Gebrechen oder Schwäche seiner körperlichen oder geistigen K r ä f t e auf weniger als die Hälfte derjenigen eines körperlich oder geistig gesunden Versicherten m i t ähnlicher Ausbildung u n d gleichwertigen Kenntnissen u n d Fähigkeiten herabgesunken ist." „Erwerbsunfähig ist der Versicherte, der infolge von K r a n k h e i t oder anderen Gebrechen oder von Schwäche seiner körperlichen oder geistigen K r ä f t e auf nicht absehbare Zeit eine Erwerbstätigkeit i n gewisser Regelmäßigkeit nicht mehr ausüben oder nicht mehr als n u r geringfügige Einkünfte durch Erwerbstätigkeit erzielen kann." Es entspricht dem Wesen dieser beiden Versicherungsfälle, daß der durch sie eingeleitete Zustand wieder beseitigt werden kann. Bei Behebung der Berufsunfähigkeit w i r d die Rente entzogen. B e i Behebung der Erwerbsunfähigkeit w i r d die Rente entweder ebenfalls entzogen, oder sie w i r d , w e n n der Versicherte dann noch berufsunfähig ist, i n eine Berufsunfähigkeitsrente umgewandelt. Umgekehrt w i r d bei einer entsprechenden Verschlechterung i n den Verhältnissen des Versicherten eine Berufsunfähigkeitsrente i n eine Erwerbsunfähigkeitsrente u m gewandelt 3 2 . Besteht schon beim E i n t r i t t der Berufs- oder Erwerbsunfähigkeit begründete Aussicht, daß sie i n absehbarer Zeit wieder behoben sein w i r d , so ist eine Rente auf Zeit — längstens auf zwei Jahre — zu gewähren 8 3 . Der Versicherungsfall für das Altersruhegeld™ ist die Vollendung des 65. Lebensjahres oder die Erreichung eines späteren v o m Versicherten selbst bestimmten Alterszeitpunkts. E i n solcher späterer Zeitpunkt k o m m t vor allem i n Betracht, w e n n der Versicherte erst nach V o l l endung des 65. Lebensjahres die Wartezeit f ü r das Altersruhegeld erf ü l l t oder wenn er durch Zahlung von Beiträgen nach Vollendung des 65. Lebensjahres seine zu erwartende Rente noch erhöhen w i l l 3 5 . 3

§ 1246 RVO, § 23 A V G . * § 1247 RVO, § 24 A V G . 32 Jantz-Zweng, a. a. O., S. 84. 33 § 1286 RVO, § 63 A V G . 34 § 1276 RVO, § 53 A V G . 35 § 1248 RVO, § 25 A V G .

3

38

Erstes K a p i t e l : Die Grundzüge des neuen

enten ersicherungsrechts

Von dieser Regel gibt es zwei Ausnahmen. Altersruhegeld erhält auf Antrag auch der Versicherte, der das 60. Lebensjahr vollendet hat und seit mindestens einem Jahr ununterbrochen arbeitslos ist, für die weitere Dauer der Arbeitslosigkeit. Weibliche Versicherte erhalten auf Antrag auch dann Altersruhegeld, wenn sie das 60. Lebensjahr vollendet und i n den letzten 20 Jahren überwiegend eine rentenversicherungspflichtige Beschäftigung oder Tätigkeit ausgeübt haben und eine solche nicht mehr ausüben. Man spricht i n diesen beiden Fällen von „vorgezogenem Altersruhegeld". Vorherige Erfüllung einer Wartezeit von 180 Kalendermonaten ist selbstverständlich auch hier Voraussetzung. Vollendet der Empfänger einer Berufs- oder Erwerbsunfähigkeitsrente das 65. Lebensjahr und hat er i n diesem Zeitpunkt die Wartezeit für das Altersruhegeld erfüllt, so w i r d seine Rente i n ein Altersruhegeld umgewandelt. Der Versicherungsfall für die Gewährung von Hinterbliebenenrenten 3 6 ist der Tod des Versicherten. Die Witwe eines verstorbenen Versicherten erhält i n jedem Fall eine Witwenrente. Eine Witwerrente w i r d dagegen nur gewährt, wenn die verstorbene Versicherte den Unterhalt ihrer Familie überwiegend bestritten hat. Witwen- und Witwerrente fallen weg, wenn die (der) Berechtigte wieder heiratet. Diese(r) erhält dann das Fünffache des Jahresbetrages der bisher bezogenen Rente als Abfindung. I m Falle der Scheidung der neuen Ehe kann die frühere Rente u. U. wieder aufleben. Unter bestimmten Voraussetzungen w i r d eine Rente an einen früheren Ehegatten des (der) verstorbenen Versicherten gewährt. Sie w i r d weitgehend wie eine Witwen(r)rente behandelt. Waisenrente erhalten nach dem Tode des Versicherten seine Kinder bis zur Vollendung des 18. Lebensjahres, i n besonderen Fällen (Schuloder Berufsausbildung, körperliche oder geistige Gebrechen) darüber hinaus längstens bis zur Vollendung des 25. Lebensjahres. Die Kinder einer versicherten Ehefrau erhalten nach deren Tode nur dann Waisenrente, wenn die Verstorbene den Unterhalt der Kinder überwiegend bestritten hat. b) D i e

Rentenhöhe

aa) Grundgedanken der Rentenbemessung 37 Die Vorschriften über die Bemessung der Rentenhöhe bilden das Kernstück der gesamten Rentenreform. I n ihnen hat die Idee der dyna3β §§ 1263 ff., 1291 RVO, §§ 40 ff., 68 A V G . 37 §§ 1253 ff. RVO, besonders § 1255 u n d §§ 30 ff. A V G , besonders § 32. Siehe dazu die Begründung zum Regierungsentwurf, E n t w u r f eines Gesetzes zur

Β . Das Recht der Rentenversicherung

39

mischen oder Produktivitätsrente ihre gesetzliche Konkretisierung erfahren. Sie sind damit zugleich auch der Angelpunkt für alle Diskussionen um die finanzielle Tragfähigkeit der Reform und nicht zuletzt auch für die hier beabsichtigte Modelluntersuchung. Deshalb erscheint es angebracht, zuerst einmal einen Überblick über die wichtigsten Grundgedanken der Neuregelung zu geben. Das w i r d nicht nur das Verständnis für die oft als zu kompliziert empfundenen Einzelvorschriften erleichtern, es w i r d später auch erlauben, die Anlage des Modells auf das wirklich Wesentliche zu konzentrieren. Der für die Rentenbemessung entscheidende Grundsatz läßt sich am einfachsten auf die folgende knappe Formel bringen: Die Rente soll gewährleisten, daß die ökonomische Lage eines Versicherten und ebenso die seiner Hinterbliebenen während der Dauer des Rentenbezugs die gleiche ist, die der Versicherte während seiner Aktivzeiten innegehabt hat. Da die individuelle ökonomische Situation eines Einkommensbeziehers ungeachtet aller Veränderungen des Geldwerts und der Produktivität stets i m Vergleich zu derjenigen anderer Einkommensbezieher der Volkswirtschaft beurteilt wird, lag es nahe, zur Grundlage der Rentenbemessung das Verhältnis zu machen, i n dem der Arbeitsverdienst des betreffenden Versicherten während der einzelnen Jahre seiner Aktivzeit zum jeweiligen Durchschnittsverdienst aller Versicherten gestanden hat. Bezeichnet man den Jahresverdienst des Versicherten i n einem beliebigen Kalenderjahr mit e und den Durchschnittsverdienst aller Versicherten i m gleichen Jahr mit ë, dann ergibt sich für jedes einzelne A k t i v jähr des Versicherten ein Verhältnis k = e/ë. Diese für die Rentenbemessung grundlegende Relation kann auch noch i n einer anderen Weise gedeutet werden, nämlich als ein Ausdruck für die individuelle Arbeitsleistung des Versicherten innerhalb der Versichertengemeinschaft unter den jeweils herrschenden wirtschaftlichen und technischen Bedingungen. So gesehen erscheint die Rente genau wie der Arbeitslohn als eine „Gegenleistung für erbrachte A r b e i t " 3 8 . Da die Berufsstellung und damit auch die „Arbeitsleistung" und die „Verdienstsituation" eines Versicherten während seiner Aktivzeit i m allgemeinen nicht immer die gleiche bleibt, k also i m Laufe des Arbeitslebens unterschiedliche Werte annimmt, ist es nötig, aus sämtlichen Verhältniszahlen k einen Mittelwert k zu berechnen und diesen zur Rentenbemessung heranzuziehen, k kennzeichnet dann gewissermaßen Neuregelung des Rechts der Rentenversicherung der Arbeiter u n d der Angestellten (Rentenversicherungsgesetz — RtVG), Bundestagsdrucksache Nr. 2437, 2. Wahlperiode, S. 57 ff.; ferner Jantz-Zioeng, a.a.O., S. 2, 4 if., 98 ff., 108 ff.; Jantz, K u r t : Die erste Rentenanpassung i n den sozialen Rentenversicherungen, i n : Sozialreform u n d Sozialrecht, Festschrift für Walter Bogs, B e r l i n 1959, S. 161 ff., besonders S. 161 bis 164. 38 Jantz-Zweng, a. a. O., S. 4.

40

Erstes K a p i t e l : Die Grundzüge des neuen Rentenversicherungsrechts

die mittlere ökonomische Situation des betreffenden Versicherten oder seine durchschnittliche „Arbeitsleistung" während seines gesamten Arbeitslebens; es ist somit eine A r t individueller Verdienst- oder Leistungskoeffizient. Wendet man diesen individuellen Verdienst- oder Leistungskoeffizienten auf den Durchschnittsverdienst aller Versicherten i n den Jahren des Rentenbezugs an, so besagt das Produkt, wieviel der betreffende Versicherte unter den veränderten wirtschaftlichen und technischen Bedingungen (Geldentwertung, Steigerung der Produktivität) i n jedem Jahr seines Rentenbezugs verdienen würde, wenn er noch die gleiche Stellung unter den versicherten Erwerbstätigen einnähme, die er früher i m Durchschnitt seines Arbeitslebens innegehabt hat. I m Rentenbezugsjahr χ ζ. B. ist dieser Betrag gleich k · ê x . Für einen nicht mehr aktiven Versicherten ist allerdings dieser Betrag nicht i n voller Höhe erforderlich, um die gleiche ökonomische Position wie während der Aktivzeit zu gewährleisten, es genügt vielmehr schon ein bestimmter Bruchteil f* dieses Betrags (ζ. B. 75/100), weil gewisse Aufwendungen, die mit der Berufstätigkeit i n Zusammenhang stehen, entfallen. Dieser Bruchteil kann je nach der Rentenart verschieden sein; für eine Witwe kommt ein geringerer i n Betracht als für einen Versicherten, für einen Berufsunfähigen ein geringerer als für einen Erwerbsunfähigen. Danach wäre also eine Rente i n Höhe von f* · k · ë x angemessen. Bei einem solchen Ansatz w i r d aber naturgemäß immer eine maximale Dauer der Versicherungszeit unterstellt. Da die tatsächliche A k t i v zeit mehr oder weniger davon abweichen kann, muß die Dauer der Versicherung so i n die Rechnung eingebaut werden, daß sich bei einer geringeren als der maximalen Aktivzeit eine entsprechend geringere Rente ergibt. Ein Versicherter ζ. B., der nur die Hälfte seines Arbeitslebens als Angestellter, die andere dagegen als selbständiger Kaufmann zugebracht hat, soll nur die Hälfte dessen erhalten, was zur Aufrechterhaltung seiner während der Angestelltenzeit innegehabten ökonomischen Position erforderlich wäre. Bezeichnet man die tatsächliche Zahl der Versicherungsjahre m i t ν und die maximale mit v m a x , so müßte die Rente nunmehr

betragen. Darüber hinaus soll die Rente noch einen Kinderzuschuß enthalten, wenn die Voraussetzungen dafür gegeben sind. Dieser soll nicht von den früheren Arbeitsleistungen des Versicherten, wohl aber von der allgemeinen Verdienstentwicklung abhängen. Das w i r d am einfachsten

Β . Das

echt der Rentenversicherung

41

dadurch erreicht, daß der Rentenberechtigte für jedes K i n d einen bestimmten Bruchteil des Durchschnittsverdienstes aller Versicherten als Kinderzuschuß erhält. Bezeichnet man die Zahl der zuschußberechtigten Kinder mit ζ und ist der Zuschuß je K i n d generell auf ein Zehntel des jeweiligen Durchschnittsverdiensts aller Versicherten festgesetzt, so erhöht sich die Rente um den Betrag ζ · 0,1 · ë x . Nach den bisher skizzierten Grundgedanken der Rentenbemessung müßte der Jahresbetrag einer Rente i n einem beliebigen Jahr χ also die folgende Höhe haben: V

max

· ί # · Ι Ε · β χ + 0,1·ζ·β χ

Die gesetzlichen Vorschriften über die Bemessung der Rentenhöhe entsprechen nicht genau dieser Formel, sondern weichen teils aus sachlichen, teils aus praktischen Gründen i n einigen Punkten davon ab. Erstens w i r d ë x durch eine andere Größe, die sog. allgemeine Bemessungsgrundlage (a x ) ersetzt, die Ausdruck des allgemeinen Verdienstniveaus i n einem bereits u m mehrere Jahre zurückliegenden Zeitraum ist. Zweitens ist bei der Berechnung von k dem Umstand Rechnung getragen, daß sich die Aktivzeit des Versicherten nicht immer auf volle Kalenderjahre erstreckt. Drittens sind die ein für allemal feststehenden Größen f* und v m a x zu einer einzigen Größe, dem Rentenfaktor, zusammengefaßt: ^max Viertens zählen zur Versicherungszeit ν außer der zur Berechnung von k herangezogenen Aktivzeit noch einige andere Zeiten. Vor allem aber gelten die starren Β er echnungsvor Schriften nicht für die ganze Dauer des Rentenbezugs, sondern nur für die erstmalige Festsetzung der Rente. Die jährliche Anpassung an die allgemeine Verdienstentwicklung erfolgt jeweils durch besonderes Gesetz. Die den gesetzlichen Vorschriften entsprechende Rentenformel muß demnach folgendermaßen geschrieben werden: Jahresbetrag einer i m Jahr χ neu bewilligten Rente = ν · f · K · a x + 0,1 · ζ · a x = (v · f · E + 0,1 · ζ) · a x

Ein Beispiel mag die Anwendung dieser Formel (ohne den Kinderzuschuß) verdeutlichen": Vollendete ein Versicherter, dessen Arbeitsverdienst während einer vierzigjährigen Versicherungszeit (v = 40) durchschnittlich um 25 v H über dem Durchschnittsverdienst aller Versicherten gelegen hatte (k = 1,25), am 1.1.1959 (ai9s9 = 4812 D M ) 3 9 sein 39 § 2, Zweite Verordnung der Bundesregierung über Änderungen der Bezugsgrößen für die Berechnung von Renten i n den Rentenversicherungen der Arbeiter u n d der Angestellten sowie i n der knappschaftlichen Rentenversicherung v o m 19.12.1958, BGBl. T e i l I, S. 958.

42

Erstes K a p i t e l : Die Grundzüge des neuen Rentenversicherungsrechts

65. Lebensjahr, so erhielt er i n diesem Jahr eine Altersrente (f = 0,015) i n Höhe von 40 · 0,015 · 1,25 · 4812 D M = 40 · 0,015 · 6015 D M 3609 D M oder 300,75 D M monatlich.

bb) Die Rentenbemessung i m einzelnen α) Die Bestimmung des Rentenniveaus Die allgemeine Bemessungsgrundlage a x bestimmt als einzige Geldgröße auf der rechten Seite der Rentenformel das Niveau der neu zu berechnenden Renten. Sie gilt einheitlich für alle Renten, bei denen der Versicherungsfall i m selben Jahr eingetreten ist, folgt aber von einem Jahr zum anderen — wenn auch m i t einer gewissen Verzögerung — der allgemeinen Verdienstentwicklung. Bei fortgesetzt steigendem Lohnniveau werden demnach die Neurenten von Jahr zu Jahr auf einem höheren Niveau festgesetzt. Ist die allgemeine Bemessungsgrundlage ζ. B. i m Jahr χ + 1 um 5 v H höher als i m Jahr x, so fällt eine Rente mit Rentenbeginn i m Jahr χ + 1 u m 5 v H höher aus als eine Rente m i t Rentenbeginn i m Jahr x, wenn i m übrigen für beide die gleichen Berechnungsgrundlagen (v, f, k und z) maßgebend sind. Den Grundgedanken für die Rentenbemessung hätte es entsprochen, den Durchschnittsverdienst aller Versicherten i m Jahre x, also ê x , zur allgemeinen Bemessungsgrundlage zu machen. Das war aber schon aus praktischen Gründen nicht möglich, weil der durchschnittliche Jahresarbeitsentgelt immer erst nachträglich ermittelt werden kann. Außerdem wollte man die jährlichen Zufallsschwankungen dieser Größe wenigstens teilweise ausgleichen. Die gesetzliche Definition lautet deshalb: „Allgemeine Bemessungsgrundlage ist der durchschnittliche Bruttojahresarbeitsentgelt aller Versicherten der Rentenversicherungen der Arbeiter und der Angestellten ohne Lehrlinge und Anlernlinge i m M i t t e l des dreijährigen Zeitraumes vor dem Kalenderjahr, das dem Eintritt des Versicherungsfalls vorauf gegangen ist 4 0 ." I n Symbolen: a

x

=

(ëx-4 + ë x _ 3 + ë x _ 2 ) :3

Die allgemeine Bemessungsgrundlage Jahres 1957 ζ. B. war das arithmetische schnittlichen Bruttojahresärbeitsentgelten linge und Anlernlinge von 1953, 1954 und 40 § 1255 Abs. 2 RVO, § 32 Abs. 2 A V G .

für die Rentenzugänge des M i t t e l aus den drei durchaller Versicherten ohne Lehr1955.

Β . Das Recht der Rentenversicherung

43

Seit 1957 bestimmt die Bundesregierung jährlich bis zum 31.12. nach Anhören des Statistischen Bundesamtes durch Rechtsverordnung 41 den durchschnittlichen Bruttoarbeitsentgelt aller Versicherten ohne Lehrlinge und Anlernlinge für das voraufgegangene Kalenderjahr und — entsprechend der obigen Formel — die allgemeine Bemessungsgrundlage für das bevorstehende. ß) Die Differenzierung der Renten nach der „durchschnittlichen individuellen Arbeitsleistung" oder der „mittleren ökonomischen Situation" des Versicherten während seines Arbeitslebens Die allgemeine Bemessungsgrundlage a x w i r d durch Multiplikation mit dem individuellen Leistungs- oder Verdienstkoeffizienten k zur individuellen oder persönlichen Bemessungsgrundlage des Versicherten k · a x abgewandelt 42 . A u f diese Weise erfolgt eine Differenzierung der Renten nach der „durchschnittlichen Arbeitsleistung" oder der „mittleren ökonomischen Situation" der Versicherten während ihrer A k t i v zeiten. Unter Aktivzeiten sind hier vorbehaltlich der am Ende dieses Abschnitts noch anzubringenden Einschränkung die Beitragszeiten der Versicherten zu verstehen, d. h. diejenigen Zeiten, für die Pflicht- oder freiwillige Beiträge wirksam entrichtet sind. Erstreckt sich die gesamte Beitragszeit eines Versicherten — sie sei zum Unterschied von der gesamten Versicherungszeit ν m i t v i bezeichnet — ausschließlich auf volle Kalenderjahre, dann kann der Koeffizient k ohne weiteres nach der oben angegebenen Vorschrift berechnet werden: g =

=

Σ (e/ë)

vi Vi wobei der Quotient k = e/ë für alle mit Beiträgen (voll) belegten Kalenderjahre zu bilden ist. Erstreckt sich die Beitragszeit i n einem beliebigen Kalenderjahr auf weniger als 12 Monate, ζ. B. nur auf 5, so kann für dieses Jahr gleichwohl eine Verhältniszahl k gebildet werden. Der während der 5 Beitragsmonate erzielte Bruttoarbeitsentgelt des Versicherten darf dann allerdings nicht auf den vollen durchschnittlichen Bruttoarbeitsentgelt aller Versicherten ë bezogen werden, sondern nur auf 5 /i2 davon. Die Größe

41 Erste (Zweite, D r i t t e . . . ) Verordnung der Bundesregierung über Ä n d e rungen der Bezugsgrößen für die Berechnung von Renten i n den Rentenversicherungen der Arbeiter u n d der Angestellten sowie i n der knappschaftlichen Rentenversicherung v o m 21.12.1957, BGBl. T e i l I, S. 1902 (vom 19.12. 1958, BGBl. Teil I, S. 958; v o m 30.11.1959, B G B l . T e i l I, S. 699; ...). 42 Vgl. § 1255 Abs. 1 RVO, § 32 Abs. 1 A V G .

44

Erstes K a p i t e l : Die Grundzüge des neuen Rentenversicherungsrechts

kennzeichnet i n diesem Fall die „Arbeitsleistung" oder „ökonomische Situation" des Versicherten eben nur während der 5 mit Beiträgen belegten Monate. Bei der Berechnung von k darf dieses k deshalb auch nur mit einem Gewicht von V12 berücksichtigt werden. Bezeichnet man die Zahl der Beitragsmonate i n einem beliebigen Kalenderjahr allgemein m i t m, so gilt nunmehr k m _

Ϊ2β und k erhält die Form eines gewogenen arithmetischen Mittels:

Σ Σ

43

m . m

)

12

k kennzeichnet also — jetzt allgemein ausgedrückt — die mittlere „Arbeitsleistung" oder „Verdienstsituation" des Versicherten je Einheit seiner Beitragszeit. Der zur Berechnung von k heranzuziehende Bruttoarbeitsentgelt des Versicherten e ist stets derjenige Betrag, der i n dem betreffenden Kalenderjahr für die Beitragszahlung maßgebend war. (Im Falle der freiwilligen Weiterversicherung ist es diejenige fiktive Größe, die, mit dem Beitragssatz multipliziert, gerade den freiwillig gezahlten Beitrag ergibt.) Als Durchschnittsverdienstgröße ë ist der „durchschnittliche Bruttoarbeitsentgelt aller Versicherten der Rentenversicherungen der Arbeiter und der Angestellten ohne Lehrlinge und Anlernlinge" 4 4 heranzuziehen. Er ist für die Jahre 1891 bis 1955 nach einem Behelfsver43 V o n dieser Formel aus gelangt m a n durch eine einfache U m f o r m u n g zu der i n der Verordnung des B M A über das Verfahren bei Anwendung des § 1255 der RVO u n d des § 32 des A V G v o m 9. 7.1957, BGBl., T e i l I, S. 696, v o r geschriebene Berechnungsweise:

Z

m

u n d damit

e

,

12 m

Σ§

ë

γ je m

Σ

e

100 E

Σ - ^ÌL_

. 12

Σ™

Diese Formel ist praktisch leichter zu_ handhaben, sie läßt aber nicht ohne weiteres die sachliche Bedeutung von k erkennen. Die i m Zähler stehende Größe Σ 100 e/ ê ist jedenfalls nicht Ausdruck einer bestimmten ökonomischen Situation. 44 § 1255 Abs. 1 RVO, § 32 Abs. 1 A V G .

Β . Das

echt der Rentenversicherung

45

fahren berechnet 45 und i n die Neuregelungsgesetze aufgenommen worden 40 . Seitdem w i r d er mangels genauerer Unterlagen jährlich mit Hilfe der Meßziffer der Veränderung der Bruttolohn- und -gehaltssumme je jahresdurchschnittlich beschäftigten Arbeitnehmer fortgeschrieben und i n der bereits erwähnten jährlichen Rechtsverordnung der Bundesregierung bekanntgemacht. Der Berechnung des Koeffizienten k als ein arithmetisches Mittel aus allen k liegt der Gedanke zugrunde, daß die einzelnen k bei einem normalen Arbeitsleben i m großen und ganzen ohne wesentliche Abweichungen u m k streuen und damit i n k einen typischen, repräsentativen Ausdruck finden. Bei vielen Versicherten liegen jedoch die Verdienste i n den ersten Jahren des Erwerbslebens, besonders i n der Lehrzeit, so niedrig, daß sie den Gesamtdurchschnitt aller k i n einer unerwünschten Weise nach unten drücken. Aus diesem Grund bleiben die ersten fünf Kalenderjahre bei der Berechnung von k außer Betracht, wenn der Versicherte vor Vollendung des 25. Lebensjahres i n die Versicherung eingetreten ist, und k i m Durchschnitt der ersten fünf Kalenderjahre niedriger war als i m Durchschnitt aller übrigen Jahre. Als Versicherungszeit werden sie natürlich mitgerechnet 47 . γ) Die Differenzierung der Renten nach der Versicherungszeit Die den gesetzlichen Vorschriften entsprechende Rentenformel enthält als weiteren Faktor die tatsächlich zurückgelegte Versicherungszeit v. Diese besteht i n erster Linie aus der Beitragszeit des Versicherten. Darüber hinaus werden bei der Rentenberechnung aber noch drei Arten beitragsloser Zeiten mit i n Ansatz gebracht. Zunächst gibt es Zeiten, i n denen ein Versicherter weder einen beitragspflichtigen Arbeitsentgelt bezogen hat, noch i n der Lage war, freiw i l l i g Beiträge zu entrichten, i n denen er aber doch der sozialen Schicht angehörte, die durch die Versicherung erfaßt werden soll. Aus diesem Grund werden folgende Zeiten als „Ausfallzeiten" berücksichtigt 48 : 1. Zeiten, i n denen eine versicherungspflichtige Beschäftigung oder Tätigkeit durch eine infolge Krankheit oder Unfall bedingte länger als sechs Wochen andauernde Arbeitsunfähigkeit oder durch Schwangerschaft oder Wochenbett unterbrochen worden ist, 45 Siehe Hensen, H a r t m u t : Die Rechnungsgrundlagen zu dem Regierungse n t w u r f eines Rentenversicherungsgesetzes (RtVG), B A r b B l . 1956, S. 613 ff. u n d Tietz, Georg: Der durchschnittliche Brutto-Jahresarbeitsentgelt aller V e r sicherten der Invalidenversicherung u n d der Angestelltenversicherung i m Jahre 1955, SozVers., 11. Jg., 1956, S. 223 ff. 46 Anlage 2 zu § 1255 RVO, Anlage 2 zu § 32 A V G u n d A r t . 2 § 13 A r V N G , A r t . 2 § 13 A n V N G . 47 § 1255 Abs. 4 RVO, § 32 Abs. 4 A V G . 48 § 1259 RVO, § 36 A V G .

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Erstes K a p i t e l : Die Grundzüge des neuen Rentenversicherungsrechts

2. Zeiten, i n denen eine versicherungspflichtige Beschäftigung oder Tätigkeit durch eine länger als sechs Wochen andauernde Arbeitslosigkeit unterbrochen worden ist, vom Ablauf der sechsten Woche an, 3. Zeiten einer nach Vollendung des 15. Lebensjahres liegenden weiteren Schulausbildung sowie einer abgeschlossenen Fachschuloder Hochschulausbildung, wenn i m Anschluß oder nach Beendigung einer an die Schul-, Fachschul- oder Hochschulausbildung anschließenden Ersatzzeit innerhalb von zwei Jahren eine versicherungspflichtige Beschäftigung oder Tätigkeit aufgenommen worden ist, jedoch eine Schul- oder Fachschulausbildung nur bis zu einer Höchstdauer von vier Jahren, eine Hochschulausbildung nur bis zur Höchstdauer von fünf Jahren, 4. Zeiten des Bezuges einer Rente, die m i t einer angerechneten Zurechnungszeit (siehe unten) zusammenfallen, wenn nach Wegfall der Rente erneut Rente wegen Berufsunfähigkeit oder wegen Erwerbsunfähigkeit oder wenn Altersruhegeld oder Hinterbliebenenrente zu gewähren ist. Diese Ausfallzeiten werden jedoch nur dann angerechnet, wenn die Zeit vom E i n t r i t t i n die Versicherung bis zum Eintritt des Versicherungsfalls mindestens zur Hälfte, jedoch nicht unter sechzig Monaten, m i t Beiträgen für eine rentenversicherungspflichtige Beschäftigung oder Tätigkeit belegt ist. Aus ähnlichen Erwägungen heraus werden auch die bereits erwähnten Ersatzzeiten als Versicherungszeiten mitgezählt. Trotz dieser Ergänzungen bliebe die Versicherungszeit zu kurz, wenn ein Versicherter i n frühem Alter bereits berufs- oder erwerbsunfähig wird, und zwar selbst dann, wenn er vom 14. Lebensjahr an bis zum Eintritt des Versicherungsfalls immer versicherungspflichtig gewesen war. Die Rente reichte dann nicht aus, den Berechtigten vor dem sozialen Abstieg zu bewahren. U m diesem Mangel abzuhelfen, w i r d der Versicherte i n diesem Fall so behandelt, als hätte seine Versicherungszeit bis zur Vollendung des 55. Lebensjahrs gedauert: Die Zeit vom Eintritt des Versicherungsfalls bis zur Vollendung des 55. Lebensjahrs w i r d als „Zurechnungszeit" mitgerechnet, allerdings nur, wenn entweder von den letzten sechzig Kalendermonaten vor Eintritt des Versicherungsfalls mindestens sechsunddreißig oder die Zeit vom Eintritt i n die Versicherung bis zum E i n t r i t t des Versicherungsfalls mindestens zur Hälfte mit Beiträgen für eine rentenversicherungspflichtige Beschäftigung oder Tätigkeit belegt sind 4 9 . 4

» § 1260 RVO, § 37 A V G .

Β . Das Recht der Rentenversicherung

47

Beitragszeiten, Ausfallzeiten, Ersatzzeiten und Zurechnungszeit — alle ausgedrückt i n Kalendermonaten — werden zusammengezählt. Bei Überschneidungen rechnet jeder Zeitabschnitt i m Leben des Versicherten aber nur einmal. Je 12 Kalendermonate und ebenso ein Rest von mehr als 6 Kalendermonaten ergeben ein Versicherungsjahr, 6 Kalendermonate und weniger gelten als ein halbes 50 . ô) Die Differenzierung der Renten nach der Rentenart Sind individuelle Bemessungsgrundlage und Zahl der anrechnungsfähigen Versicherungsjähre festgestellt, so w i r d die Höhe einer Versichertenrente (ohne Kinderzuschuß) mit Hilfe eines Rentenfaktors folgendermaßen bestimmt 5 1 : Die Erwerbsunfähigkeitsrente und das Altersruhegeld betragen 1,5 v H (f = 0,015), die Berufsunfähigkeitsrente 1 v H (f = 0,01) der individuellen Bemessungsgrundlage für jedes anrechnungsfähige Versicherungs jähr. Bei einer als maximal anzusehenden Versicherungszeit von 50 Jahren sind das 75 v H bzw. 50 v H der individuellen Bemessungsgrundlage. (Allerdings w i r d die maximale Versicherungszeit praktisch nur bei Altersrenten vorkommen). Der geringere Faktor für die Berufsunfähigkeitsrente erklärt sich daraus, daß ein Berufsunfähiger i n der Regel noch i n der Lage ist, Einkünfte aus Erwerbstätigkeit zu erzielen. Für die Hinterbliebenenrenten sieht das Gesetz keine eigenen Rentenfaktoren vor. Ihre Höhe w i r d stattdessen i n Abhängigkeit von der Höhe der Versichertenrenten ausgedrückt 52 : Da nach dem Tode eines Versicherten oder Rentners die Ausgaben der Witwe niedriger sind als die des früheren gemeinsamen Haushalts beträgt die Witwenrente i m Regelfall sechs Zehntel der Rente, die der Versicherte erhielte, wenn er noch lebte und erwerbsunfähig wäre. Umgerechnet entspricht dies einem Rentenfaktor f = 0,6 · 0,015 = 0,009. Bei einer Versicherungszeit von 50 Jahren beträgt diese sog. „große Witwenrente" demnach 45 v H der persönlichen Bemessungsgrundlage des Versicherten. Hat die Witwe das 45. Lebensjahr noch nicht vollendet, kein waisenberechtigtes K i n d zu erziehen und ist sie auch nicht berufs- oder erwerbsunfähig, so w i r d unterstellt, daß sie eigene Einkünfte zu erzielen imstande ist. Sie erhält dann nur sechs Zehntel einer Berufsunfähigkeitsrente ohne Anrechnung einer Zurechnungszeit. Besonders wegen dieser Einschränkung ist die „kleine Witwenrente" meist außerordentlich niedrig. Die Waisenrente beträgt bei Halbwaisen ein Zehntel, bei Vollwaisen ein Fünftel der Rente, die der noch lebende Versicherte bei Erwerbsunfähigkeit erhalten hätte. so § 1258 RVO, § 35 A V G . si §§ 1253 f. RVO, §§ 30 f. A V G . 52 §§ 1268 f. RVO, §§ 45 f. A V G .

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Erstes K a p i t e l : Die Grundzüge des neuen Renten ersicherungsrechts

Einen Überblick über die Differenzierung der Renten nach der Rentenart gibt folgende Zusammenstellung:

Rentenart

Altersruhegeld Erwerbsunfähigkeitsrente Berufsunfähigkeitsrente Große Witwenrente Kleine Witwenrente Vollwaisenrente Halbwaisenrente

Rentenfaktor f 0,015 0,015 0,010 0,009 0,006 0,003 0,0015

Rentenhöhe i n v H der persönl. Bemessungsgrundlage bei ν = 50 75 75 50 45 30 15 7,5

ε) Der Kinderzuschuß 53 Die Versichertenrenten erhöhen sich für jedes K i n d u m den Kinderzuschuß. Dieser w i r d bis zur Vollendung des 18. Lebensjahrs gewährt, unter ähnlichen Voraussetzungen wie eine Waisenrente längstens bis zur Vollendung des 25. Lebensjahrs. Eine versicherte Ehefrau erhält den Kinderzuschuß nur, wenn sie vor dem Eintritt des Versicherungsfalls den Unterhalt der Kinder überwiegend bestritten hat. U m je einen Kinderzuschuß erhöht sich auch jede einzelne Waisenrente. Da für jedes K i n d nur ein Kinderzuschuß gezahlt wird, bleiben Witwen(r)renten stets ohne Kinderzuschuß. Der Kinderzuschuß beträgt jährlich ein Zehntel der für die Berechnung der Rente maßgebenden allgemeinen Bemessungsgrundlage. cc) Die jährliche Anpassung der Renten an Veränderungen der allgemeinen Bemessungsgrundlage Die i n den vorausgegangenen Abschnitten dargestellte Rentenberechnung w i r d immer dann durchgeführt, wenn eine Rente nach Eintritt eines Versicherungsfalls erstmalig festgesetzt werden muß. Das gleiche gilt auch, wenn beim selben Versicherungsverhältnis ein neuer Versicherungsfall eintritt, also ζ. B. wenn ein Berufsunfähiger erwerbsunfähig w i r d oder wenn ein Rentner stirbt und eine Witwe hinterläßt. Eine einmal festgestellte Rente darf jedoch i m Lauf der Zeit nicht unverändert bleiben, wenn sich die ökonomische Situation des Berechtigten bei steigendem Verdienstniveau nicht ständig verschlechtern soll. A m konsequentesten würde den Grundgedanken der Rentenbemessung Rechnung getragen, wenn alle einmal festgesetzten Renten an jedem Jahresanfang u m den gleichen Prozentsatz erhöht würden, um den zu 53 § 1262 RVO, § 39 A V G .

Β . Das Recht der Rentenversicherung

49

diesem Zeitpunkt die allgemeine Bemessungsgrundlage steigt. Dann entspräche nämlich die Rente zu jeder Zeit der Formel (v · f · E + 0,1 • z) · a x wenn χ jetzt wieder ein beliebiges Jahr des Rentenbezugs bedeutet; denn v, f und k sind während der Bezugsdauer der Rente konstant und ζ hängt ausschließlich von den familiären Verhältnissen ab. Diese Regelung hat jedoch nicht Eingang i n die Gesetze gefunden. Stattdessen ist vorgesehen: „Bei Veränderungen der allgemeinen Bemessungsgrundlage werden die Renten durch Gesetz angepaßt. Die Anpassung hat der Entwicklung der wirtschaftlichen Leistungsfähigkeit und der Produktivität sowie den Veränderungen des Volkseinkommens je Erwerbstätigen Rechnung zu tragen 5 4 ." Der Gesetzgeber hat also für jeden Jahresanfang neu zu entscheiden, ob die bereits laufenden Renten um denselben Prozentsatz erhöht werden sollen, um den die allgemeine Bemessungsgrundlage zunimmt oder ob eine andere und ggf. welche A r t der Anpassung vorzunehmen ist. Zur Vorbereitung dieser Entscheidung hat die Bundesregierung alljährlich bis zum 30. September über die Finanzlage der Rentenversicherungen, die Entwicklung der w i r t schaftlichen Leistungsfähigkeit und der Produktivität sowie die Veränderungen des Volkseinkommens je Erwerbstätigen i n dem vor aufgegangenen Kalenderjahr zu berichten (Sozialbericht), das Gutachten des eigens zu diesem Zweck eingerichteten Sozialbeirats vorzulegen und Vorschläge über die A r t der Rentenanpassung zu machen 55 . I n den seit der Reform vergangenen Jahren wurde die Anpassung immer i n voller Höhe, aber m i t einjähriger Verzögerung vorgenommen 5 6 . Die i m Jahre 1957 neu festgesetzten Renten wurden ζ. B. erstmalig am 1.1.1959 erhöht und zwar um den Prozentsatz, u m den die allgemeine Bemessungsgrundlage von 1957 auf 1958 gestiegen ist. Diese Praxis läuft bei weiterer Fortsetzung i n der Zukunft darauf hinaus, daß die Renten der Verdienstentwicklung stets mit durchschnittlich vierjähriger Verzögerung folgen; nur i m Jahr der Rentenfestsetzung selber beträgt der zeitliche Abstand drei Jahre. c) Kürzung

und Ruhen

von

Renten

Es kann vorkommen, daß der Eintritt des Versicherungsfalls bei uneingeschränkter Gewährung der berechneten Rente nicht nur zu einer Erhaltung der „individuellen ökonomischen Situation", sondern zu einer 54 § 1272 Abs. 1 u n d 2 RVO, § 49 Abs. 1 u n d 2 A V G . 55 § 1273 ff. RVO, § 50 ff. A V G . se Erstes (Zweites, D r i t t e s , . . . ) Gesetz über die Anpassung der Renten aus den gesetzlichen Rentenversicherungen aus Anlaß der Veränderung der allgemeinen Bemessungsgrundlage für das Jahr 1958 (1959, 1960,...) v o m 21.12.1958, BGBl., T e i l I, S. 956 (vom 21.12.1959, BGBl., T e i l l , S.765; v o m 19.12.1960, BGBl., T e i l I, S. 1013:...). 4 Grohmann

50

Erstes K a p i t e l : Die Grundzüge des neuen Renten ersicherungsrechts

sichtbaren Verbesserung führen würde. Aus diesem Grund werden i n bestimmten Fällen die Renten nicht i n voller Höhe oder überhaupt nicht gezahlt. So dürfen Hinterbliebenenrenten zusammengenommen nicht höher sein als die Rente, die dem Versicherten zugestanden hätte, wenn er i m Zeitpunkt seines Todes Anspruch auf Rente wegen Erwerbsunfähigkeit gehabt hätte 5 7 . Trifft eine Rente aus einer der gesetzlichen Rentenversicherungen mit einer Rente aus der gesetzlichen Unfallversicherung i n einer Person zusammen, so ruht sie i n soweit, als beide Renten zusammen ein bestimmtes Maximum übersteigen. Auch für das Zusammentreffen mehrerer Renten aus den gesetzlichen Rentenversicherungen i n einer Person, ζ. B. einer Versicherten- und einer Witwenrente, gibt es Ruhensvorschriften 58 . 3. Sonstige Leistungen aus der Versicherung

Gegenüber den Renten treten alle sonstigen Leistungen aus der Versicherung i n ihrer finanziellen Bedeutung weit zurück. Wir können uns deshalb hier m i t einigen kurzen Hinweisen begnügen. A n erster Stelle stehen — wie schon erwähnt — die Maßnahmen zur Erhaltung,

Besserung

und

Wiederherstellung

der

Erwerbsfähigkeit

59

.

Ihnen hat der Gesetzgeber bei der Reform eine besonders große Bedeutung zugemessen. Sowohl die Voraussetzungen der Leistungsgewährung als auch deren A r t und Umfang sind gegenüber der früheren Regelung beträchtlich erweitert worden 6 0 . I n den Genuß der Maßnahmen können Versicherte, Erwerbsunfähigkeits- und Berufsunfähigkeitsrentner sowie Hinterbliebene kommen, die wegen Berufsunfähigkeit die große Witwen(r)rente beziehen. I m einzelnen gehören zu den Maßnahmen Heilbehandlung, Berufsförderung und soziale Betreuung. Geht eine rentenberechtigte Witwe, ein rentenberechtigter Witwer oder ein rentenberechtigter früherer Ehegatte eine neue Ehe ein, so fällt die bisher bezogene Rente weg. Dafür erhält der (die) Berechtigte eine Witwen(r)rentenabfind,ung i n Höhe des fünffachen Jahresbetrags der bisher bezogenen Rente 61 . Beitragserstattungen 62 als Regelleistungen sind ein Ausgleich dafür, daß aus einmal gezahlten Beiträgen ein Rentenanspruch nicht mehr entstehen kann. Der wichtigste Fall ist das Ausscheiden aus einer versicherungspflichtigen Beschäftigung oder Tätigkeit, ohne daß der Betreffende eine Beitragszeit von 60 Kalendermonaten zurückgelegt hat. Er kann 57 58 5» co ei 62

§ 1270 RVO, § 47 A V G . §§ 1278 ff. RVO, § 55 ff. A V G . §§ 1236 ff. RVO, §§ 13 ff. A V G . Jantz-Zweng, a. a. O., S. 54 f. §§ 1291, 1302 RVO, §§ 68, 81 A V G . §§ 1303 f. RVO, §§ 82 f. A V G .

Β . Das Recht der Rentenversicherung

51

dann — wenn er nicht erneut versicherungspflichtig w i r d — weder die Versicherung freiwillig fortsetzen noch jemals eine Rente erhalten, weil er die Wartezeit dafür noch nicht erfüllt hat. Sind seit dem Ausscheiden mindestens zwei Jahre vergangen, so erhält er auf Antrag die Hälfte der gezahlten Beiträge (normalerweise also den Arbeitnehmeranteil) zurück. A u f Antrag erhält außerdem auch eine Versicherte die Hälfte der gezahlten Beiträge erstattet, wenn sie heiratet. D i e Krankenversicherung

der Rentner

ist i n d e n Neuregelungsgeset-

zen lediglich als eine Regelleistung aufgezählt. Alle weitergehenden Vorschriften sind durch das Gesetz über die Krankenversicherung der Rentner vom 12. 6.1956 63 i n das zweite Buch der RVO (Krankenversicherung) eingefügt worden 6 4 . Danach sind die Rentner der Rentenversicherungen der Arbeiter und der Angestellten unter bestimmten Voraussetzungen, die für einen großen Teil von ihnen zutreffen, vom Zeitpunkt der Stellung des Rentenantrags an i n der gesetzlichen Krankenversicherung pflichtversichert. Ihre Beiträge werden von den Trägern der gesetzlichen Rentenversicherungen aufgebracht. Die übrigen Rentner erhalten auf Antrag einen Zuschuß zu ihrer freiwilligen sozialen oder zu ihrer privaten Krankenversicherung i n Höhe des durchschnittlichen Beitrags der krankenversicherungspflichtigen Rentner. Ein Sonderfall liegt allerdings vor, wenn ein Rentner noch erwerbstätig und wegen dieser Erwerbstätigkeit krankenversicherungspflichtig ist. I n diesem Fall hat er selbst (zusammen m i t seinem Arbeitgeber) und nicht etwa der zuständige Rentenversicherungsträger den Krankenversicherungsbeitrag zu zahlen. Pflichtbeiträge zur gesetzlichen Krankenversicherung werden stets i n Prozent des sog. Grundlohns von den einzelnen Krankenkassen festgesetzt. Für die Beiträge der pflichtversicherten Rentner, die von den Rentenversicherungsträgern übernommen werden, ist ein u m 15 v H verringerter durchschnittlicher Grundlohn aller Kassen eines Landes, i n bestimmten Fällen des ganzen Bundesgebiets maßgebend. Der darauf bezogene Beitragssatz ist um ein Drittel niedriger als der der aktiven Pflichtversicherten. D i e zusätzlichen

Leistungen

aus der Versicherung

65

(ζ. B . a l l g e m e i n e

oder Einzelmaßnahmen zur Förderung der Erwerbsfähigkeit von Versicherten und ihren Angehörigen oder zur Hebung der gesundheitlichen Verhältnisse der versicherten Bevölkerung) werden nur soweit gewährt, wie die finanzielle Lage der Versicherungsträger dies zuläßt. 63 Drittes Gesetz über Änderungen u n d Ergänzungen von Vorschriften des Zweiten Buches der Reichsversicherungsordnung (Gesetz über K r a n k e n v e r sicherung der Rentner — KVdR) v o m 12. 6.1956, BGBl. T e i l I, S. 500 fï. 64 Siehe besonders §§ 165 Abs. 1 Ziff. 3, 4 u n d 6, 380, 381 Abs. 2 u n d 4, 385 Abs. 2 RVO. es §§ 1305 fï. RVO, §§ 84 ff. A V G .

4*

52

Erstes Kapitel : Die Grundzüge des neuen Renten Versicherungsrechts I V . Die Aufbringung der Mittel (§§ 1382 bis 1389 RVO und §§ 109 bis 116 AVG) 1. Das Finanzierungsprinzip

Die „Aufbringung der Mittel" w i r d i n den Gesetzen bezeichnenderweise erst i m Anschluß an die „Leistungen der Versicherung" behandelt. Darin kommt bereits zum Ausdruck, daß die Einnahmen den Ausgaben anzupassen und nicht etwa die Ausgaben an den Einnahmen zu orientieren sind. Dementsprechend lautet auch die allgemeine Finanzierungsvorschrift: „Die Mittel für die Ausgaben der Versicherung werden durch Beiträge der Versicherten und der Arbeitgeber sowie durch einen Zuschuß des Bundes aufgebracht 66 ." Ebenso wie die Ausgaben sind aber auch noch die als Bemessungsgrundlage für die Beiträge dienenden Arbeitsverdienste der Versicherten und der Bundeszuschuß für die Versicherung Daten, auf die sie praktisch keinen Einfluß hat. So bleibt als einzige Variable, durch die eine Anpassung der Einnahmen an die Ausgaben herbeigeführt werden kann, der Beitragssatz übrig. Der Beitragssatz muß deshalb grundsätzlich so bestimmt werden, daß die eingehenden Beiträge zusammen mit den übrigen Einnahmen ausreichen, um damit die Ausgaben decken zu können. Das war i m wesentlichen auch nach dem alten Recht nicht anders. Die Reform hat insoweit also nichts Neues gebracht. Dennoch konnte die Dynamisierung der Rente nicht ohne Einfluß auf die Finanzierungsweise bleiben. Der entscheidende Unterschied zwischen altem und neuem Recht liegt deshalb i n dem Prinzip, nach dem über die Zeit hinweg der Einklang zwischen Ausgaben und Einnahmen mit Hilfe des Beitragssatzes hergestellt wird. Das i m alten Recht verankerte allgemeine Anwartschaftsdeckungsverfahren basierte auf einer reinen Geldrechnung: Der Beitragssatz war danach „so zu bemessen, daß der Wert aller künftigen Beiträge und der sonstigen Einnahmen samt dem Vermögen den Betrag deckt, der nach der Wahrscheinlichkeitsrechnung mit Zins und Zinseszins erforderlich ist, um alle künftigen Aufwendungen zu bestreiten" 67 . Man ging also von der Vorstellung aus, daß sich die künftige Entwicklung der Einnahmen und Ausgaben i n ihrer nominellen Höhe einigermaßen abschätzen und daß sich ein finanzieller Ausgleich zwischen Perioden m i t Überschüssen und solchen mit Fehlbeträgen allemal durch Vermögensbildung und -auflösung herstellen ließe. Das aber setzt einen langfristig stabilen Geldwert voraus. β« § 1382 RVO, § 109 A V G . 67 § 1391 Abs. 1 RVO a. F.

Β . Das Recht der Rentenversicherung

53

Gerade daran glaubte man jedoch bei der Einführung des neuen Rechts nicht mehr e 7 a . Geldgrößen verschiedener, besonders solche weit auseinander liegender Perioden, schienen folglich nur noch dann miteinander vergleichbar, wenn man sie als Bruchteile oder Vielfache einer durchschnittlichen Verdienstgröße derselben Periode ausdrückte. Unter solchen Bedingungen konnte aber die auf einer reinen Nominal rechnung basierende Vermögensbildung und -auflösung kein gangbarer Weg mehr zur Sicherung des langfristigen finanziellen Ausgleichs sein. Hätte man sich diese Auffassung bei der Reform bis i n die letzte Konsequenz hinein zu eigen gemacht, dann hätte man eigentlich überhaupt keine Vermögensbildung bei den Versicherungsträgern mehr fordern dürfen, sondern einen Ausgleich zwischen Ausgaben und Einnahmen i n jedem einzelnen Jahr gesondert verlangen müssen. Ein reines Umlageverfahren mit jährlich neu zu bestimmenden Beitragssatz wäre die Folge gewesen. Das tatsächlich eingeführte Finanzierungssystem, das die Bezeichnung „Abschnittsdeckungsverfahren" trägt, ist eine Mischform aus A n wartschaftsdeckungs- und Umlageverfahren. Der Beitragssatz ist danach „so zu bemessen, daß jeweils für einen zehnjährigen Deckungsabschnitt der Wert aller i n diesem Deckungsabschnitt eingehenden Beiträge und sonstigen Einnahmen samt dem Vermögen mit Zins und Zinseszins den Betrag deckt, der erforderlich ist, damit alle i n dem betreffenden Deckungsabschnitt zu leistenden Aufwendungen bestritten werden können und außerdem am Ende des Deckungsabschnitts eine Rücklage verbleibt, die den Aufwendungen zu Lasten der Versicherungsträger i m letzten Jahre des Deckungsabschnitts gleichkommt" 6 8 . Es handelt sich also gewissermaßen u m ein Umlageverfahren mit zehnjähriger Umlageperiode, bei dem der finanzielle Ausgleich zwischen Jahren m i t Überschuß und solchen mit Fehlbetrag innerhalb der Umlageperiode durch Vermögensbildung und -aufzehrung bewerkstelligt wird. Innerhalb jeder Deckungsperiode gilt deshalb ein einheitlicher Beitragssatz. Bei jedem Übergang zu einer neuen Periode ist die Entscheidung über den Beitragssatz neu zu treffen. Eine Sonderstellung nimmt hier lediglich die für das Ende jedes Deckungsabschnitts geforderte Rücklage ein, durch die finanzielle M i t t e l aus einer zehnjährigen Periode i n die andere übertragen werden. Daß der Vermögensbildung heute tatsächlich keine entscheidende Bedeutung mehr eingeräumt wird, geht schließlich auch noch daraus hervor, daß die Vermögenserträge unter den Finanzierungsmitteln gar nicht mit aufgeführt sind. 67a v g l . E n t w u r f eines Gesetzes zur Neuregelung des Rechts der Rentenversicherung der Arbeiter u n d der Angestellten (Rentenversicherungsgesetz — RtVG), Bundestagsdrucksache Nr. 2437, 2. Wahlperiode, S. 59 f. 68 § 1383 Abs. 1 RVO, § 110 Abs. 1 A V G .

54

Erstes K a p i t e l : Die Grundzüge des neuen Rentenver sicherungsrechts

U m unerwarteten finanziellen Schwierigkeiten, die den Bestand der Rücklage zu gefährden drohen, auch während des Deckungsabschnitts entgegentreten zu können, sind noch einige irreguläre Vorkehrungen zur Sicherung der finanziellen Stabilität der Rentenversicherungen vorgesehen. Dazu kann zunächst der schon erwähnte Verzicht auf eine automatische Rentenanpassung gezählt werden. Weiterhin hat sich der Gesetzgeber vorbehalten, nötigenfalls die Rentenfaktoren, die allgemeine Bemessungsgrundlage oder den Beitragssatz entgegen der bis dahin geltenden Regelung neu festzusetzen 69 . Schutz gegen eine unerwartete Illiquidität bietet schließlich die Bundesgarantie: „Reichen die Beiträge zusammen mit den sonstigen Einnahmen voraussichlich nicht aus, um die Ausgaben der Versicherung für die Dauer des nächsten Jahres zu decken, so sind die erforderlichen M i t t e l vom Bund aufzubringen 7 0 ." Als Unterlagen für die notwendigen finanziellen Entscheidungen sollen der jährliche Sozialbericht der Bundesregierung und die i n zweijährigen Abständen vom Bundesministerium für Arbeit und Sozialordnung aufzustellenden versicherungstechnischen Bilanzen dienen 71 . 2. Beiträge^

Der Beitragssatz für die Pflichtversicherten beträgt 14 v H der Bezüge des Versicherten, soweit diese die Beitragsbemessungsgrenze nicht überschreiten. Dieser Prozentsatz gilt zunächst für den ersten Deckungsabschnitt (1957—1966). Unter „Bezügen" ist bei Arbeitnehmern der Bruttoarbeitsentgelt aus der die Versicherungspflicht begründenden Beschäftigung, bei Selbständigen das Bruttoarbeitseinkommen aus der die Versicherungspflicht begründenden Tätigkeit zu verstehen. Beitragsbemessungsgrenze ist für Jahresbezüge das — auf einen durch 600 teilbaren Betrag gerundete — Doppelte der jeweils geltenden allgemeinen Β emessungsgrundlage. Die Beitragsbemessungsgrenze ist aber nicht allein für die Berechnung der Beiträge von Bedeutung. Auch bei der Ermittlung der Verdienstkoeffizienten k, die für die Rentenbemessung maßgebend sind, w i r d der tatsächlich erzielte Arbeitsverdienst nur bis zur Höhe der Beitragsbemessungsgrenze i n Ansatz gebracht. Und schließlich w i r d man auch die durchschnittlichen Bruttoarbeitsentgelte aller Versicherten i m Prinzip nur aus den „beitragspflichtigen" Bezügen ermitteln dürfen; doch ist diese Frage so lange nicht akut, wie man auf das bisherige beββ 70 71 72

§ 1257 RVO, § 34 A V G ; § 1383 Abs. 3 Satz 2 RVO, § 110 Abs. 3 Satz 3 A V G . § 1384 RVO, § 111 A V G . § 1273 RVO, § 50 A V G ; § 1383 Abs. 2 u n d 3 RVO, § 110 Abs. 2 u n d 3 A V G . §§ 1385 ff. RVO, §§ 112 ff. A V G .

Β . Das Recht der Rentenversicherung

55

helfsmäßige Berechnungsverfahren 73 angewiesen ist. Zur Vereinfachung der Darstellung sollen deshalb i m weiteren Verlauf der Arbeit unter „Arbeitsverdiensten" immer Bruttoarbeitsentgelte und Bruttoarbeitseinkommen aus versicherungspflichtiger Beschäftigung bzw. Tätigkeit, soweit sie die Beitragsbemessungsgrenze nicht überschreiten, verstanden werden. M i t dem „Durchschnittsverdienst aller Versicherten" ist stets der Durchschnitt aus den so verstandenen Arbeitsverdiensten ohne Berücksichtigung derjenigen von Lehrlingen und Anlernlingen gemeint. Für die freiwillige Weiterversicherung sind Beitragsklassen gebildet, zwischen denen der Versicherte wählen kann. Die freiwilligen Beiträge dieser Klassen sind alle gleich 14 v H eines durch 100 teilbaren fiktiven Arbeitsverdiensts, von denen der kleinste gleich 100 D M und der größte gleich der Beitragsbemessungsgrenze ist. Dieses fiktive Einkommen dient auch der Berechnung der Verdienstkoeffizienten k. Die Beiträge der versicherungspflichtigen Arbeitnehmer werden je zur Hälfte vom Arbeitgeber und vom Arbeitnehmer getragen, die Beiträge der Selbständigen und der freiwillig Versicherten i n voller Höhe vom Versicherten allein. 3. Bundeszuschuß

Der Zuschuß des Bundes setzte sich vor der Reform aus zahlreichen Einzelpositionen zusammen. Seit der Neuregelung gibt es dagegen nur noch einen nicht aufgliederbaren Gesamtbetrag 74 . Er ist aber ausdrücklich nur für Ausgaben der Versicherung bestimmt, die nicht Leistungen der Alterssicherung sind. Die Höhe des Bundeszuschusses wurde für das Jahr 1957 auf 2728 Mill. D M an die Rentenversicherung der Arbeiter und 682 M i l l . D M an die Rentenversicherung der Angestellten festgesetzt. Er verändert sich jährlich um den gleichen Prozentsatz wie die allgemeine Bemessungsgrundlage. Nur aus Anlaß der wirtschaftlichen Eingliederung des Saarlandes i n das Bundesgebiet erfuhr er eine einmalige zusätzliche Erhöhung 7 5 .

73 Siehe S. 44 f. 74 § 1389 RVO, § 116 A V G . 75 Gesetz zur Änderung der Bundeszuschüsse zu den Rentenversicherungen der Arbeiter und der Angestellten aus Anlaß der wirtschaftlichen Eingliederung des Saarlandes i n die Bundesrepublik sowie zur Einführung der V o r schriften über die Gemeinlast u n d weiterer sozialversicherungsrechtlicher Vorschriften i m Saarland v o m 28.3.1960, BGBl. T e i l I, S. 199 ff.

Zweites

Kapitel

Methodische Grundlegung der Untersuchung A. Ziel der Untersuchung und erster methodischer Ansatzpunkt Gegenstand der folgenden Untersuchung ist der Zusammenhang zwischen den Einnahmen und Ausgaben einer durch das neue Recht geregelten sozialen Rentenversicherung einerseits und den sie i m wesentlichen und auf lange Sicht bestimmenden demographischen, ökonomischen und sozialen Faktoren andererseits. Die Untersuchung soll erkennen lassen, welche Vorgänge i n Bevölkerung und Wirtschaft die jährlichen Einnahmen und Ausgaben einer solchen Versicherung maßgeblich und auf die Dauer bestimmen, welche Wirkung von einzelnen besonders wichtigen Faktoren ausgeht und wie Veränderungen i m Verhalten der Menschen, i n den medizinischen und technischen Bedingungen i n den gesetzlichen Vorschriften usw. die Finanzlage der Versicherung verbessern oder verschlechtern. Das Ziel ist jedoch weder eine Beschreibung der gegenwärtig zu beobachtenden, noch eine Vorausschätzung der künftig zu erwartenden Entwicklung, sondern eine Aufhellung und Durchleuchtung der Zusammenhänge i n möglichst allgemeiner Form, möglichst frei von allen Zufälligkeiten und Einmaligkeiten einer konkreten historischen Situation. W i r haben uns nun zu fragen, auf welche Weise dieses Ziel erreicht werden kann, ja ob und gegebenenfalls inwieweit es überhaupt möglich ist, zu allgemeinen Erkenntnissen über einen solchen Gegenstand zu gelangen. Die bisherige Entwicklung der Einnahmen und Ausgaben der gesetzlichen Rentenversicherungen und ihr Zusammenhang m i t der bisherigen Entwicklung der Bevölkerungs- und Wirtschaftsstruktur bieten ganz sicher keinen geeigneten Anknüpfungspunkt. Bis 1956 fand darin noch das alte, hier nicht mehr interessierende Recht seinen Niederschlag, i n den Jahren unmittelbar nach der Reform haben Anpassungsund Umstellungsschwierigkeiten einen störenden Einfluß ausgeübt, und auch jetzt noch lassen die zahlreichen Übergangsvorschriften die neue Konzeption nicht i n reiner Form zur Auswirkung kommen. Vor allem aber ist die gegenwärtige Bevölkerungs- und Wirtschaftsstruktur als

Α. Ziel der Untersuchung und erster methodischer Ansatzpunkt

57

das Ergebnis eines langen historischen Prozesses m i t Kriegen und Fluchtbewegungen, mit Geburtenrückgang und -wiederanstieg, mit tiefgreifenden sozialen Wandlungen usw. i n vielfacher Hinsicht völlig anomal. Anomal sind somit auch zahlreiche demographische und ökonomische Daten, von denen die Höhe der Versicherungseinnahmen und -ausgaben nach neuem Recht wesentlich abhängen, wie der Altersaufbau und das Geschlechterverhältnis der Bevölkerung, das Verhältnis zwischen Verheirateten und Unverheirateten i n vielen Geschlechts- und Altersgruppen, die durchschnittliche Zahl der vor Eintritt eines Versicherungsfalles geleisteten Beiträge, die durchschnittlichen Ersatz- und Ausfallzeiten und vieles andere. Ein allein durch Beobachtung der tatsächlichen Entwicklung während einer Reihe von Jahren zu gewinnendes Gesamtbild könnte demnach selbst dann nicht verallgemeinert werden, wenn das neue Recht schon seit zehn oder zwanzig Jahren i n Kraft wäre. Wenn aber die i n der Realität zu beobachtende Entwicklung wegen der Wandlungen i m Versicherungsrecht und wegen der Verzerrung i n der Bevölkerungs- und Wirtschaftsstruktur keine geeignete Grundlage für die Untersuchung bietet, dann bleibt nur die Möglichkeit, eine Bevölkerung und Wirtschaft, die diese Mängel nicht aufweist, gedanklich zu konstruieren und an ihr die interessierenden Zusammenhänge zu untersuchen. Die Anlage eines solchen Modells w i r d allerdings zwangsläufig außerordentlich kompliziert. Wenn es nämlich am Ende möglich sein soll, für jedes Kalenderjahr des Modellablaufs die Einnahmen und Ausgaben einer gedachten Rentenversicherung allein aus den vorhandenen Modelldaten lückenlos zu berechnen, dann muß offensichtlich eine Vielzahl von Merkmalen der Modellpersonen i n die Untersuchung einbezogen werden. Führt man sich einmal i m einzelnen vor Augen, von welchen Merkmalen nach dem neuen Recht vor allem Beitragspflicht und Beitragshöhe sowie Rentenanspruch und Rentenhöhe i m Einzelfall abhängen, dann kommt man auf die folgenden Daten aus dem Lebensablauf der Modellpersonen, die i n irgendeiner Form i m Modell enthalten sein müssen: Zeitpunkt der Geburt m i t Angabe des Geschlechts; Zeiten des Schul-, Fachschul- und Hochschulbesuchs; Zeitpunkte der Eheschließung, Scheidung, Wiederverheiratung, Ehelösung durch Tod des Ehegatten, jeweils m i t näheren Angaben über den Ehegatten; Zeitpunkte der Geburt und des Todes von Kindern, wenn ein A n spruch auf Kindergeld oder Waisenrente davon betroffen wird;

58

Zweites Kapitel : Methodische Grundlegung der Untersuchung

Zeiten, i n denen eine versicherungspflichtige Beschäftigung oder Tätigkeit ausgeübt wird, ohne daß ein Grund für Versicherungsfreiheit vorliegt; darunter Lehr- und Anlernzeiten; Monatliche Bruttoarbeitsentgelte während der genannten Zeiten; Zeiten des Militärdienstes und andere Ersatzzeiten; Zeiten einer länger als sechs Wochen dauernden Arbeitslosigkeit; Zeiten einer länger als sechs Wochen dauernden Arbeitsunfähigkeit wegen Krankheit; Zeiten der Berufsunfähigkeit; Zeiten der Erwerbsunfähigkeit; Zeitpunkt des Todes. Alle diese Daten können zwar prinzipiell i m Modell frei angesetzt und erforderlichenfalls auch frei variiert werden; dies bedeutet jedoch nicht, daß man dabei mehr oder weniger willkürlich vorgehen darf. I m Gegenteil, die Modellansätze müssen i n ihrer Gesamtheit eingehend theoretisch begründet und i m einzelnen auf Grund empirisch-statistischer Untersuchungen so sorgfältig wie möglich bestimmt werden; denn von ihnen hängt letzten Endes der Erkenntniswert des ganzen Modells ab. Der Hinweis, daß Modellergebnisse immer nur unter den jeweils angesetzten Bedingungen gelten, ist nur ein geringer Trost, wenn diese Bedingungen bei genauerem Zusehen allzu weltfremd sind. Die Freiheit, die eine Modellkonstruktion gewährt, ist deshalb i n vollem Umfang dafür zu nutzen, daß der Modellablauf dem aus der praktischen Fragestellung heraus erwachsenen Untersuchungsziel so weitgehend wie irgend möglich gerecht wird. Das aber heißt i n unserem Fall: Die zu konstruierende Modellbevölkerung und -Wirtschaft soll weitgehend die gleichen Eigenschaften auf weisen wie die reale; sie soll nur i m Gegensatz zu ihr möglichst frei sein von störenden historischen und sonstigen irregulären Einflüssen. Nur wenn eine enge Beziehung zwischen realer und hypothetischer Bevölkerung sichergestellt ist, können die Modellansätze und damit auch die Modellaussagen i n ihrer wahren ökonomischen Bedeutung kritisch gewürdigt und letzten Endes auch für praktische Entscheidungen nutzbar gemacht werden. U m unter diesem Aspekt zunächst einmal eine geeignete Ausgangsposition für die Wahl der Modellansätze zu gewinnen, haben w i r uns zu fragen, wovon die oben aufgezählten Ereignisse und Vorgänge i n der realen Bevölkerung abhängen, welche dieser Abhängigkeiten als normal oder regelmäßig i n das Modell zu übernehmen, welche dagegen als irregulär zu eliminieren sind und wie der Modellablauf daraufhin praktisch konstruiert werden kann. Schon ohne eine ins Detail gehende Untersuchung lassen sich zwei grundverschiedene Arten von Abhängigkeiten erkennen. Ob eine be-

Α. Ziel der Untersuchung und erster methodischer Ansatzpunkt

59

liebige Person i n einem beliebigen Jahr eine versicherungspflichtige Beschäftigung aufnimmt, heiratet, berufsunfähig w i r d usw., hängt einerseits ab von individuellen Merkmalen der betreff enden Person, besonders dem Geschlecht, dem Alter, dem bisherigen Ausbildungsgang usw., andererseits von den allgemeinen Zeitumständen des betreffenden Jahres, besonders der bestehenden Wirtschafts- und Gesellschaftsordnung und dem Stand von Medizin und Technik. So w i r d ζ. B. eine versicherungspflichtige Beschäftigung meist unmittelbar nach der Schulentlassung aufgenommen; so werden die meisten Ehen i n einem relativ eng begrenzten Lebensabschnitt geschlossen, der bei Frauen früher liegt als bei Männern; so wächst die Invalidisierungshäufigkeit mit zunehmendem Alter usw. Wie häufig diese Ereignisse bei gegebenem Geschlecht, Alter, Familienstand usw. aber eintreten, das ist zum Teil recht unterschiedlich je nach dem herrschenden Volkswohlstand, der staatlichen Familienpolitik, der Beschäftigungslage, dem Stand der medizinischen Forschung usw. Das wechselvolle Zusammenwirken beider Arten von Einflüssen i n der Realität ist letztlich der Grund dafür, daß die uns interessierenden Zusammenhänge nicht allein durch eine Beobachtung der tatsächlichen Entwicklung aufgedeckt werden können. I n der gegenwärtigen Zahl der Witwen von verstorbenen Ehemännern des Jahrgangs 1900, die eine Witwenrente beziehen, wirken sich ζ. B. die Geburtenhäufigkeit und die Säuglingssterblichkeit um die Jahrhundertwende, die Eheschließungshäufigkeit der Nachkriegs jähre, die Beschäftigungslage der zwanziger und dreißiger Jahre, die Kriegssterblichkeit und die Kriegsinvalidität 40- bis 50jähriger Männer i n zweiten Weltkrieg, die Sterblichkeit 50- bis 60jähriger Männer i n der jüngsten Vergangenheit und vieles andere aus, ohne daß man die Wirkung von personengebundenen und zeitgebundenen Einflüssen i m Ergebnis trennen könnte. Das Ziel der Modellanalyse kann deshalb geradezu darin gesehen werden, die beiden Einflußarten gedanklich zu trennen und ihre Wirkung auf die Finanzlage der Rentenversicherungen isoliert sichtbar zu machen. Ein methodisches Hilfsmittel, das eine solche Trennung wenigstens bis zu einem gewissen Grade erlaubt, ist die Bildung einer bestimmten A r t statistischer Verhältniszahlen. Man gliedert zuerst die Gesamtheit von Personen, die i n einem bestimmten Kalenderjahr i n ein neues Alters jähr eingetreten sind, nach einer Reihe von persönlichen Merkmalen auf, wie Geschlecht, begonnenem Alters jähr, bisheriger Dauer der Versicherungspflicht usw. Dann stellt man fest, wie viele von jeder Gruppe vor Vollendung des betreffenden Altersjahrs aus der Schule entlassen wurden, wie viele eine versicherungspflichtige Beschäftigung aufgenommen haben, wie viele berufsunfähig geworden sind usw. Zum Schluß dividiert man — für jede Gruppe getrennt — die Zahl derjeni-

60

Zweites K a p i t e l : Methodische Grundlegung der Untersuchung

gen, bei denen ein bestimmtes Ereignis eingetreten ist, durch die Zahl derjenigen, die am Anfang vorhanden waren. A u f diese Weise entstehen Verhältniszahlen, die den Einfluß der zur Gliederung herangezogenen Merkmale unter den gerade herrschenden Zeitumständen zum Ausdruck bringen. Sie mögen als Ereignishäufigkeiten bezeichnet werden. Eine solche Ereignishäufigkeit ist beispielsweise der folgende Quotient: Z a h l der i m Jahre 1957 i n das 60. Lebensjahr eingetretenen verheirateten männlichen Angestellten, die vor Vollendung des 60. Lebensjahres berufsunfähig geworden sind Z a h l der i m Jahre 1957 i n das 60. Lebensjahr eingetretenen männlichen verheirateten Angestellten

Gelingt es, den gesamten Modellablauf allein mit Hilfe solcher i n der realen Bevölkerung während eines eng begrenzten Beobachtungszeitraums festgestellten Ereignishäufigkeiten zu entwickeln, so ist — wie es scheint — der störende Einfluß unübersehbar wechselnder Zeitumstände weitgehend eliminiert. Die i n der Realität nur während des Beobachtungszeitraums herrschenden Verhältnisse werden sozusagen i m Modell als allezeit herrschend angenommen. Welche Wirkung von unterschiedlichen Zeitverhältnissen ausgeht, kann dann zusätzlich dadurch erkennbar gemacht werden, daß man i n gleicher Weise Alternativmodelle konstruiert, bei denen man jeweils die Ereignishäufigkeiten eines anderen Zeitraums i n Ansatz bringt. Dies führt auf eine Methode, die i n der Statistik und besonders i n der Versicherungsmathematik eine große Rolle spielt und zum Unterschied von mancherlei Behelfsverfahren oft als die „klassische" bezeichnet wird. M i t ihr werden w i r uns i m nächsten Abschnitt näher befassen. Sie w i r d i n wesentlichen Punkten auch die Grundlage für die später ins einzelne gehende Untersuchung bilden. Bei Anwendung dieser Methode bezeichnet man üblicherweise die verwendeten statistischen Verhältniszahlen, die wie die obenstehende konstruiert sind und die w i r hier zunächst einfach „Ereignishäufigkeiten" genannt haben, durchweg als „Wahrscheinlichkeiten". So spricht man von „Sterbewahrscheinlichkeiten", „Heiratswahrscheinlichkeiten", „InvalidisierungsWahrscheinlichkeiten" usw. Diese Terminologie macht deutlich, daß man i n einer solchen Verhältniszahl nicht einfach das Ergebnis eines einmaligen historischen Ablaufs sieht, sondern vielmehr den Ausdruck eines weit allgemeineren, von zufälligen und anomalen Einflüssen i m wesentlichen befreiten Zusammenhangs. Ob und ggf. in welchem Sinn dies wirklich berechtigt ist, diese Frage w i r d uns bald noch eingehend beschäftigen. Fürs erste wollen w i r einmal unterstellen, daß es tatsächlich möglich sei, für hinreichend homogene Personengruppen und alle Ereignisarten, die i n unserem Modell vorkommen sollen, die notwendigen Ereigniswahrscheinlichkeiten zu ermitteln.

Β . Die K o n s t r u k t i o n von Modellbevölkerungen

61

Unsere nächste Aufgabe besteht dann darin zu zeigen, wie allein unter Verwendung solcher Ereigniswahrscheinlichkeiten eine Modellbevölkerung mit allen erforderlichen Merkmalen konstruiert werden kann.

B. Die Konstruktion von Modellbevölkerungen Die Konstruktion von Modellbevölkerungen auf der Grundlage empirischer Ereigniswahrscheinlichkeiten ist ein Verfahren, das vor allem verwendet wird, um die Sterblichkeitsverhältnisse i n einer Bevölkerung während eines bestimmten Zeitraums störungsfrei zu charakterisieren 1 . I n diesem Fall findet nur eine einzige A r t von Ereigniswahrscheinlichkeiten Verwendung, nämlich altersspezifische Sterbewahrscheinlichkeiten, getrennt für beide Geschlechter. Das Ergebnis der Konstruktion ist je eine männliche und eine weibliche Modellbevölkerung, die beide nur nach dem Alter gegliedert sind. Neben dieser Grundform gibt es einige Varianten, i n denen auch andere Ereignisarten vorkommen (ζ. B. Eheschließung und Ehelösung, Invalidisierung und Reaktivierung) und die deshalb auch zu stärker gegliederten Modellbevölkerungen führen (ζ. B. nach Alter und Familienstand oder nach der Stellung zum Erwerbsleben). Das formale Konstruktionsprinzip ist aber i n allen Fällen das gleiche. Zum besseren Verständnis des hier beabsichtigten, recht komplizierten Modells erscheint es deshalb zweckmäßig, dieses Prinzip zuerst einmal an der einfachsten Grundform zu demonstrieren. I. Die Konstruktion einer Modellbevölkerung auf der Grundlage einer Sterbetafel 2 Die Konstruktion einer Modellbevölkerung zur Charakterisierung der Sterblichkeitsverhältnisse i n einer realen Bevölkerung erfolgt i n zwei Schritten. Zuerst w i r d der Lebensablauf eines einzigen Jahrgangs für sich allein entwickelt. Man unterstellt dabei, daß eine beliebig groß angenommene Geborenengesamtheit i n einem bestimmten Kalenderjahr ins Leben t r i t t und dann Jahr für Jahr allein durch Sterbefälle dezimiert wird, bis die letzte Person aus dem Leben scheidet. Die Sterblichkeit w i r d dabei i n jedem Altersjahr so groß angenommen, wie sie i m ι Vgl. Deneff e, Peter: Die Berechnungen über die künftige deutsche Bevölkerungsentwicklung, Leipzig 1938. 2 Vgl. ζ. Β . v. Bortkiewicz, Ladislaus: Sterblichkeit u n d Sterblichkeitstafeln, i n : Handwörterbuch der Staatswissenschaften, 4. Aufl., 7. Bd., Jena 1926, S. 1030 ff.; Flaskämper, Paul: Bevölkerungsstatistik, Hamburg 1962, S. 342 ff.; Winkler, W i l h e l m : Grundriß der Statistik I I , Gesellschaftsstatistik, Wien 1948, S. 7 ff. u n d 101 ff.

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Zweites Kapitel: Methodische Grundlegung der Untersuchung

Beobachtungszeitraum bei demjenigen Jahrgang beobachtet wurde, der gerade i n dem betreffenden Altersjahr gestanden hat. Jede Sterbehäufigkeit w i r d also bei einer anderen — realen — Personengruppe beobachtet, dann aber auf immer dieselbe — hypothetische — Personengruppe übertragen. Das Ergebnis ist eine sog. Absterbeordnung, die mit allen Details i n einer Sterbetafel aufgezeichnet wird. I n einem zweiten Schritt erfolgt dann die Konstruktion der Modellbevölkerung dadurch, daß man sich eine ganze Folge solcher hypothetischer Jahrgänge zeitlich nacheinander vorstellt, und zwar alle mit gleicher Absterbeordnung. Sieht man von allen Verfeinerungen ab, die bei der praktischen Durchführung notwendig sind 3 , so läßt sich das Vorgehen i m einzelnen folgendermaßen skizzieren. Die Entwicklung der Absterbeordnung beginnt mit der Annahme der Zahl der i m ersten Jahr des Modellablaufs geborenen Personen (Bo). Sie kann grundsätzlich beliebig vorgenommen werden. I n aller Regel wählt man dafür die Zahl 100 000. W i r wollen uns dabei vorstellen, die 100 000 Geburten ereigneten sich nicht — wie gewöhnlich angenommen — i m ersten Augenblick des ersten Modelljahres, sondern gleichmäßig über dieses verteilt. Dann fallen zwar i m Leben des Modelljahrgangs Alters jähre und Kalenderjahre nicht zusammen; die Vorstellung ist aber realistischer und erlaubt eine einfachere Übertragung empirischer Verhältniszahlen auf den hypothetischen Jahrgang. Von den Bo = 100 000 Geborenen sollen nun i m Modell während des ersten Lebensjahrs so viele sterben, wie von je 100 000 Geborenen der tatsächlichen Bevölkerung vor Vollendung des ersten Lebensjahrs gestorben sind. Der Quotient

=

Z a h l der von den i m Nenner stehenden Lebendgeborenen vor Vollendung des ersten Lebensjahres Gestorbenen Z a h l der Lebendgeborenen während eines bestimmten Kalenderjahrs

w i r d also von der realen auf die hypothetische Bevölkerung übertragen. Die Zahl der i m Modell während des ersten Lebensjahrs sterbenden Personen (Go) w i r d berechnet als Produkt aus der Zahl der Lebendgeborenen (Bo) und dem Quotienten qo, also Go = Bo · qo. Die Zahl der am Ende des ersten Lebensjahrs überlebenden und damit i n das zweite Lebensjahr eintretenden Personen ist jetzt B i = Bo — Go. Von diesen Personen sollen wiederum gerade so viele sterben, wie von einer entsprechenden Zahl von Personen i n der Beobachtungszeit während des zweiten Lebensjahrs gestorben sind. 3 Berechnung der Säuglingssterblichkeit für einzelne Monate, Berücksichtigung der Wanderungsbewegungen, Ausgleich von Zufallseinflüssen.

Β. Die K o n s t r u k t i o n von Modellbevölkerungen

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Der empirisch ermittelte Quotient q

_

Z a h l der von den i m Nenner stehenden Überlebenden vor Vollendung des zweiten Lebensjahres Gestorbenen Z a h l der Uberlebenden, die i n einem bestimmten K a l e n d e r j a h r das erste Lebensjahr vollendet haben

w i r d folglich jetzt m i t der Überlebendenzahl B i des Modells multipliziert. Das Produkt ist die Zahl der i m zweiten Lebensjahr Gestorbenen: B i · qi = Gi. B i — Gi = B2 gibt dann die Zahl der überlebenden, i n das dritte Lebensjahr eintretenden Personen an. Der Vorgang setzt sich fort bis von den 100 000 Geborenen niemand mehr am Leben ist. Meistens bricht man allerdings mit dem 100. Lebensjahr ab. A m Ende der Rechnung kennt man dann die Zahl der i n jedem Altersjahr Gestorbenen (Go, Gi, . . . , G99). Denkt man sich auch die Sterbefälle in jedem Alters jähr zeitlich gleichmäßig verteilt, so steht auch für jeden beliebigen Stichtag die Zahl der Personen fest, die noch am Leben sind. Aus einer einzigen beliebigen festgesetzten Größe (Bo) und einer großen Zahl auf empirische Beobachtungen gegründeter Größenbeziehungen (qo, qi, . . . , q99) w i r d das gesamte Ablaufmodell eines Geburtsjahrgangs entwickelt. Die Quotienten qi (i = 0 bis 99) haben jedoch, obwohl sie i n der realen und i n der hypothetischen Bevölkerung die gleichen Werte annehmen, i n beiden einen grundverschiedenen Charakter. I n der realen Bevölkerung werden sie nachträglich berechnet. Erst wenn nach Ablauf der Beobachtungsperiode alle Sterbefälle ausgezählt sind, werden die Quotienten Gi/Bi gebildet. Sie beschreiben also nachträglich die Häufigkeit von Sterbefällen bei einer bestimmten Personengruppe und sind insoweit zunächst nichts anderes als eben „Ereignishäufigkeiten". I m Modell verfahren w i r jedoch umgekehrt. Hier sind die qi vorgegeben, und die Gi und Bi werden mit ihrer Hilfe erst entwickelt. Diesmal drückt sich also i n den qi eine Erwartung aus: Man erwartet i m Modell, daß von je 1000 Personen, die das Alter i vollenden, gerade so viele sterben, wie 1000 qi angibt, ohne Rücksicht auf die Größe und die sonstigen Eigenschaften von Bi. Erst jetzt erhält also der Quotient qi den Charakter einer „Sterbe-" oder allgemeiner einer „Ereigniswahrscheinlichkeit". Allgemein läßt sich sagen: M i t den Ereignishäufigkeiten w i r d zunächst nur eine Feststellung a posteriori getroffen; mit den Ereigniswahrscheinlichkeiten ist dagegen eine Feststellung a priori beabsichtigt. Die ersteren sind deshalb logisch unproblematisch, die letzteren sind es nicht. Nur unter bestimmten Voraussetzungen und m i t bestimmten Vorbehalten ist man berechtigt, Ereignishäufigkeiten i n Ereigniswahrscheinlichkeiten umzudeuten.

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Zweites K a p i t e l : Methodische Grundlegung der Untersuchung

Wenn die Absterbeordnung eines Modelljahrgangs auf die beschriebene Weise zustande gekommen ist, kann man sie zur Konstruktion einer ganzen Modellbevölkerung benutzen. Der einfachste Bevölkerungstyp entsteht, wenn man i n jedem Kalenderjahr einen neuen Geburtsjahrgang von gleicher Stärke ins Leben treten läßt, für den unverändert die gleiche Absterbeordnung gilt. Sobald die letzte Person des ersten Jahrgangs aus dem Leben geschieden ist, ist die Bevölkerung vollständig konstruiert. Man kann dann für jeden beliebigen Stichtag Umfang und Altersaufbau der Bevölkerung und für jedes Kalenderjahr die Zahl der i n die verschiedenen Lebensalter eintretenden sowie die Zahl der i n jedem Lebensalter gestorbenen Personen exakt bestimmen. Gleichgültig aber, welchen Tag und welches Jahr man wählt, man erhält immer die gleichen Daten. Die Bevölkerung heißt deshalb stationär. Die gebräuchlichste Modifikation der stationären Bevölkerung ergibt sich, wenn die Zahl der Geborenen von Jahr zu Jahr um einen gleichen Prozentsatz steigt oder fällt. Nach genügend langer Zeit entsteht dann wiederum eine fiktive Bevölkerung m i t ebenfalls unveränderlichem Altersaufbau, die aber stetig wächst oder schrumpft. Man bezeichnet sie als stabile Bevölkerung 4 . Grundsätzlich könnte man auch eine andere A r t der Geburtenentwicklung annehmen, ζ. B. eine vorübergehende Erhöhung der absoluten Geborenenzahl oder ihres relativen Wachstums. Schließlich wäre es auch möglich, die Sterbewahrscheinlichkeiten selbst systematisch zu ändern 5 . Ausgangspunkt der Konstruktion ist aber immer eine bestimmte Absterbeordnung, die entweder unverändert für alle Jahrgänge gilt oder fortgesetzt systematisch abgewandelt wird. II. Die Konstruktion einer Modellbevölkerung auf der Grundlage einer Erwerbstätigkeitstafel Soll eine Modellbevölkerung nicht nur durch die Zahl der Geburten und Sterbefälle i n jedem Modell jähr und die daraus abgeleitete Altersgliederung an jedem Stichtag beschrieben werden, sondern sollen noch weitere Ereignisarten (ζ. B. Aufnahme und Aufgabe einer Erwerbstätigkeit) und entsprechende Merkmalsgliederungen (ζ. B. nach der Stellung zum Erwerbsleben) hinzukommen, so besteht die grundlegende Aufgabe wiederum i n der Entwicklung einer Absterbeordnung. I n diese 4 Vgl. z.B. Flaskämper, Paul: Bevölkerungsstatistik, a.a.O., S. 379 ff.; Winkler, W i l h e l m : Grundriß der Statistik I I , a. a. O., S. 7 ff. u n d 119 ff. 5 Darauf läuft ζ. B. die Methode von Rue ff hinaus, siehe Rue ff, F r i t z : Ableitung von Sterbetafeln für die Rentenversicherung und sonstige V e r sicherungen m i t Erlebensfallcharakter, Würzburg 1955, Näheres darüber siehe S. 102.

Β . Die K o n s t r u k t i o n von Modellbevölkerungen

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müssen dann aber auch noch die anderen i n Frage kommenden Ereignisse eingeführt werden. Neben Sterbewahrscheinlichkeiten werden folglich weitere Ereigniswahrscheinlichkeiten gebraucht. Man spricht darum besser allgemein von Ablaufordnungen. Solche Ablaufordnungen sind durchweg problematischer als reine Absterbeordnungen und stellen weit höhere Ansprüche an das statistische Ausgangsmaterial. Sie werden deshalb auch viel seltener berechnet. Bekannt sind vor allem Heirats-, Fruchtbarkeits- und Erwerbstätigkeitstafeln bzw. -Ordnungen 6 . I m allgemeinen begnügt man sich i n diesen Fällen schon mit der Berechnung und Analyse der Ablaufordnung und verzichtet auf die Weiterentwicklung zu einer Modellbevölkerung. Praktisch ist dies aber genauso möglich wie bei einer reinen Absterbeordnung. Welche Besonderheiten und Probleme durch das Hinzutreten weiterer Ereignisarten neu entstehen, sei am Beispiel einer Erwerbstätigkeits-Ablaufordnung für das männliche Geschlecht wenigstens angedeutet 7 . Sie beginnt gewöhnlich nicht mit 100 000 Geborenen, sondern mit 100 000 Überlebenden beim Eintritt i n das Altersjahr, i n dem die ersten Personen erwerbstätig werden. W i r wollen annehmen, dies sei das 14. Lebensjahr. I n diesem Lebensjahr kann dann außer dem Ereignis „Tod" noch das Ereignis „Aufnahme einer Erwerbstätigkeit" eintreten. Da sich beide Ereignisse i m Verlauf eines Jahres nicht ausschließen, sind folgende kombinierte Ereigniswahrscheinlichkeiten i n Ansatz zu bringen: die Wahrscheinlichkeit, die Wahrscheinlichkeit, die Wahrscheinlichkeit, tätiger zu überleben die Wahrscheinlichkeit, tätiger zu sterben.

als Nichterwerbstätiger zu überleben, als Nichterwerbstätiger zu sterben, erwerbstätig zu werden und als Erwerbsund erwerbstätig zu werden und als Erwerbs-

(Der Einfachheit halber sehen w i r vorerst davon ab, daß auch Aufnahme und Aufgabe einer Erwerbstätigkeit i m selben Jahr vorkommen können.) Die Summe dieser vier Wahrscheinlichkeiten ist gleich eins. Sind ζ. B. die letzten drei auf Grund empirischer Untersuchungen festgelegt, so β Siehe z.B. Flaskämper, Paul: Bevölkerungsstatistik a.a.O., S. 253 u n d 286; Winkler, W i l h e l m : Grundriß der Statistik I I , a.a.O., S. 67 ff.; ferner StDR Bd. 275; StBRD Bd. 36, H. 3, S. 10 ff. u n d 37 ff.; S t B R D Bd. 252, S. 9 ff. und 37 ff.; WiSta. 1961, S. 24 ff. 7 Vgl. dazu ζ. B. Böhm, Friedrich: Versicherungsmathematik, Bd. 2, Lebensversicherungsmathematik, Einführung i n die technischen Grundlagen der Sozialversicherung, 2. Aufl., B e r l i n 1953, S. 137 fï. 5 Grohmann

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Zweites K a p i t e l : Methodische Grundlegung der Untersuchung

ergibt sich die erste als Ergänzung zu eins. Das System ist bereits jetzt ungleich komplizierter als das einer reinen Absterbeordnung. Beim Eintritt i n das 15. Lebensjahr sind die Überlebenden aufgeteilt i n Erwerbstätige und Nichterwerbstätige. Während für die letzteren wiederum die obenstehenden vier Arten von Wahrscheinlichkeiten i n Betracht kommen, sind für die ersteren anzusetzen: die Wahrscheinlichkeit, als Erwerbstätiger zu überleben, die Wahrscheinlichkeit, als Erwerbstätiger zu sterben, die Wahrscheinlichkeit, aus dem Erwerbsleben auszuscheiden und als Nicht erwerbstätiger zu überleben, die Wahrscheinlichkeit, aus dem Erwerbsleben auszuscheiden und als Nichterwerbstätiger zu sterben. Die Zahl der für ein Altersjahr benötigten Wahrscheinlichkeiten steigt damit auf acht. I m 16. Lebensjahr kommen weitere Komplikationen hinzu. Die Gruppe der Erwerbstätigen zu Beginn des 16. Lebensjahrs kann man aufteilen i n solche, die i m 14. Lebensjahr und solche, die i m 15. Lebensjahr ins Erwerbsleben eingetreten sind. Dadurch entsteht eine Gliederung der Erwerbstätigen nach der bisherigen Dauer der Erwerbstätigkeit. Bei den Nichterwerbstätigen kann man unterscheiden zwischen solchen, die bisher noch nie erwerbstätig waren und solchen, die aus einer Erwerbstätigkeit bereits wieder ausgeschieden sind, sei es wegen eines weiteren Schulbesuchs oder sei es wegen Erwerbsunfähigkeit. Bei konsequenter Fortführung dieses Gedankens über den gesamten Lebensablauf hinweg wächst die Zahl der zu bildenden Gruppen und der benötigten Ereigniswahrscheinlichkeiten bald ins Unübersehbare. Die zusätzlichen Schwierigkeiten, die die Aufstellung einer Erwerbstätigkeits-Ablauf Ordnung i m Vergleich zu derjenigen einer reinen Absterbeordnung mit sich bringt, scheinen demnach auf den ersten Blick vorwiegend statistisch-technischer Natur zu sein. I n der Tat ist es praktisch ganz unmöglich, für alle angedeuteten Ereigniswahrscheinlichkeiten entsprechende empirische Ereignishäufigkeiten zu ermitteln. Weder die erforderlichen Ereigniszahlen noch die erforderlichen Personenzahlen können i n der jeweils erforderlichen Gliederung empirisch lückenlos beschafft werden. Bei der starken Fluktuation i m Erwerbsleben ist das auch kaum jemals zu erwarten. Dagegen kann man nun freilich einwenden, daß es nicht immer nötig und nicht einmal immer sinnvoll ist, sämtliche angesetzten Ereigniswahrscheinlichkeiten auch gesondert empirisch zu ermitteln. Zunächst einmal hat es gewiß nur einen Sinn, besondere Wahrscheinlichkeiten für solche Personengruppen zu bestimmen, die sich hinsichtlich des betreffenden Verhaltens oder Risikos auch wirklich wesentlich

Β. Die K o n s t r u k t i o n von Modellbevölkerungen

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unterscheiden. Besteht ζ. B. zwischen der Dauer der bisherigen Erwerbstätigkeit und dem Sterberisiko kein echter Zusammenhang, dann ist für alle Personengruppen gleichen Alters und Geschlechts, aber unterschiedlicher bisheriger Erwerbstätigkeitsdauer die gleiche Sterbewahrscheinlichkeit anzusetzen. Empirische Erhebungen werden trotzdem zwar stets unterschiedliche Sterbehäufigkeiten bei unterschiedlicher Erwerbstätigkeitsdauer (aber gleichem Alter und Geschlecht) ergeben; dies rührt dann aber von außergewöhnlichen und zufälligen Einflüssen her, die keinen Eingang in das Modell finden sollen. Eine beliebig weit getriebene Spezialisierung der Ereigniswahrscheinlichkeiten führt demnach nicht notwendig zu einer Verbesserung der Modellansätze. Sie trägt i m Gegenteil oft nur eine vermeidbare Unsicherheit hinein. Viel wichtiger ist es hingegen, erst einmal zu überlegen, von welchen Merkmalen überhaupt die Häufigkeit der i n Rede stehenden Ereignisse wesentlich abhängt. Gerade das ist aber bei einer Erwerbstätigkeitstafel sehr viel problematischer als bei einer einfachen Sterbetafel. Die „Wahrscheinlichkeit, ins Erwerbsleben einzutreten", aber auch die „Wahrscheinlichkeit, aus dem Erwerbsleben auszuscheiden" und selbst die „Wahrscheinlichkeit, als Nichterwerbstätiger zu sterben" hängen von so vielerlei schwer überschaubaren und mit der Zeit wandelbaren Faktoren ab, daß man kaum ohne weiteres sagen kann, was auf die Dauer wesentlich ist und was nicht, ja daß man sich schließlich gar scheut, hier überhaupt noch von Wahrscheinlichkeiten zu sprechen. Zu einem ähnlichen Schluß gelangt man auch, wenn man versucht, die Bestimmung kombinierter Wahrscheinlichkeiten zu vereinfachen. Kombinierte Wahrscheinlichkeiten kann man durch Multiplikation der entsprechenden einfachen Wahrscheinlichkeiten immer dann gewinnen, wenn zwischen diesen kein innerer Zusammenhang besteht. Ist ζ. B. die Wahrscheinlichkeit, i m 16. Lebensjahr zu sterben, qio = 0,0005 und die Wahrscheinlichkeit, i m 16. Lebensjahr erwerbstätig zu werden, eio = 0,08, und darf man unterstellen, daß das Sterberisiko eines Sechzehnjährigen nicht davon abhängt, ob er i n diesem Lebensjahr erwerbstätig geworden ist, so gilt einfach: Die Wahrscheinlichkeit, als Nichterwerbstätiger zu überleben, ist (1 — eie) ( 1 - q i e ) = 0,91954 Die Wahrscheinlichkeit, als Nichterwerbstätiger zu sterben ist (1 — eie) · qio = 0,00046 Die Wahrscheinlichkeit, erwerbstätig zu werden und als Erwerbstätiger zu überleben, ist eie- ( 1 - q i c ) = 0,07996 Die Wahrscheinlichkeit, erwerbstätig zu werden und als Erwerbstätiger zu sterben, ist eiG-qic = 0,00004 5*

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Zweites K a p i t e l : Methodische Grundlegung der Untersuchung

Da der Zeitraum von einem Jahr verhältnismäßig kurz ist, begeht man meist keinen allzu großen Fehler, wenn die Voraussetzung der Unverbundenheit nicht ganz zutrifft. Jedoch gibt es auch genügend andere Fälle. So ist ζ. B. die Sterblichkeit unmittelbar nach dem Ausscheiden aus der Erwerbstätigkeit so hoch, daß man dies nicht mehr einfach ignorieren darf. Bevor kombinierte Ereigniswahrscheinlichkeiten durch einfache Multiplikation gewonnen werden, ist deshalb immer abzuwägen, i n welchem Maße die Einzelereignisse voneinander abhängen. Und gerade das ist oft schwer zu entscheiden, wenn es sich u m Vorgänge aus dem Erwerbsleben handelt. So erweist sich schließlich die Aufstellung einer Erwerbstätigkeitstafel keineswegs nur aus statistisch-technischen Gründen als viel schwieriger denn die einer reinen Sterbetafel. Je mehr man sich darum bemüht, durch sachgerechte Differenzierung zu möglichst homogenen Personengruppen zu gelangen, desto mehr muß man einsehen, daß die wirklich entscheidenden Faktoren statistisch gar nicht erfaßbar sind, so etwa das Streben nach Wohlstand und Sicherheit, der soziale Geltungsdrang, der Arbeitswille usw. Diese Andeutung über die Aufstellung einer ErwerbstätigkeitsAblaufordnung mögen hier genügen. Sie sollten lediglich zeigen, welcher A r t die Probleme sind, die ein Einbeziehen weiterer und speziell ökonomischer Merkmale i n die Modellanalyse mit sich bringt. Liegt eine solche Ablaufordnung aber erst einmal i n allen Einzelheiten vor, dann kann man auch auf dieser Grundlage eine vollständige Modellbevölkerung konstruieren. I I I . Die Konstruktion einer Modellbevölkerung mit allen rentenversicherungsrechtlich bedeutsamen Merkmalen W i r kehren nun zu unserem Ausgangspunkt, der Konstruktion einer Modellbevölkerung m i t allen rentenversicherungsrechtlich relevanten Daten zurück. Soll sie nach dem gleichen allgemeinen Schema entwickelt werden wie die bisher beschriebenen Modellbevölkerungen, so muß wiederum die Ablaufordnung eines einzelnen fiktiven Jahrgangs die Grundlage bilden. Das scheint jedoch angesichts der Schwierigkeiten, die schon bisher zum Vorschein kamen, allenfalls theoretisch, kaum aber praktisch durchführbar. Man braucht nur den Katalog von Daten zu überblicken, die alle i n der Ablaufordnung enthalten sein sollen 8 , u m zu erkennen, um wieviel komplizierter das Modell werden muß. Nahezu alle Elemente einer Sterbetafel, einer Heiratstafel, einer Fruchtbarkeitstafel und einer Erwerbstätigkeitstafel müßten eigentlich darin vertreten sein. Und sie reichen noch längst nicht einmal aus. Es fehlen β Siehe S. 57 f.

Β . Die K o n s t r u k t i o n von Modellbevölkerungen

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noch die Schulzeiten, die Zeiten der Arbeitslosigkeit und Krankheit, die versicherungspflichtigen Beschäftigungen und die Arbeitsverdienste. Das Unternehmen wäre wohl tatsächlich auch aussichtslos, wenn nicht i n einem Punkte ein bemerkenswerter Unterschied zwischen den üblichen Tafeln und der hier zu konzipierenden Ablaufordnung bestünde. Die üblichen Tafeln sollen einen bestimmten hypothetischen Ablaufprozeß so wiedergeben, daß er für die verschiedensten Zwecke ausgewertet werden kann. Bei unserem Vorhaben ist dagegen jeder Ansatz allein i n seiner Bedeutung für die Gestaltung der Einnahmen und Ausgaben der Rentenversicherungen zu sehen. Je geringer der Einfluß eines speziellen Ansatzes i n diesem Zusammenhang ist, desto weniger schadet es, wenn dabei teilweise auch einmal etwas willkürlich oder unrealistisch vorgegangen wird. Auch ist es keineswegs notwendig, alle Details mit gleicher Konsequenz auszuführen. Unter diesem Gesichtspunkt erscheint es vor allem vertretbar, den Lebensablauf des Modelljahrgangs nicht i n einem Zuge i n allen Details zu entwickeln, sondern i n vier aufeinander aufbauenden Teiluntersuchungen. Jede von ihnen soll dazu dienen, eine andere Gruppe von Ereignisarten und Merkmalen i n das Modell einzufügen. Durch die erste Teiluntersuchung soll erst einmal nur eine reine Absterbeordnung geschaffen werden, i n der allein die Ereignisse Geburt und Tod und die Merkmale Geschlecht und Alter vorkommen. Sie soll mit 1 000 000 Geborenen i m ersten Modellkalenderjahr beginnen. Diese werden zuerst mit Hilfe einer empirisch zu ermittelnden Sexualproportion der Geborenen i n Knaben und Mädchen aufgeteilt. Dann folgt die Entwicklung der Gestorbenen- und Überlebendenzahlen für alle Altersjahre bei beiden Geschlechtern i n der oben beschriebenen Weise. Dadurch w i r d gewissermaßen der äußere Rahmen für die weiteren Teiluntersuchungen vorgegeben. Die Gestorbenen- und die Überlebendenzahlen für jedes Alter und Geschlecht werden später noch i n vielfacher Hinsicht gegliedert, aber nicht mehr verändert. Es w i r d damit praktisch unterstellt, daß die Zusammensetzung innerhalb der einzelnen Geschlechts· und Altersgruppen nach Familienstand, Stellung i m Erwerbsleben usw., die erst später entwickelt wird, ohne Einfluß auf die Gesamtsterblichkeit bleibt. Durch die zweite Teiluntersuchung soll die Absterbeordnung zu einer Ablaufordnung nach dem Familienstand ausgestaltet werden. Dies ist schon rein formal keine leichte Aufgabe, von der materiellen Problematik bei der Bestimmung der dazu benötigten Ereigniswahrscheinlichkeiten ganz zu schweigen. Denn zu diesem Zweck muß für jedes Geschlecht und Alters jähr die Zahl der Eheschließungen, getrennt nach Ledigen, Verwitweten und Geschiedenen, die Zahl der Ehescheidungen und die Zahl der Ehelösungen durch Tod des Ehegatten bestimmt wer-

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Zweites K a p i t e l : Methodische Grundlegung der Untersuchung

den. Außerdem ist eine Aufteilung der Sterbefälle bei beiden Geschlechtern und i n jedem Alters jähr nach dem Familienstand notwendig. I n dieser Ausführlichkeit w i r d eine Ablaufordnung nach dem Familienstand (meist als Heiratsordnung oder Heiratstafel bezeichnet) tatsächlich kaum jemals aufgestellt. Selbst einfachere Formen, wie etwa eine Abgangsordnung für Ledige, in der nur Eheschließungen und Sterbefälle lediger Personen vorkommen, oder eine Eheauflösungstafel, werden nicht sehr häufig berechnet 9 . Trotzdem soll hier der Versuch unternommen werden, eine möglichst vollständige Tafel dieser A r t zu entwickeln. Sie ist vor allem deshalb nicht zu entbehren, weil die Zahl der zu bewilligenden Witwenrenten i n erster Linie von der Sterbehäufigkeit der verheirateten Männer abhängt. Ja, es genügt noch nicht einmal eine Heiratstafel von der Art, wie sie sonst üblicherweise beschrieben wird. Es genügt uns nämlich nicht zu wissen, wie viele Männer des Modelljahrgangs mit 50, 60, 70 oder 80 Jahren sterben und eine Witwe hinterlassen, w i r brauchen zugleich auch die Altersverteilung dieser Witwen und zwar gesondert für jedes Sterbealter des Mannes; denn von ihr hängt es ab, wie lange die jeweils zu erwartenden Witwenrenten gezahlt werden müssen. Damit stoßen w i r aber auf eine Frage mit recht weitreichenden Konsequenzen und einer viel allgemeineren Bedeutung, als es zunächst scheinen könnte: das Problem der Abstimmung zwischen den Heiratsordnungen der beiden Geschlechter. Berechnet man nämlich — so wie es üblicherweise geschieht — je eine Heiratsordnung der Männer und der Frauen unabhängig voneinander und entwickelt daraus unter Berücksichtigung einer angemessenen Sexualproportion der Geborenen eine stationäre Bevölkerung, so ist fast mit Sicherheit zu erwarten, daß hier die Zahl der heiratenden Männer mit der der heiratenden Frauen nicht übereinstimmt. Der Grund dafür ist leicht einzusehen. Gibt es ζ. B. i n der realen Bevölkerung (wie heute i n Deutschland) relativ wenig Männer und relativ viele Frauen i m heiratsfähigen Alter, so führt dies zwangsläufig zu relativ hohen empirischen Heiratshäufigkeiten der Männer und relativ niedrigen empirischen Heiratshäufigkeiten der Frauen; denn die absolute Zahl der eheschließenden Männer und Frauen ist praktisch die gleiche. Betrachtet man nun aber die gefundenen Heiratshäufigkeiten als Wahrscheinlichkeiten und benutzt sie zur Konstruktion einer aus Männern und Frauen zusammengesetzten stationären Bevölkerung (mit normalem Altersaufbau und normalem Geschlechterverhältnis), so übersteigt dort die absolute Zahl der heiraten9 Das StBA hat bisher zwei solcher Tafeln aufgestellt. Siehe v. Randenborgh, Horst: Berechnung einer Heiratstafel für Ledige, WiSta. 1960, S. 262 i L ; S t B A : Ehelösungen durch den Tod, WiSta. 1962, S. 466 f.

Β. Die K o n s t r u k t i o n von Modellbevölkerungen

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den Männer bei weitem die der heiratenden Frauen. Ein solches Ergebnis ist aber offensichtlich nicht tragbar. Der Widerspruch w i r d übrigens auch schon aus den folgenden beiden Zahlen deutlich. I n der Ledigentafel, die das Statistische Bundesamt für 1958 berechnet hat 1 0 , w i r d die Wahrscheinlichkeit für einen neugeborenen Knaben, i m Laufe seines Lebens zu heiraten, mit 91,4 v H angegeben und die entsprechende Wahrscheinlichkeit für ein neugeborenes Mädchen mit 90,9 vH. Beide Wahrscheinlichkeiten sind i n einer stationären Bevölkerung aber nur dann miteinander vereinbar, wenn jährlich mehr Mädchen als Knaben auf die Welt kommen. I n Wirklichkeit ist es aber gerade umgekehrt. Ebenso wie die Zahl der Eheschließungen so muß natürlich auch die Zahl der Ehescheidungen bei beiden Geschlechtern gleich groß sein, die Zahl der gestorbenen verheirateten Männer muß mit der Zahl der i n den Witwenstand getretenen Frauen übereinstimmen usw. Genau besehen gibt es wohl kaum eine Möglichkeit, diejenigen Heirats- und Scheidungswahrscheinlichkeiten zu finden, die sich i n einem bestimmten Jahr i n Wirklichkeit ergeben hätten, wenn Altersaufbau und Geschlechterverhältnis nicht verzerrt, sondern gerade so beschaffen wären, wie es der vorgegebenen Absterbeordnung entspricht. Der einzig gangbare Ausweg aus diesem Dilemma besteht offenbar darin, zuerst einmal eine Heiratsordnung nur für das männliche Geschlecht auf empirischer Grundlage zu entwickeln, die u. a. auch eine Verteilung aller Eheschließungen und Ehelösungen nach dem Alter der Ehefrauen enthält. W i r d später dann der Übergang zur Modellbevölkerung vollzogen, so ergibt sich daraus unmittelbar und ohne Heranziehung weiterer statistitischer Daten auch eine Heiratsordnung der weiblichen Personen. Wir verfahren dann ganz so, als seien die realen Heirats- und Scheidungsgepflogenheiten der Männer allein bestimmend für die jährliche Zahl der Eheschließungen und Ehelösungen und damit auch für die Heiratschancen und Scheidungsrisiken der Frauen. Ergeben sich auf diese Weise einigermaßen realistisch erscheinende Werte auch für die Frauen, so hat es damit sein Bewenden, andernfalls w i r d eine nachträgliche Korrektur auch bei den Männern nötig. Das Ziel der zweiten Teiluntersuchung ist demnach allein die Ausgestaltung der Absterbeordnung der männlichen Personen zu einer A b laufordnung nach dem Familienstand, dies aber i n aller gebotenen Ausführlichkeit. Die dritte Teiluntersuchung ist die wichtigste und umfangreichste, zugleich aber auch schwierigste und problematischste von allen. Durch sie sollen alle Vorgänge des Erwerbslebens, die für die Rentenversicheio S t B R D Bd. 252, S. 37.

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Zweites K a p i t e l : Methodische Grundlegung der Untersuchung

rung von Belang sind, i n das Modell eingeführt werden einschließlich derjenigen, die der Vorbereitung auf eine spätere Erwerbstätigkeit dienen und einschließlich derjenigen, die eine vorübergehende oder endgültige Aufgabe der Erwerbstätigkeit erzwingen. Dazu gehören i m einzelnen: ein Schul-, Fachschul- oder Hochschulbesuch, die Ausübung einer versicherungspflichtigen Beschäftigung (ohne Versicherungsfreiheit), eine länger Krankheit,

als sechs Wochen dauernde Arbeitslosigkeit

oder

der Eintritt der Berufsunfähigkeit und der Eintritt der Erwerbsunfähigkeit. Die Arbeitsverdienste der Versicherten sollen wegen der ihnen eigenen Problematik zunächst ausgeklammert bleiben. Sie sind der vierten Teiluntersuchung vorbehalten. Wenn das Vorhaben gelingt, dann entsteht i m Zuge der dritten Teiluntersuchung Schritt für Schritt eine Aufteilung des Modelljahrgangs i n jedem Alters jähr, das er durchläuft, i n Schüler, Fachschüler, Hochschüler, versicherte Aktive, Arbeitslose, Kranke, Berufsunfähige, Erwerbsunfähige und übrige Personen. Damit ist es aber noch nicht einmal genug. U m später sämtliche Leistungsansprüche der Modellpersonen nach A r t und Höhe bestimmen zu können, müssen auch die Dauer und zeitliche Verteilung der Schul-, Fachschul- und Hochschulzeiten, der Zeiten einer versicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit usw. bei den einzelnen Versicherten i n irgendeiner Form Berücksichtigung finden. I n dieser dritten Teiluntersuchung treten also all die Probleme und Schwierigkeiten, die für die Aufstellung einer Erwerbstätigkeitstafel charakteristisch sind, noch i n vielfach gesteigertem Ausmaß auf. Es ist deshalb ganz ausgeschlossen, daß das Ziel allein unter Verwendung von Ereigniswahrscheinlichkeiten, die auf empirische Ereignishäufigkeiten zurückgehen, zu erreichen ist. Ein besonders augenfälliger Mangel ist schon die Tatsache, daß es über die Aufnahme einer versicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit so gut wie keine statistischen Unterlagen gibt. Dasselbe gilt auch für das Ausscheiden aus einer solchen Beschäftigung beim Wechsel der Stellung i m Beruf und für vieles andere. U m i n dieser Situation dennoch zu einigermaßen befriedigenden Modellansätzen zu kommen und willkürliche Unterstellungen tunlichst zu vermeiden, bietet sich offenbar nur die Möglichkeit an, neben Ereignishäufigkeiten auch andere Größenbeziehungen aus der Realität auf das Modell zu übertragen, i n erster Linie wohl Gliederungszahlen des Be-

Β. Die K o n s t r u k t i o n von Modellbevölkerungen

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Völkerungsbestands an einem bestimmten Stichtag 11 . Dieser Ausweg scheint zunächst i m Widerspruch zu der Forderung zu stehen, daß möglichst nur solche Relationen für den Modellansatz verwendet werden sollen, i n denen sich gegenwärtige und nicht etwa schon weit zurückliegende Zeitumstände niederschlagen. Gerade wegen dieser Forderung wurden ja die Ereignishäufigkeiten als besonders geeignete Maßzahlen ursprünglich ausgewählt. Und trotzdem bedeutet dies nicht, daß Gliederungszahlen deshalb grundsätzlich ungeeignet sein müßten. I m gleichen Maße nämlich, i n dem man erkennt, daß auch die sog. Ereigniswahrscheinlichkeiten vielfach aus sachlichen Gründen nicht immer die Erwartung erfüllen, die man gewöhnlich i n sie setzt, und i n dem man auch sie nur als von Fall zu Fall unterschiedlich gut geeignete Hilfsmittel ansieht, i m gleichen Maße dürfen nicht andere Größenbeziehungen schon a priori als ungeeignet abgetan werden. I m Grundsatz ist sicher richtig, daß i n einer Ereignishäufigkeit besser als i n einer Gliederungszahl aktuelle Zeitströmungen, Risikoverhältnisse usw. ihren Niederschlag finden. I m Einzelfall kann es jedoch sogar einmal umgekehrt sein. So kommt ζ. B. die gegenwärtige Bedrohung der 50jährigen Männer durch Arbeitslosigkeit i n ihrer Arbeitslosenquote treffender zum Ausdruck als i n der relativen Häufigkeit der Fälle, i n denen 50jährige Männer i m Lauf des Jahres arbeitslos geworden sind, besonders dann, wenn es sich um ein Jahr i m K o n junk tur auf- oder -abschwung handelt. W i r werden deshalb versuchen müssen, durch ein System von geeigneten empirischen Relationen, wie immer sie sich anbieten, unserem Ziel nahe zu kommen und dabei den Spielraum für willkürliche und unrealistische Modellansätze soweit wie möglich einzuengen. M i t der Ausweitung des methodischen Arsenals, das für die geplante Entwicklung einer Ablaufordnung zur Verfügung steht, wachsen freilich auch die Anforderungen an die für jeden einzelnen Ansatz notwendige empirische Untersuchung; denn es ist nun stets von neuem zu prüfen und abzuwägen, welche Lösung dem jeweiligen Gegenstand unter Berücksichtigung des vorhandenen statistischen Materials am besten entspricht. Wenn i n dieser Hinsicht alle gebotenen Möglichkeiten wirklich ausgeschöpft werden sollen — und dies ist vor allem von der methodischen Zielsetzung der Arbeit her erwünscht und gewiß reiz11 E i n Versuch i n dieser Richtung w a r die Aufstellung einer Erwerbstätigkeitstafel für das männliche Geschlecht, den das S t B A i m Anschluß an die Volks- u n d Berufszählung 1950 unternommen hat. Neben den Sterbe Wahrscheinlichkeiten w u r d e n damals nach dem A l t e r gegliederte Erwerbsquoten herangezogen, nachdem diese zuvor i n mehrfacher Hinsicht „bereinigt" d. h. normalisiert worden waren. Vgl. Horstmann, K u r t : Eine Erwerbstätigkeitstafel f ü r das männliche Geschlecht, WiSta. 1953, S. 289 fï. Siehe hierzu auch Deneffe, Peter: Die Berechnungen über die künftige deutsche Bevölkerungsentwicklung, Leipzig 1938, S. 48 f.

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Zweites Kapitel: Methodische Grundlegung der Untersuchung

voll —, dann w i r d auf der anderen Seite zugleich eine Einschränkung des Programms unvermeidlich. Die Aufstellung einer Ablaufordnung nach allen rentenversicherungsrechtlich bedeutsamen Vorgängen und Merkmalen des Erwerbslebens soll deshalb ganz auf das männliche Geschlecht beschränkt werden. Das Erwerbsleben der Frauen hätte sich ohnehin kaum befriedigend i n die Ablaufordnung einfügen lassen, nachdem es sich bereits als unmöglich erwiesen hat, die Familienstandsgliederung der Frauen gleichzeitig mit der der Männer methodisch einwandfrei zu entwickeln; denn die Erwerbstätigkeit der Frauen hängt nun einmal i n allererster Linie von deren Gliederung nach dem Familienstand ab. Ein dritter Grund, der eine vorläufige Ausklammerung der Erwerbstätigkeit des weiblichen Geschlechts nahelegt, ist darin zu erblicken, daß hier die Fluktuation und Wandelbarkeit i m Zeitablauf sehr viel größer ist als bei der Erwerbstätigkeit der Männer, so daß die Modellergebnisse letzten Endes doch weit weniger aussage- und beweiskräftig ausfallen müßten. Schließlich ist diese Beschränkung des Programms auch umso leichter hinzunehmen, als die Summe der Beitrags- und Versicherungsleistungen auf Grund von Versicherungsverhältnissen weiblicher Personen um vieles geringer ist als die entsprechende Summe beim männlichen Geschlecht. Erstens ist ein sehr großer Teil der Frauen i m erwerbsfähigen Alter nicht erwerbstätig geschweige denn versicherungspflichtig, und zweitens spielen Renten an Hinterbliebene von weiblichen Versicherten nur eine höchst untergeordnete Rolle. Die Beschränkung der dritten Teiluntersuchung auf das Erwerbs- und Versicherungsleben der Männer soll jedoch nicht bedeuten, daß das Erwerbs- und Versicherungsleben der Frauen überhaupt aus der vorliegenden Untersuchung ausgeschlossen bleiben muß. Es erscheint lediglich geboten, bei der Entwicklung der sehr stark zu differenzierenden Ablaufordnung darauf zu verzichten und statt dessen einige sehr viel gröbere Annahmen dann nachzutragen, wenn die Modellbevölkerung i m ganzen konstruiert und auch die Familienstandsgliederung ihres weiblichen Teils zur Verfügung ist. Gegenstand der vierten Teiluntersuchung werden die beitragspflichtigen Arbeitsverdienste der Versicherten sein. Diese verdienen deshalb eine besondere Behandlung, weil mit ihnen eine neue Dimension i n das Modell eingeführt wird. Bisher hatten w i r es immer nur mit Personenzahlen zu tun. Die erste Größe des Modellablaufs war eine Personenzahl, nämlich die Zahl der Geborenen oder die Stärke des Modelljahrgangs. Alle weiteren Größen, von denen bisher die Rede war, können mit Hilfe statistischer Verhältniszahlen aus dieser ersten Größe abgeleitet werden. Bei den Arbeitsverdiensten ist das nicht mehr möglich. Sie erfordern sozusagen eine neue zusätzliche Einheit. Darüber wäre

C. Betrachtungen über die Verhältniszahlen zur Modellkonstruktion

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kein Wort zu verlieren, wenn als diese Einheit die Geldeinheit, die D M also, zu verwenden wäre. Das soll jedoch nicht geschehen. Wenn es schon das Ziel der gesamten Untersuchung ist, die finanziellen Wirkungen der dynamischen Rentenformel über die Zeit hinweg überschaubar zu machen, dann muß auch die dieser Formel zugrunde liegende Konzeption einer Rechnung i n festen Lohn- oder Arbeitswerten i m Modell ihren methodischen Niederschlag finden. Die vierte Teiluntersuchung w i r d deshalb die Arbeitsverdienste nicht i n DM, sondern i n Einheiten einer standardisierten Verdienstgröße zu ergeben haben. Es w i r d damit gewissermaßen eine gedankliche Trennung vorgenommen zwischen Verdienstniveau auf der einen und Verdienststruktur auf der anderen Seite. Beide werden als voneinander unabhängig betrachtet und sollen deshalb auch unabhängig voneinander i n das Modell Eingang finden. Von dieser Eigentümlichkeit abgesehen werden i n der vierten Teiluntersuchung die gleichen Grundsätze zum Zuge kommen wie i n den drei anderen. Vor allem werden auch hier die notwendigen Details, besonders der Verdienststruktur, mit Hilfe empirischer Verhältniszahlen von der Realität i n das Modell übertragen. Das ist i n diesem Fall nicht einmal besonders schwierig, weil es i m wesentlichen nur auf eine Differenzierung der Verdienste nach Geschlecht und Alter ankommen wird. Ist i n der beschriebenen Weise der gesamte Lebenslauf des Modelljahrgangs entwickelt, dann kann der Übergang zur Modellbevölkerung vollzogen werden. I m Anschluß daran w i r d es dann möglich sein, die noch fehlenden Daten über den Familienstand und das Erwerbs- und Versicherungsleben der Frauen nachzutragen. Wenn auch dies geschehen ist, steht einer vollständigen Berechnung (bzw. Schätzung) der Beiträge, der Renten und auch aller übrigen Einnahmen- und Ausgabenposten der sozialen Rentenversicherung dieser Modellbevölkerung sowie einiger ihrer wichtigsten Varianten allein aus den vorhandenen Modelldaten heraus nichts mehr i m Wege. Den Abschluß der Arbeit bildet eine zusammenfassende Würdigung der Ergebnisse.

C· Einige allgemeine Betrachtungen über Wesen und Ermittlung der das Modell konstituierenden statistischen Verhältniezahlen Das damit entworfene Programm für die bevorstehende Untersuchung der Zusammenhänge zwischen den Einnahmen und Ausgaben der Rentenversicherung neuen Rechts einerseits und deren wesentlichen Bestimmungsfaktoren andererseits läßt sich nunmehr noch einmal zu-

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Zweites K a p i t e l : Methodische Grundlegung der Untersuchung

sammenfassend auf folgende Grundgedanken zurückführen. Es sollen der Lebenslauf eines Modelljahrgangs und — darauf aufbauend — eine vollständige Modellbevölkerung mit allen rentenversicherungsrechtlich bedeutsamen Ereignisarten und Merkmalen unter der Voraussetzung konstruiert werden, daß während des gesamten Modellablaufs diejenigen allgemeinen Arbeits- und Lebensrisiken und menschlichen Verhaltensweisen bestimmend sind, die i n der wirklichen Bevölkerung während eines eng begrenzten Beobachtungszeitraums das Geschehen beherrscht haben und über sehr lange Zeit hinweg zumindest real vorstellbar sind. Dies soll geschehen durch Verknüpfung von nur zwei beliebig ansetzbaren absoluten Größen (einer festen Geborenenzahl und einer festen Verdienstgröße zur Kennzeichnung des jeweiligen Verdienstniveaus) und einer Vielzahl auf empirische Einzeluntersuchungen gegründeter statistischer Größenbeziehungen. Diese sollen jeweils für möglichst homogene Personengruppen ermittelt werden und möglichst normal i n dem Sinne sein, daß i n ihnen die während der Beobachtungszeit herrschenden allmeinen Zeitumstände möglichst störungsfrei zum Ausdruck kommen. I n erster Linie eignen sich dazu Ereignishäufigkeiten, unter bestimmten Voraussetzungen aber auch Anteilsziffern und sonstige statistische Verhältniszahlen. Bei diesen Größenbeziehungen liegt damit das Schwergewicht der gesamten Untersuchung. Von ihrem konkreten Ansatz hängt entscheidend, wenn nicht ausschließlich der Aussagewert aller Modellergebnisse ab. Was durch sie i n das Modell hineingetragen wird, findet am Ende seinen Niederschlag i n den Rechnungsergebnissen der Rentenversicherung des Modells. Wegen dieser ausschlaggebenden Bedeutung, zugleich aber auch wegen der Hindernisse, die sich ihrer statistischen Ermittlung entgegenstellen, erscheint es notwendig, der eigentlichen empirischen Untersuchung noch eine allgemeine Betrachtung über das Wesen dieser Größenbeziehungen oder Verhältniszahlen und über die Prinzipien, nach denen sie allesamt zu bestimmen und von der Realität auf das Modell zu übertragen sind, voranzustellen. Dabei sollen zuerst die sachlichen Probleme, die bisher schon an verschiedenen Stellen und unter verschiedenen Gesichtspunkten einmal angesprochen worden sind, systematisch untersucht, ergänzt und vertieft werden. I m Anschluß daran soll durch eine formale Abwandlung der bisher üblichen Definition der Ereignishäufigkeiten eine bessere Ausgangsposition für die statistischen Einzeluntersuchungen geschaffen werden, die zugleich auch die Übertragung von Anteilsziffern des Bevölkerungsstands wesentlich erleichtert.

C. Betrachtungen über die Verhältniszahlen zur Modellkonstruktion

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I. Zur Frage der Stabilität statistischer Verhältniszahlen und ihrer Bedeutung für die Entwicklung eines Bevölkerungsund Wirtschaftsmodells 12 Statistische Verhältniszahlen entstehen dadurch, daß zwei statistische Gesamtheiten, die eine sachliche Beziehung miteinander verbindet, rechnerisch zueinander ins Verhältnis gesetzt werden. Ein auf diese Weise gebildeter Zahlenausdruck beschreibt zunächst einmal a posteriori einen ganz bestimmten und einmaligen Sachverhalt. Alle Ereignishäufigkeiten, Anteilsziffern, Veränderungsraten usw. kennzeichnen i n charakteristischer Weise einen historisch einmaligen Vorgang oder Zustand und geben damit auf zahlreiche demographische, ökonomische oder soziale Fragen eine bedeutungsvolle und für die betreffende Situation endgültige Antwort. M i t einer solchen rein historischen Feststellung begnügt man sich jedoch nicht, wenn man statistische Verhältniszahlen zur Analyse demographischer, ökonomischer oder sozialer Zusammenhänge heranzieht. Vielmehr gibt man der a posteriori beobachteten Relation zwischen Zähler- und Nennergesamtheit eine allgemeinere Deutung, indem man sie als Ausdruck eines über die beobachtete Einzelsituation hinaus gültigen Wirkungszusammenhangs betrachtet. Der nur ein einziges M a l beobachtete Vorgang oder Zustand w i r d seiner Individualität entkleidet und als Realisation eines allgemeingültigen Zusammenhangs angesehen. Herrschen irgendwo und irgendwann genau die gleichen Bedingungen, so stellt sich m i t Notwendigkeit die gleiche Relation wieder ein, auch wenn die individuellen Elemente i n Zähler- und Nennergesamtheit jedesmal andere sind. Die Relation liegt gewissermaßen schon von vornherein i n den Bedingungen beschlossen, noch bevor feststeht, welche und wie viele Individuen ihnen ausgesetzt sind. Die a posteriori beobachtete Verhältniszahl erhält auf diese Weise eine apriorische Deutung. Darauf gründet sich dann das Recht, eine Verhältniszahl, die einmal bei einer realen Personengruppe beobachtet worden ist, auf eine fiktive Personengruppe zu übertragen: Man unterstellt i m Modell die gleichen Bedingungen, die i n der beobachteten Situation durch ihr Zusammenwirken die betreffende Relation herbeigeführt haben. Nun ist freilich mit dieser formal immer möglichen Konstruktion — man kann sich jeden beliebigen Vorgang unter den gleichen Bedingungen wiederholt vorstellen — nur dann etwas gewonnen, wenn es i m Sinne des Untersuchungszwecks liegt, gerade denjenigen Komplex von Bedingungen i m Modell anzunehmen, unter dem die beobachtete Verhältniszahl zustande gekommen ist. Einmalige, irreguläre und i n 12 Z u diesem Abschnitt siehe besonders die i m Literaturverzeichnis aufgeführten Arbeiten von Blind, Bortkiewicz, Deneffe, Flaskämper, Lexis u n d Zizek.

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Zweites Kapitel: Methodische Grundlegung der Untersuchung

ihrer wahren Bedeutung vielleicht nicht einmal recht durchschaubare Bedingungskomplexe i n das Modell hineinzutragen, führt am Ende zu keiner Erkenntnis, sondern zu Widersprüchen und Unsinnigkeiten, besonders wenn viele solcher Relationen i n einem einzigen Modell zusammengefügt und gar über lange Zeit hinweg konstant gehalten werden. Andererseits ist es naturgemäß außerordentlich schwierig, die Bedingungskomplexe, die die zahllosen möglichen Größenbeziehungen i n der Realität beherrschen, hinreichend genau zu durchschauen. Das aber ist nötig, wenn man Verhältniszahlen finden will, i n denen sich weitgehend nur reguläre, i m Beobachtungszeitraum als normal anzusehende Abhängigkeiten zwischen Zähler- und Nennergesamtheit niederschlagen. Experimente, bei denen man die herrschenden Bedingungen nach Belieben variieren und die jeweiligen Auswirkungen beobachten könnte, bleiben uns zur Gewinnung solcher Einsichten grundsätzlich verschlossen. W i r sind deshalb darauf angewiesen, durch vielfältige statistische Vergleiche, verbunden m i t entsprechenden sachlichen Überlegungen, so gut es geht, Gesetz- oder Regelmäßigkeiten i m Bevölkerungs- und W i r t schaftsleben aufzusuchen, sie aus der verwirrenden Mannigfaltigkeit des realen Geschehens herauszulösen und auf sie die Modellkonstruktion zu gründen. Statistische Verhältniszahlen erscheinen aus diesem Grunde immer nur dann für das Modell geeignet, wenn eine der beiden folgenden Voraussetzungen gegeben ist: 1. Die betreffende Verhältniszahl erweist sich bei wiederholten empirischen Beobachtungen als konstant, obwohl immer andere Personengruppen die Zähler- und Nennergesamtheiten bilden. Gleichzeitig legen sachliche Erwägungen, gestützt auf frühere Erfahrungen und theoretische Erkenntnisse, den Schluß nahe, daß die die Relation bestimmenden Bedingungen bei aller Wechselhaftigkeit der sonstigen Umstände immer die gleichen waren. Je stabiler sich die beherrschenden Bedingungen in der Vergangenheit erwiesen haben und je mehr mit ihrer Fortdauer auch i n die Zukunft hinein gerechnet werden kann, desto besser ist die betreffende Verhältniszahl für den Modellansatz geeignet. 2. Die betreffende Verhältniszahl zeigt bei wiederholten empirischen Beobachtungen eine andere bemerkenswerte Regelmäßigkeit, ζ. B. eine gleichbleibende Zunahme. Gleichzeitig lassen theoretische Überlegungen vermuten, daß die die Relation bestimmenden Bedingungen größtenteils immer die gleichen waren und nur einzelne i m Wandel begriffene und als solche erkennbare Faktoren auf eine regelmäßige Veränderung hingewirkt haben. Je stabiler sich diese Bedingungen i n der Vergangenheit erwiesen haben und je mehr mit

C. Betrachtungen über die Verhältniszahlen zur Modellkonstruktion

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ihrer Fortdauer auch in die Zukunft hinein gerechnet werden kann, besonders je besser die künftige Entwicklung der veränderlichen Faktoren zu beurteilen ist, desto besser ist die betreffende Verhältniszahl für den Modellansatz geeignet. I n ähnlicher Weise wie eine zeitliche so bedeutet auch eine sachliche Regelmäßigkeit bei einer größeren Reihe beobachteter Verhältniszahlen einen guten Grund, die betreffende Relation i n das Modell zu übernehmen. Unterscheiden sich zahlreiche Verhältniszahlen, ζ. B. Invalidisierungshäuflgkeiten, nur durch ein Merkmal, ζ. B. das Alter, und zeigt sich dabei eine feste Regelmäßigkeit etwa dergestalt, daß die Invalidisierungshäufigkeit mit zunehmendem Alter monoton zunimmt, so ist dies ebenfalls ein Hinweis darauf, daß ein Großteil der beherrschenden Bedingungen nicht an bestimmte Individuen gebunden, sondern allgemeiner Natur und damit für einen Modellansatz verwendbar ist. Keine der beiden genannten Voraussetzungen w i r d i n Wirklichkeit jemals streng erfüllt sein. Das ist dann nicht bedenklich, wenn nur Abweichungen rein zufälliger Natur vorhanden sind, d. h. wenn die empirischen Verhältniszahlen rein zufällig um einen konstanten (oder sich regelmäßig verändernden) Wert schwanken, so wie die Ergebnisse von Zufallsstichproben um ihren Erwartungswert (bzw. um eine regelmäßige Folge von Erwartungswerten) streuen. Man denkt sich dann den gesamten Bedingungskomplex zusammengesetzt aus konstanten (oder sich regelmäßig verändernden) allgemeinen oder wesentlichen Bedingungen einerseits und variierenden zufälligen Bedingungen andererseits, wobei als zufällige diejenigen gelten, die zwar i n großer Zahl auftreten, i m einzelnen aber nur einen geringen Einfluß ausüben, regellos teils in der einen, teils i n der anderen Richtung wirken 1 3 , und die die Tendenz haben, sich mit zunehmender Zahl i n ihrer Wirkung gegenseitig mehr und mehr aufzuheben. Die für den betreffenden Sachverhalt typische Relation (oder Folge von Relationen), die sich ergeben würde, wenn nur die allgemeinen Bedingungen allein zur Wirkung kämen, beherrscht dann ebenfalls, wenn auch nicht so streng wie zuerst gefordert, den beobachteten Vorgang a priori und ist deshalb für die Übernahme in ein Modell geeignet. Da eine solche typische Relation in Wirklichkeit immer nur mehr oder weniger stark zufallsentstellt in Erscheinung tritt, hat sie den Charakter einer Grundwahrscheinlichkeit i n dem gleichen Sinne, wie man den Anteil der roten Kugeln i n einer Kugelurne als Grundwahrscheinlichkeit für den Anteil der Kugeln i n einer aus dieser Urne gezogenen Zufallsstichprobe bezeichnet. So und nicht anders jedenfalls 13 Vgl. Anderson, Oskar: Probleme der statistischen Methodenlehre, 3. A u f lage, Würzburg 1957, S. 94.

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Zweites K a p i t e l : Methodische Grundlegung der Untersuchung

sind die Begriffe Sterbewahrscheinlichkeit, Heiratswahrscheinlichkeit, Invalidisierungswahrscheinlichkeit usw. zu erklären. Eine Ereigniswahrscheinlichkeit ist — so betrachtet — die einen Prozeß a p r i o r i beherrschende Grundwahrscheinlichkeit, eine Ereignishäufigkeit dagegen ist die a posteriori zu beobachtende zufallsentstellte statistische Verhältniszahl. Bewegt sich eine solche Verhältniszahl bei wiederholten Beobachtungen zufällig um einen konstanten Mittelwert, so w i r d dieser als Grundwahrscheinlichkeit (besser: als Schätzwert für eine Grundwahrscheinlichkeit) gedeutet und i n das Modell übernommen. Bewegt sie sich bei wiederholten Beobachtungen zufällig um eine regelmäßige Grundlinie, etwa um eine steigende Gerade, so w i r d diese m i t Hilfe eines Ausgleichsverfahrens numerisch berechnet, und ihre ausgeglichenen Werte werden als Grundwahrscheinlichkeiten (besser: als Schätzwerte für Grundwahrscheinlichkeiten) angesehen. Sie geben für jedes einzelne Jahr gewissermaßen den „Normalwert" an und kommen folglich ebenfalls für eine Verwendung i m Modell i n Betracht. I m Modell behandelt man die Grundwahrscheinlichkeiten dann allerdings gewöhnlich als feste Größen ohne Zufallsschwankungen, gleichsam als ob sich dort stets alle Zufallseinflüsse exakt ausglichen. Entscheidend für die Brauchbarkeit dieser Konstruktion und Methode ist nun freilich, inwieweit i n der sozialen Wirklichkeit Verhältniszahlen überhaupt unter konstanten (oder sich streng regelmäßig verändernden) wesentlichen und i m übrigen nur rein zufällig variierenden Bedingungen zustande kommen. Je mehr Bedingungen sich nämlich weder regelmäßig noch rein zufällig verändern und auch i n Zukunft sich zu verändern versprechen, desto unsicherer ist die Grundlage der ganzen Analyse. W i r werden deshalb jetzt erst einmal allgemein zu klären versuchen, von welcher A r t die Bedingungen sind, die das uns interessierende wirtschaftliche und soziale Geschehen bestimmen, inwieweit dabei mit konstanten (oder sich regelmäßig verändernden) wesentlichen Bedingungen gerechnet werden kann und nach welchen Prinzipien demgemäß empirische Verhältniszahlen zur Grundlage von Modellansätzen überhaupt gemacht werden können. Bei den Ereignishäufigkeiten und Anteilsziffern unseres Modells steht i m Nenner immer eine durch mehrere Merkmale genau abgegrenzte Personengesamtheit (ζ. B. die i m Jahre 1956 i n das 60. Lebensjahr eingetretenen männlichen Erwerbspersonen oder auch die am 1.1. 57 i m 60. Lebensjahr stehenden männlichen Erwerbspersonen). Den Zähler bildet jeweils ein Teil dieser Personengesamtheit. Bei Ereignishäufigkeiten sind es diejenigen, bei denen vor Vollendung des betreffenden Lebensjahrs ein bestimmtes Ereignis eingetreten ist, (ζ. B. Ausscheiden

C. Betrachtungen über die Verhältniszahlen zur Modellkonstruktion

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aus dem Erwerbsleben wegen Erwerbsunfähigkeit), bei Anteilsziffern sind es diejenigen, die sich von den übrigen durch ein gemeinsames weiteres Merkmal (ζ. B. die Versicherungspflicht) unterscheiden. Die Bedingungen, über die w i r nunmehr eine gewisse Klarheit herbeizuführen uns bemühen wollen, sind folglich diejenigen, die i m Einzelfall die betreffenden Ereignisse oder Merkmale hervorrufen. A l l e uns interessierenden Ereignisse (ζ. B. Aufnahme einer versicherungspflichtigen Beschäftigung, Eheschließung, Eintritt der Erwerbsunfähigkeit, Tod) und Merkmale (ζ. B. Versicherungspflicht, Familienstand) stehen zunächst einmal unmittelbar oder mittelbar i m Zusammenhang mit dem biologischen Lebenszyklus des Menschen. Der Stand, den der Aufbau oder Abbau der physischen und psychischen Kräfte jeweils erreicht hat, w i r k t fördernd oder auslösend, hemmend oder verhindernd auf den Eintritt der verschiedenen oben aufgezählten Ereignisse. Da sich der biologische Ablauf nach allgemeinen Naturgesetzen vollzieht, wiederholen sich bei den verschiedenen Menschen trotz aller individuellen Unterschiede immer wieder die gleichen oder doch ähnlichen Erscheinungen. Die Menschen durchlaufen während ihres Lebens i n etwa gleicher zeitlicher Folge die gleichen Entwicklungsstufen, und zwar m i t besonderen Ausprägungen bei jedem der beiden Geschlechter, haben auf jeder Stufe gleiche oder ähnliche Lebensbedürfnisse usw. Daher ist zu erwarten, daß die biologischen Bedingungen für den Eintritt der einzelnen Ereignisse bei Personen gleichen Geschlechts und Alters i n hohem Maße übereinstimmen und daß von daher ein stabilisierender Einfluß auf alle Verhältniszahlen für Personen gleichen Geschlechts und Alters ausgeht. Die Übereinstimmungen dürfen jedoch nicht über die mannigfachen Unterschiede i n der physischen und psychischen Konstitution von Personen gleichen Geschlechts und Alters hinwegtäuschen. Z u einem Teil mögen diese Unterschiede als rein zufällige betrachtet werden (ζ. B. wenn sie von einer unterschiedlichen Veranlagung der Individuen herrühren), die sich bei Zusammenfassung größerer Personenzahlen weitgehend ausgleichen. Sie stören die Modellkonstruktion nicht. Vergleicht man aber ζ. B. Personengruppen gleichen Geschlechts und Alters i n aufeinanderfolgenden Jahren, so können schon einige wesentliche Unterschiede auftreten, etwa solche, die von einer inzwischen eingetretenen Veränderung i n den äußeren Lebensbedingungen (ζ. B. von medizinischen Fortschritten) herrühren. I n diesem Fall ist aber wenigstens mit einer gewissen Kontinuität und damit einer gewissen erkennbaren Kegelmäßigkeit der ermittelten Verhältniszahlen zu rechnen. Trotzdem bleibt aber wohl immer noch ein nicht unbedeutender Rest von irregulären, die Regelmäßigkeit störenden wesentlichen Bedingungen i m Spiel, der sich weder durch Bildung homogenerer Gruppen nach 6 Grohmann

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Zweites K a p i t e l : Methodische Grundlegung der Untersuchung

weiteren Merkmalen noch durch zeitliche oder sonstige Vergleiche beseitigen oder wenigstens i n seiner Wirkungsweise durchschauen läßt. War ζ. B. die Sterblichkeit eines bestimmten Jahrgangs einmal längere Zeit hindurch infolge äußerer Umstände anomal hoch, so stellen die Überlebenden eine Auslese dar, deren gesundheitliche Verfassung von derjenigen gleichaltriger Personen i n einem anderen Beobachtungsjahr gewiß nicht nur zufällig abweicht und die i m Modell dauerhaft zu unterstellen deshalb nicht gerechtfertigt wäre. Man kann i n einem solchen Fall aber auch nicht ohne weiteres angeben, wie hoch die Sterblichkeit dieses Jahrgangs unter normalen Umständen, d. h. bei vorausgegangener normaler Sterblichkeit heute wäre. Einer solchen Schwierigkeit ist m i t einer weitgehenden statistischen Gruppenbildung vor allem deshalb nicht beizukommen, weil die biologischen Eigenschaften, von denen das Sterberisiko unmittelbar abhängt, nicht selbst als Gruppenmerkmale herangezogen werden können. W i r gelangen damit zu der Feststellung: Soweit statistische Verhältniszahlen i n hohem Maße von biologischen Faktoren abhängen, können w i r mit Regelmäßigkeiten von einer bemerkenswerten Stabilität rechnen. Die verbleibenden, nicht auf eine Regelmäßigkeit hinwirkenden Einflüsse dürfen aber ganz sicher nicht einfach als zufällige angesehen werden. Neben der rein biologischen ist eine grundsätzlich andere A r t von Einflüssen oft entscheidend für den Eintritt der i n die Untersuchung einzubeziehenden Ereignisse. Sie alle werden nämlich mindestens gefördert oder gehemmt, vielfach aber auch ausgelöst oder i m Gegenteil unmöglich gemacht durch menschliche Willensentscheidungen, die ihrerseits an menschlichen Werten und Zwecken orientiert sind. Diese stehen aber nur zum Teil mit der jeweils erreichten biologischen Entwicklungsstufe i m Zusammenhang. Z u ihnen zählen politische Ideale, Tradition, Streben nach Wohlstand, Sicherheit und wirtschaftlicher Macht ebenso wie die Befriedigung von Elementargefühlen, der Besitz bestimmter Güter oder der Gelderwerb schlechthin. Wichtig für uns ist nun die Frage, ob auch i n dieser Hinsicht mit konstanten oder regelmäßig sich verändernden wesentlichen Bedingungen neben rein zufälligen gerechnet werden kann. Die Antwort hängt offenbar davon ab, wie weit die Wertkonstellationen und die daraus resultierenden Verhaltensweisen innerhalb bestimmter Personengruppen miteinander übereinstimmen und i m Zeitablauf beständig sind. Ohne Zweifel gibt es sehr allgemeine und beständige Werte, die das Verhalten der Menschen eines ganzen Kulturkreises für lange Zeit i n gleicher oder ähnlicher Weise lenken und von denen folglich ein stabilisierender Einfluß auf viele Verhältniszahlen ausgeht, etwa die Prinzipien einer bestehenden Gesellschafts-, Rechts- und Wirtschaftsord-

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nung. Aus ihnen leiten sich aber andere, eher wandelbare Werte ab, etwa eine bestimmte Einstellung gegenüber dem Staat und seinen I n stitutionen, die Vorliebe für eine bestimmte Stellung i m Beruf usw. Diese verändern sich unter wechselnden natürlichen und institutionellen Umweltbedingungen ζ. B. medizinischen Fortschritten oder politischen Veränderungen und unterscheiden sich von Personenkreis zu Personenkreis. Nur selten lösen neue Wertkonstellationen die alten spontan ab; meist gehen die einen i n die anderen allmählich über, einmal recht offensichtlich, ein andermal wieder kaum erkennbar. Auch die Unterschiede zwischen den Wertvorstellungen verschiedener Personengruppen sind nicht scharf, sondern kontinuierlich. So ist zu erwarten, daß es sehr wohl allgemeine Bedingungen gibt, die auf eine gewisse Konstanz, mehr noch auf eine gewisse Regelmäßigkeit vieler Verhältniszahlen hinwirken, daß aber diese Regelmäßigkeiten keinen mathematischen Gesetzen folgen und daß darüber hinaus fortwährend Veränderungen i m Gange sind, die sich i n Richtung und Stärke nicht quantifizieren lassen und die alles andere als zufällig genannt werden dürfen. Statt konstanter oder sich streng funktional verändernder Wahrscheinlichkeiten sind also bestenfalls zeitweise relativ stabile oder sich einigermaßen kontinuierlich verändernde Größenbeziehungen zu erwarten. Wiederum ist es möglich und notwendig, durch Bildung einigermaßen homogener Gruppen (nach Alter, Geschlecht, Stellung i m Beruf usw.) und durch zeitliche sowie sachliche Vergleiche den relativ beständigsten Regelmäßigkeiten auf die Spur zu kommen und sie für das Modell nutzbar zu machen. Dabei reicht aber ein rein mechanisches Vorgehen selbst mit komplizierten Methoden — die ja i m Grunde immer nur dem reinen Zufallsausgleich dienen sollen — nicht aus. Hinzutreten muß das Bemühen, die Zusammenhänge auch zu verstehen; die maßgebenden Wertvorstellungen nachzuvollziehen und danach erst zu beurteilen, welche Relationen i m Sinne des Untersuchungsziels als einigermaßen normal gelten dürfen. Das ist gewiß ein mühseliges und zeitraubendes Unterfangen, für das es keine Formeln und Rezepte gibt und das von Fall zu Fall auch subjektive Entscheidungen fordert. Es ist aber allein dem Wesen der Dinge angemessen und deshalb nicht zu umgehen. Das ganze noch einmal überblickend können w i r nunmehr feststellen: Die wahren, entscheidenden Bestimmungsfaktoren aller i n die Untersuchung einzubeziehenden Ereignisse und Merkmale sind die physische und psychische Konstitution sowie die Wert- und Zweckvorstellungen der i n Betracht kommenden Individuen. Diese Eigenschaften sind als solche statistisch nicht erfaßbar 14 . Sie unterscheiden sich von Person zu 1 4 Vgl. Blind, A d o l f : Probleme u n d Eigentümlichkeiten sozialstatistischer Erkenntnis, A l l g S t A , 37. Bd., 1953, S. 302 f.

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Person oft nur wenig, treten aber — i m ganzen gesehen — außerordentlich differenziert und mannigfach abgestuft i n Erscheinung. Sie sind zum Teil von bemerkenswerter Beständigkeit, i n ihrer Gesamtheit wie i m einzelnen aber doch fortwährenden Wandlungen unterworfen, auch wenn diese nicht immer gleich erkennbar sind. Es ist deshalb auch nicht möglich, Ereignis- und Merkmalshäufigkeiten für einzelne i n bezug auf die genannten Eigenschaften wirklich homogene oder nur zufällig differierende Personengruppen zu beobachten, i m Zeitablauf zu verfolgen und daraus allgemein gültige Gesetze abzuleiten. W i r sind noch nicht einmal i n der Lage, die ganze Fülle und Vielschichtigkeit einer einzigen realen Situation i n dieser Hinsicht zu übersehen oder gar vorauszusehen, ganz davon zu schweigen, daß sich experimentähnliche Bedingungen, wie sie zur Gewinnung allgemeingültiger Gesetze eigentlich notwendig wären, niemals bewußt erzeugen lassen. Praktisch sind w i r stets darauf angewiesen, Ereignis- und Merkmalshäufigkeiten für statistisch erfaßbare, also nach rein äußerlichen Eigenschaften wie Geschlecht, Alter, Schulbesuch usw. abgegrenzte Personengruppen zu berechnen und allein darauf die Modellkonstruktion zu gründen. Deshalb kann es für uns grundsätzlich keine „wahren" Werte von Grundwahrscheinlichkeiten, Natur- und Verhaltenskonstanten oder von Funktionsparametern geben, die das reale Geschehen beherrschen und die sich auf Grund statistischer Verhältniszahlen schätzen ließen. Unsere statistischen Verhältniszahlen, auch ihre mechanisch ausgeglichenen und sachlich abgewogenen „Normalwerte" sind nicht mehr als Quotienten, i n denen eine mittelbare, mehr oder weniger stark ausgeprägte Abhängigkeit zwischen zwei statistischen Einzelgrößen zum Ausdruck kommt. Man sollte sie deshalb vielleicht sehr viel weniger anspruchsvoll als „Abhängigkeitsrelationen" bezeichnen. Jedenfalls müssen w i r uns mit der Tatsache abfinden, daß hinter einer statistisch beobachteten und auch sachlich begründeten Abhängigkeit zwischen zwei Größen nicht schon ein exakt quantifizierbarer funktionaler oder stochastischer Zusammenhang erwartet werden darf. Der unkritische Glaube an konstante oder sich funktional verändernde Grundwahrscheinlichkeiten oder Parameter lenkt nur allzuleicht den Blick ab vom Wesen der sozialen und ökonomischen Realitäten. Er verführt dazu, exakt und objektiv erscheinenden mathematischen Verfahren eine Bedeutung beizumessen, die sachlich nicht gerechtfertigt ist, und darüber die eingehende materielle Auseinandersetzung m i t dem jeweils i n Rede stehenden Gegenstand ungebührlich zu vernachlässigen. Hat man sich erst einmal Klarheit über Wesen und Ursprung sozialstatistischer Regelmäßigkeiten verschafft, dann besteht auch Aussicht, geeignete natur- oder verhaltensbedingte Abhängigkeitsrelationen von

C. Betrachtungen über die Verhältniszahlen zur Modellkonstruktion

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hinreichender Stabilität zu finden und zugleich ihren Aussagewert richtig einzuschätzen. Dies erfordert freilich ein sorgfältiges Prüfen und Wägen alles verfügbaren statistischen Materials und ein intensives Hineindenken und Hineinfühlen i n die Ursachen der beobachteten Vorgänge unter voller Würdigung des politischen, ökonomischen und sozialen Hintergrunds, vor dem sie sich abspielen 15 . Und selbst dann werden die Ergebnisse noch lange nicht immer befriedigend ausfallen. Werden die auf solche Weise gefundenen „Abhängigkeitsrelationen" dann i n einem Modell zusammengefügt, so erhalten sie dort freilich doch den Charakter von Grundwahrscheinlichkeiten bzw. Parametern. Dies geschieht nicht, w e i l dadurch das Wesen der realen Vorgänge richtig getroffen würde, sondern nur, weil unser Denkvermögen keinen anderen Weg zuläßt, um eine Vielzahl empirisch gewonnener Relationen i n ihrem quantitativen Zusammenwirken bis zu den letzten Konsequenzen h i n zu übersehen. Man muß sich nur auch bei der Würdigung der Ergebnisse der unüberbrückten Diskrepanz zwischen Realität und Modellansätzen bewußt bleiben. II. Der Ubergang von lebensjahrbezogenen zu kalenderjahrbezogenen Ereigniswahrscheinlichkeiten Dem Bemühen, eine Vielzahl geeigneter statistischer Verhältniszahlen durch eingehende empirische Studien zu gewinnen, wären von vornherein allzu enge Grenzen gesetzt, wenn w i r streng an der früher gegebenen Definition der Ereignishäufigkeiten bzw. -Wahrscheinlichkeiten festhalten wollten. Die folgende Abbildung läßt erkennen, welche statistischen Unterlagen jeweils zur Berechnung einer Ereigniswahrscheinlichkeit i m bisherigen Sinne erforderlich sind. Die dünnen waagerechten Linien bedeuten Lebenslinien einzelner Personen. Die Punkte, die alle auf der Strecke A E liegen, bedeuten die Geburt, die senkrechten Striche irgendwelche Ereignisse während des Lebensablaufs, ζ. B. den Eintritt i n eine versicherungspflichtige Beschäftigung, und die Kreuze den Tod der betreffenden Person. Die Zeitpunkte, i n denen die einzelnen Ereignisse eintreten, können auf der Zeitachse am unteren Rand der Abbildung abgelesen werden. Alle dargestellten Lebenslinien beginnen i m Jahre 1936. Die Abbildung zeigt also einen Ausschnitt aus dem Lebenslauf der Angehörigen des Jahrgangs 1936, und zwar vor allem den zwischen der Vollendung des 20. und der Vollendung des 22. Lebensjahrs. Die Zahl der Lebenslinien, die die Strecke BF überschreiten, ist gleichbedeutend mit der Zahl der Personen des Jahrgangs 1936, die i m Jahr 1956 das 20. Lebensjahr vollendet haben. Die Zahl der Lebenslinien dagegen, die die 15

Vgl. Blind, A d o l f : Probleme und Eigentümlichkeiten . . . , a. a. O., S. 303.

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Zweites K a p i t e l : Methodische Grundlegung der Untersuchung

Abb. 1: Schematische Darstellung der zur Berechnung v o n Ereigniswahrscheinlichkeiten benötigten statistischen Gesamtheiten (nach Becker 1 6 )

Strecke B G überschreiten, bedeutet die Zahl der Überlebenden des Jahrgangs 1936 am 31.12.1956, die zu diesem Zeitpunkt alle i m 21. Lebensjahr standen. Die Zahl der Kreuze i m Dreieck BGF bedeutet die Zahl derjenigen Personen des Jahrgangs 1936, die i m Jahr 1956 i m 21. Lebensjahr gestorben sind usw. Die Sterbewahrscheinlichkeit der 20jährigen ist entsprechend unserer früheren Definition der Quotient q s o

Gestorbenengesamtheit BCGF Uberlebendengesamtheit B F

Die beiden Gesamtheiten BCGF und BF werden i n dieser Form niemals unmittelbar statistisch erfaßt. Sie lassen sich jedoch berechnen, wenn die Überlebendengesamtheit B G und die beiden Gestorbenengesamtheiten BGF und BCG bekannt sind. Die Überlebendengesamtheit B G ergibt sich aus einer Gliederung des Bevölkerungsbestands am 31.12.1956 nach dem Alter, die zugleich eine Gliederung nach Geburtsjahren ist, weil an jedem Jahresende alle Angehörigen desselben Geburtsjahrgangs i m selben Alters jähr stehen. Die beiden Gestorbenengesamtheiten BGF und BCG sind nur zu gewinnen aus einer doppelten Aufgliederung der Gestorbenenzahlen der Jahre 1956 und 1957 nach Alters- und Geburtsjahren. Entsprechendes gilt auch für Heiratswahr16

Becker, K a r l : Z u r Berechnung von Sterbetafeln stellende Anforderungen, B e r l i n 1874.

an die Statistik zu

C. Betrachtungen über die Verhältniszahlen zur Modellkonstruktion

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scheinlichkeiten, Invalidisierungswahrscheinlichkeiten usw., nur daß dann die betreffenden Gesamtheiten außer nach Alters- und Geburtsjahren auch nach den jeweils betreffenden weiteren Merkmalen aufgegliedert sein müssen. Damit werden aber Anforderungen an das statistische Material gestellt, die nur i n ganz wenigen Ausnahmefällen erfüllt sind. Gegen die bisherige Definition der Ereigniswahrscheinlichkeiten spricht außerdem der Umstand, daß die Entwicklung der Ablaufordnung von vollendetem Lebensjahr zu vollendetem Lebensjahr fortschreitet (ζ. B. von der Überlebendengesamtheit B F zur Überlebendengesamtheit CG): Durch Multiplikation der Zahl der Überlebenden, die das 20. Lebensjahr vollendet haben mit der Sterbewahrscheinlichkeit der 20jährigen erhält man die Zahl der i m 21. Lebensjahr Gestorbenen. Zieht man diese von der ursprünglichen Überlebendenzahl ab, so ergibt sich die Zahl der Überlebenden bei Vollendung des 21. Lebensjahrs. Die Überlebendengesamtheiten sind i n der Abbildung also stets Diagonalgesamtheiten (BF, CG, DH), die Ereignisgesamtheiten stets Parallelogrammgesamtheiten (BCGF, CDHG). Die Zahl der i n einem bestimmten Kalenderjahr Gestorbenen (Quadratgesamtheiten wie BCHG), die w i r für die Berechnung des kalenderjährlichen Abgangs an Beitragszahlern und Rentnern sowie des Zugangs an Witwen und Waisen brauchen, ergibt sich auf diese Weise nicht. Es erscheint deshalb zweckmäßiger, alle Ereigniswahrscheinlichkeiten nach der A r t der folgenden Sterbewahrscheinlichkeit zu bilden (Was i m folgenden über Sterbewahrscheinlichkeiten gesagt wird, läßt sich sinngemäß auf alle Arten von Ereigniswahrscheinlichkeiten übertragen) : Gestorbenengesamtheit B C H G _ Überlebendengesamtheit B G _ Z a h l der v o m Jahrgang 1936 i m K a l e n d e r j a h r 1957 Gestorbenen ~~ Z a h l der Überlebenden des Jahrgangs 1936 am 1. 1. 1957

Diese „kalenderjahrbezogene" Definition hat mit der ursprünglichen „lebensjahrbezogenen" das für eine Wahrscheinlichkeit wesentliche Prinzip gemeinsam, daß die Gestorbenengesamtheit i m Zähler vollständig aus der Überlebendengesamtheit i m Nenner hervorgegangen ist. Ein sachlicher Unterschied besteht nur insofern, als bei der ursprünglichen Definition die Überlebenden am Anfang des „Risiko jähr es" exakt gleichen Alters sind, während sie sich bei der hier vorgeschlagenen Definition auf ein ganzes Alters- oder Lebensjahr verteilen. Das erscheint zunächst als ein Nachteil, w e i l die dem jeweiligen „Ereignisrisiko" ausgesetzten Personengruppen i m Hinblick auf dieses Risiko möglichst homogen sein sollen. Ein Abgehen von dieser Forderung schadet aber dann nichts, wenn die Verteilung der Personen über

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Zweites K a p i t e l : Methodische Grundlegung der Untersuchung

das betreffende Alters jähr bei allen empirischen Beobachtungen immer wieder die gleiche ist und folglich auch i m Modell i n gleicher Weise angenommen werden kann. Das w i r d i n der Regel wenigstens annähernd der Fall sein. Geringfügige Unregelmäßigkeiten, die von ungleichen Verteilungen der Geburtsjahrgänge über das Geburtsjahr und wechselnden jahreszeitlichen Verteilungen der Sterbefälle herrühren, stören u m so weniger, je weniger sich das Sterberisiko während des betreffenden Altersjahrs verändert. I m großen und ganzen ist ein sachlicher Nachteil der vorgeschlagenen Definition zwar nicht zu leugnen, er ist aber praktisch kaum von Belang, wenn man berücksichtigt, daß ja auch die exakt Gleichaltrigen keineswegs eine homogene Masse bilden. Neben diesem sachlichen hat die vorgeschlagene Definition noch einen formalen Nachteil. Die Sterbefälle, die i m Zähler zusammengefaßt sind, ereignen sich nicht alle i m gleichen Altersjahr. Ein Teil der Gestorbenen der Gesamtheit BCHG war beim Tode noch nicht ganz, ein anderer Teil bereits etwas mehr als 21 Jahre alt. W i r berechnen also gar nicht — wie bisher — die Sterbewahrscheinlichkeiten i m 20., 21., 2 2 . , . . . Lebensjahr, sondern die Sterbewahrscheinlichkeiten i n denjenigen Kalenderjahren, i n denen das 20., 21., 22.,... Lebensjahr vollendet w i r d oder — wenn der Betreffende vor seinem Geburtstag stirbt — vollendet würde, oder anders ausgedrückt: die Sterbewahrscheinlichkeiten i m 20., 21., 22. Kalenderjahr, das auf das Geburtsjahr folgt. Maßgebend sind also immer nur das Geburts- und das Sterbekalenderjahr, nicht dagegen das Alters- oder Lebensjahr. Trotzdem werden w i r der Einfachheit halber auch i n der folgenden Untersuchung immer wieder von Alters jähren, Altersgliederung usw. sprechen. W i r meinen dann jedoch stets mit „ A l t e r " die Differenz zwischen dem jeweiligen Kalenderjahr (Beobachtungs-, Ereignis-, Sterbejahr) und dem Geburtsjahr 1 7 . Entsprechend verstehen w i r ζ. B. unter einem(r) Einundzwanzig jährigen stets eine Person, die i n dem u m 21 Jahre zurückliegenden Kalenderjahr geboren ist, i m laufenden Kalenderjahr also ihr 21. Lebensjahr vollendet hat oder — wenn sie nicht vorher stirbt — noch vollenden wird. Das Alter w i r d dadurch zu einem diskontinuierlichen Merkmal. Alle Personen mit gleichem Geburtsjahr gelten i n diesem Sinne stets als gleichaltrig. Die Sterbewahrscheinlichkeit eines Einundzwanzig]ährigen nach der neuen Definition steht damit gewissermaßen zwischen den Sterbewahrscheinlichkeiten q2o und q2i nach der bisherigen Definition. So wenig gravierend die Nachteile der kalenderjahrbezogenen Definition der Sterbewahrscheinlichkeit sind, so bedeutsam sind für 17 So verfährt m a n auch sonst bei statistischen Erhebungen, bei denen statt des Alters jahrs das Geburtsjahr festgestellt w i r d . Siehe dazu die nächste Anmerkung.

C. Betrachtungen über die Verhältniszahlen zur Modellkonstruktion

89

uns ihre Vorzüge. Vor allem werden weit geringere Anforderungen an das statistische Material gestellt. Es genügen die Daten eines einzigen Kalenderjahrs, und selbst daraus braucht man nur den Bevölkerungsbestand am Jahresanfang und die Zahl der während des Jahres Gestorbenen, beide gegliedert nach Geburtsjahren. Sind diese Zahlen vorhanden, so ist auch die Berechnung die denkbar einfachste; denn es bedarf dann lediglich einer einfachen Division. Weiterhin kann die Entwicklung der Absterbeordnung ohne Schwierigkeiten von Kalenderjahr zu Kalenderjahr erfolgen: Aus einem Kalender jähr es-Anfangsbestand w i r d durch M u l t i p l i kation m i t einer kalenderjahrbezogenen Sterbewahrscheinlichkeit die Zahl der Gestorbenen i m Kalenderjahr errechnet. Dann w i r d diese Zahl vom Anfangsbestand abgezogen, wodurch sich der KalenderjahresEndbestand ergibt, der zugleich der Anfangsbestand des nächsten Kalenderjahrs ist. Die ganze Tragweite der kalenderjahrbezogenen Definition zeigt sich aber erst, wenn man die vorstehenden Überlegungen sinngemäß auf andere Ereigniswahrscheinlichkeiten überträgt. M i t ihrer Hilfe ist es dann möglich, jeden Kalenderjahres-Anfangsbestand auch i n der Gliederung nach verschiedenen Merkmalen, wie Familienstand, Versicherten- und Rentnereigenschaft usw. zum Kalenderjahres-Endbestand fortzuentwickeln. Dies ist deshalb so vorteilhaft, weil dadurch eine unmittelbare Verbindung zu den Gliederungszahlen hergestellt wird, auf die w i r ja vielfach angewiesen sind. Unter Umständen ist es sogar möglich, Ereignishäufigkeiten bzw. -Wahrscheinlichkeiten aus empirischen Gliederungszahlen an zwei aufeinanderfolgenden Jahresenden herzuleiten, wenn die absoluten Ereigniszahlen fehlen. Vorausgesetzt w i r d auch hier wieder nur eine Gliederung sämtlicher Bestandsund Ereigniszahlen nach dem Geburtsjahr, während die Altersgliederung i m ursprünglichen Sinne unbeachtet bleibt. Diese Voraussetzung ist praktisch viel weitergehend erfüllt, als man gemeinhin glaubt. Das Merkmal „Altersjahr" i m ursprünglichen Sinn t r i t t gegenüber dem Merkmal „Geburtsjahr" bei statistischen Erhebungen immer mehr zurück 18 . Dafür lassen sich zwei Gründe anführen, die beide damit zusammenhängen, daß das Geburtsjahr ein unveränderliches, das Alter dagegen ein veränderliches Merkmal ist. Der erste ist ein erhebungstechnischer. Bei primären statistischen Erhebungen erfolgt die Angabe des Geburtsjahrs durchweg zuver18 Beispiele dafür sind die Rentenzugangs- u n d Rentenwegfallstatistik des Verbands Deutscher Rentenversicherungsträger, siehe ζ. B. StddRentenvers. Bd. 6, S. 24, u n d die v o m S t B A periodisch durchgeführte Repräsentativstatistik der Bevölkerung u n d des Erwerbslebens (Mikrozensus), siehe Anhang A , Ziffer 6.

90

Zweites Kapitel: Methodische Grundlegung der Untersuchung

lässiger als die des Alters jahrs, und i n Karteien und Registern, die zu sekundären Erhebungen herangezogen werden, ist fast immer das Geburtsjahr, nur ausnahmsweise aber das genaue Alters jähr festgehalten. Das zweite Argument ist ein sachliches. Zeitlich aufeinanderfolgende Erhebungen m i t Geburtsjahrgliederungen gestatten es, einzelne Personengruppen i n ihrem Bestand über die Zeit hinweg zu verfolgen; denn alle Personen mit gleichem Geburtsjahr bleiben stets i n der gleichen Gruppe. Sie bilden zusammen einen „Jahrgang". Ein Blick auf das gemeinsame Geburtsjahr genügt dann ζ. B., um die historischen Eigenheiten ihres bisherigen Lebensablaufs zu übersehen. Man erkennt sofort Kriegsjahrgänge und Nachkriegsjahrgänge, man sieht, unter welchen Zeitumständen sich das politische Bewußtsein eines Jahrgangs gebildet hat usw. Gerade dies ist für empirische Studien, wie w i r sie für notwendig halten, ein unschätzbarer Vorzug.

Drittes

K a p i t e l

Entwicklung einer Ablaufordnung m i t allen rentenversicherungsrechtlich bedeutsamen Merkmalen Nachdem nunmehr Programm und allgemeine Grundsätze für die Untersuchung erarbeitet sind, können w i r damit beginnen, eine Ablaufordnung m i t allen rentenversicherungsrechtlich bedeutsamen Merkmalen zu entwickeln. Den Hauptinhalt des dritten Kapitels werden deshalb die bereits in groben Zügen geplanten vier Teiluntersuchungen 1 bilden, i n deren Verlauf Schritt für Schritt der Lebensweg eines Modelljahrgangs entsteht mit Geburten und Sterbefällen, mit Eheschließungen und Ehescheidungen, mit Zeiten der Schul- und Hochschulausbildung, mit Zeiten versicherungspflichtiger Beschäftigungen, m i t Zeiten der Arbeitslosigkeit, der Erwerbsunfähigkeit und anderem mehr. Ausgenommen bleiben vorerst nur alle diejenigen Details, die den Familienstand und das Erwerbsleben der Frauen betreffen. Diese werden erst nachgetragen, wenn i m vierten Kapitel der Übergang von der Ablaufordnung zur Modellbevölkerung vollzogen ist. Angesichts der Vielzahl und der Verschiedenartigkeit der demographischen, ökonomischen und sozialen Lebensvorgänge, die w i r alle i n unser Modell einzufügen genötigt sind, muß von vornherein damit gerechnet werden, daß w i r uns i m Verlauf der Untersuchung immer und immer wieder vor neue und andersartige Probleme gestellt sehen werden, nicht selten aus rein statistischen, mindestens i n gleichem Maße aber auch aus sachlichen Gründen. A l l diesen Problemen nicht auszuweichen, sondern sie i m Gegenteil gerade erst sichtbar zu machen und m i t ihnen dann — so gut es eben geht — fertig zu werden, ist eines der Ziele dieser Arbeit, und zwar ein Ziel, dem nicht weniger Bedeutung beizumessen ist als der Gewinnung der materiellen Ergebnisse selbst. Dadurch w i r d es freilich unvermeidlich, daß die empirischen Einzelstudien zur Gewinnung wenigstens annähernd geeigneter „Abhängigkeitsrelationen" stets von neuem einen sehr breiten Kaum einnehmen werden. Sie sollen jedesmal m i t einer sachlichen Erörterung des betreffenden Untersuchungsgegenstands und seiner wesentlichen Bestimmungsfaktoren eingeleitet werden und fast immer auch einen historischen Überblick über die Entwicklung während der letzten Jahrzehnte, mindestens jedoch seit 1950 enthalten. Denn nur dann ι Siehe 2. Kapitel, Β I I I .

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

kann sich wirklich zeigen, welche Verhältniszahlen relativ am besten für unser Modell geeignet sind, welche Verläßlichkeit ihnen zukommt, welche Veränderungen vermutlich i n Zukunft zu erwarten sind, und wie es überhaupt möglich ist, doch immer wieder zu brauchbaren Ergebnissen zu gelangen. Die jeweils am Ende einer Teiluntersuchung vorzunehmende rechnerische Verknüpfung der gefundenen Relationen zu den Lebensdaten des Modelljahrgangs w i r f t dagegen nur noch vereinzelt neue Probleme auf. Sie erfordert i m wesentlichen Rechenaufwand. Vor Beginn der empirischen Untersuchungen selbst ist der Untersuchungsbereich, aus dem die empirischen Verhältniszahlen gewonnen werden sollen und für den folglich auch die späteren Ergebnisse charakteristisch sind, sachlich, räumlich und zeitlich schärfer abzugrenzen, als dies bisher geschehen konnte.

A· Die Abgrenzung des Untersuchungsbereichs 1. Sachliche Abgrenzung

Die sachliche Abgrenzung des Untersuchungsbereichs ist i m Prinzip längst erfolgt: I n die Untersuchung einzubeziehen sind alle Lebensvorgänge, die nach dem i m ersten Kapitel dargestellten Recht der Rentenversicherungen der Arbeiter und der Angestellten die jährlichen Einnahmen und Ausgaben beider Versicherungszweige bestimmen. Diese allgemeine Abgrenzung w i r d zweckmäßigerweise i n einigen Punkten so abgewandelt, daß die entscheidenden Rechtsgrundsätze, die das Wesen der neuen Konzeption ausmachen, i m Modell möglichst rein zur Wirkung kommen. Zwei Entscheidungen i n dieser Richtung haben w i r bereits früher getroffen, indem w i r die Berücksichtigung der Übergangsvorschriften und der finanziell unbedeutenden Details ausschlossen. Einige weitere Überlegungen erfordert aber noch die Behandlung der freiwilligen Versicherung, der knappschaftlichen Rentenversicherung und der Handwerkerversicherung. a) Die

freiwillige

Versicherung

2

Die freiwillige Versicherung ist ohne Zweifel ein integrierender Bestandteil der gesetzlichen Rentenversicherungen. Sie bildet aber nicht ihr Kernstück, sondern ist mehr eine Ergänzungseinrichtung zu der völlig i m Mittelpunkt stehenden Pflichtversicherung. M i t Pflichtbeiträgen und daraus resultierenden Rentenansprüchen ist zu jeder Zeit fest zu rechnen. Ihre Zahl und Höhe hängt i m wesent2

Siehe dazu 1. Kapitel, Β I I 3.

Α. Die Abgrenzung des Untersuchungsbereichs

93

liehen ab von der allgemeinen Bevölkerungs-, Erwerbstätigkeits- und Verdienstentwicklung, die i n normalen Zeiten einigermaßen kontinuierlich und überschaubar verläuft. Aus diesen Gründen interessiert grundsätzlich zuerst einmal, i n welchem Verhältnis die auf der Pflichtversicherung beruhenden Einnahmen- und Ausgabenströme auf lange Sicht zueinander stehen. Ganz anders ist es bei der freiwilligen Versicherung. I h r Umfang kann sowohl hinsichtlich der beteiligten Personenzahl als auch hinsichtlich der durchschnittlichen Beitragshöhe je nach der persönlichen Einstellung der Versicherungsberechtigten ganz verschieden ausfallen. Das Verhalten der Menschen bestimmt hier nicht mittelbar, sondern unmittelbar die der Versicherung entstehenden Einnahmen und Verpflichtungen. M i t einigermaßen stabilen Regelmäßigkeiten ist deshalb viel weniger zu rechnen als bei der Pflichtversicherung. Aus diesem Grund erscheint es besser, getrennt zu untersuchen, welche finanziellen Konsequenzen die Pflichtversicherung allein hat und i n welcher Weise der entstehende Saldo durch die freiwillige Versicherung vergrößert oder verkleinert wird, als beides von vornherein zu vermischen. Eine gesonderte Untersuchung der finanziellen Bedeutung der freiwilligen Versicherung ist aber gegenwärtig noch wenig sinnvoll; denn durch den Wegfall der Anwartschaftsvorschriften und der Mindestrente hat die freiwillige Versicherung einen anderen Charakter erhalten, eine diesem Umstand angepaßte neue Einstellung der Versicherungsberechtigten hat sich aber bisher noch nicht klar herausbilden können. Das liegt zum Teil daran, daß die Übergangsvorschriften noch lange wirksam sein werden, zum Teil aber auch daran, daß der Funktionswandel der freiwilligen Versicherung den Versicherungsberechtigten noch nicht i n vollem Umfang bewußt geworden ist. Die vorliegende Untersuchung bleibt deshalb auf die Pflichtversicherung beschränkt. b) Die knappschaftliche

Rentenversicherung

3

Die knappschaftliche Rentenversicherung ist i m Grunde ebenso eine Rentenversicherung für Arbeiter und Angestellte, wie es die beiden anderen großen sozialen Rentenversicherungen sind. Ihre rechtliche Regelung ist i m Jahr 1957 der der beiden anderen zudem so stark angenähert worden 4 , daß der Unterschied heute lediglich i n einer Reihe arbeitstechnisch, wirtschaftlich oder traditionsbedingter Besonderheiten besteht. 3 Siehe auch 1. Kapitel, A . 4 Durch das Gesetz zur Neuregelung der knappschaftlichen Rentenversicherung (Knappschaftsrentenversicherungs-Neuregelungsgesetz — K n V N G ) v o m 21. 5. 1957, BGBl. T e i l I, S. 533.

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

Der Kreis der versicherten Personen 5 umfaßt bei der knappschaftlichen Rentenversicherung i m wesentlichen die Arbeiter und Angestellten i n bergbaulichen Betrieben und deren Dachgesellschaften und Wirtschaftsverbänden. Die Rentenarten 6 sind ihrem Wesen nach die gleichen wie i n den Rentenversicherungen der Arbeiter und der Angestellten, sie unterscheiden sich außer durch andere Bezeichnungen nur durch höhere Rentenfaktoren; außerdem gibt es noch eine zusätzliche Leistungsart, den sog. Bergmannssold. Die Beiträge 7 werden ebenfalls vom Bruttoarbeitsentgelt bis zur Beitragsbemessungsgrenze erhoben, der Beitragssatz ist allerdings höher. Höher ist außerdem auch die allgemeine Bemessungsgrundlage 8 , bei der neben dem Durchschnittsverdienst aller Versicherten der Rentenversicherungen der Arbeiter und der Angestellten auch der Durchschnittsverdienst der Versicherten der knappschaftlichen Rentenversicherung mitberücksichtigt wird. Der einzige grundsätzliche Unterschied betrifft den Zuschuß des Bundes und mit i h m das Finanzierungssystem 9 : Der Bund trägt jährlich die Differenz zwischen Einnahmen und Ausgaben der Versicherung, so daß eine Finanzierungslücke nicht entstehen kann. Diese A r t der rechtlichen Regelung gestattet für die Modellanalyse die Fiktion, daß alle Arbeitnehmer, auch die i n knappschaftlichen Betrieben, zuerst einmal dem Recht der Rentenversicherung der Arbeiter bzw. der Angestellten unterliegen und daß die knappschaftliche Rentenversicherung nur eine A r t Zusatzversicherung ist, der die zusätzlichen Einnahmen zufließen und die die zusätzlichen Ausgaben zu bestreiten hat. Dadurch w i r d es möglich, alle bevölkerungs- und w i r t schaftsstatistischen Daten ohne besondere Isolierung des Bergbaus und der bergbaulichen Bevölkerung zu verwenden. Die Ergebnisse des Modells zeigen dann freilich nicht die finanziellen Auswirkungen des Rechts der gesetzlichen Rentenversicherungen ohne die knappschaftliche Rentenversicherung überhaupt, sondern nur ohne die knappschaftlichen Besonderheiten. Es ist dann allerdings auch notwendig, die zusätzlichen Berufs- und Erwerbsunfähigkeitsrisiken, die der Bergbau m i t sich bringt, auszuscheiden, i m Modell also die üblichen Risiken auch für die Versicherten i m Bergbau anzusetzen. c) Die Handwerkerv

er

Sicherung

10

Die Handwerkerversicherung ist i n gewissem Sinne ein Fremdkörper innerhalb der Rentenversicherungen der Arbeiter und der Angestell« §§ 29 ff. R K n G . β §§ 44 ff. R K n G . 7 § 130 R K n G . 8 § 54 Abs. 2 R K n G . » § 128 R K n G . 10 Siehe auch 1. Kapitel, A.

Α. Die Abgrenzung des Untersuchungsbereichs

95

ten 1 1 . Invaliden- und AngestelltenverSicherung waren von Anfang an zugeschnitten auf die besondere Situation der unselbständig Beschäftigten. Die spätere Einführung einer Rentenversicherung der selbständigen Handwerker mußte deshalb zwangsläufig — auch bei vollständiger organisatorischer Verknüpfung m i t einer der beiden anderen Rentenversicherungen — eine ganze Reihe von Sonderregelungen m i t sich bringen, die den Leistungsmöglichkeiten und Sicherungsbedürfnissen selbständiger Erwerbspersonen Rechnung trugen. Tatsächlich unterscheiden sich auch die Rechte und Pflichten der selbständigen Handwerker heute i n vielen Punkten von denen der Arbeiter und Angestellten. So sind die i n die Handwerksrolle eingetragenen Handwerker zwar grundsätzlich i n der Rentenversicherung der Arbeiter versicherungspflichtig, jedoch nur so lange, bis sie für 218 Kalendermonate Pflichtbeiträge zur Rentenversicherung der Arbeiter oder der Angestellten entrichtet haben. Für die Beitragshöhe ist dabei i n der Regel nicht das Einkommen, sondern die durchschnittliche Beitragsleistung der anderen Pflichtversicherten der Rentenversicherungen der Arbeiter und der Angestellten maßgebend. I n besonderen Fällen können nach Wahl auch höhere oder niedrigere Beiträge gezahlt werden. Außerdem steht es dem Handwerker i n den ersten drei Jahren frei, nur für jeden zweiten Monat einen Beitrag zu entrichten. Diese Umstände legen es nahe, das Recht der Handwerkerversicherung ganz aus der Modelluntersuchung herauszulassen. 2. Räumliche Abgrenzung

Daß die räumliche Abgrenzung des Untersuchungsbereichs überhaupt besonderer Überlegungen bedarf, mag verwundern, ist aber ein typisches Kennzeichen sozialstatistischer Analysen. Gewiß kommen als Beobachtungsobjekt nur Gebiet, Bevölkerung und Wirtschaft der Bundesrepublik i n Betracht. Zweifel tauchen aber auf hinsichtlich des Saarlands und Berlins. Das Saarland ist politisch seit dem 1. 1. 1957 ein Teil der Bundesrepublik; wirtschaftlich wurde es aber erst am 6. 7. 1959 endgültig eingegliedert. Berlin (West) nimmt rechtlich einen Sonderstatus ein, gehört aber zum Währungsgebiet der D M (West). I n beiden Ländern gelten heute die RVO und das A V G genauso wie i m übrigen Bundesgebiet. Die Entscheidung über ein Einbeziehen oder Ausklammern dieser beiden Gebiete kann jedoch nicht allein nach rechtlichen Gesichtspunkten getroffen werden. Zu bedenken bleibt auch, daß w i r auf ein 11 Vgl. Höffner, Joseph: Die Handwerkerversorgung i m Hinblick auf die berufsständische Eigenart des Handwerks, Schriftenreihe des B M A , Heft 6, Stuttgart 1959, S. 51 ff., besonders S. 76 f. u n d S. 89 ff.

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f r d n u n g

stark gegliedertes statistisches Material angewiesen sind. Viele Statistiken der vergangenen Jahre stehen i n der erforderlichen Detaillierung nur für das Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin, andere dagegen nur für das Bundesgebiet ohne Saarland einschließlich Berlin (West) oder einschließlich Saarland, aber ohne Berlin und wieder andere nur für das Bundesgebiet einschließlich Saarland und Berlin (West) zur Verfügung. Nach Abwägen aller Vor- und Nachteile der verschiedenen möglichen Lösungen erscheint eine Beschränkung der Untersuchung auf das Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin als zweckmäßigster Kompromiß. Er erlaubt es vor allem relativ viele durchgehende Zeitreihen bis zum Jahre 1957 oder 1958 heranzuziehen. Sachlich mag eine solche Beschränkung nicht ganz gerechtfertigt erscheinen. Es unterliegt keinem Zweifel, daß das Saarland und Berlin (West) sich strukturell nicht unwesentlich vom übrigen Bundesgebiet unterscheiden. Das Gesamtbild würde sich aber dennoch durch das Einbeziehen beider Gebiete nur wenig verändern. Gemessen an der Bevölkerungszahl haben beide zusammen nur ein Gewicht von etwa 6 vH. Selbst wenn irgendeine empirische Verhältniszahl i n beiden Ländern u m 50 v H über dem Bundesdurchschnitt liegt, ist sie i m Bundesgebiet einschließlich Saarland und Berlin (West) i n der Regel nur um 3 v H größer als i m Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin. Tatsächlich sind die Abweichungen aber durchweg weit geringer. 3. Zeitliche Abgrenzung

Die Notwendigkeit einer zeitlichen Abgrenzung und die A r t , wie sie vorzunehmen ist, ergibt sich aus den allgemeinen Betrachtungen i m zweiten Kapitel. Da sehr viele demographische und ökonomische Vorgänge i n hohem Maße von den jeweiligen Zeitumständen abhängen und w i r den Einfluß wechselnder Zeitumstände auf die Versicherungseinnahmen und -ausgaben so weit wie möglich eliminieren wollen, sind w i r gezwungen, die empirischen Untersuchungen auf einen eng begrenzten Zeitraum, ζ. B. auf ein Jahr, zu konzentrieren. Da andererseits aber nur die „Normalbedingungen" dieses Zeitraums, die Ausdruck des aktuellen wirtschaftlichen und sozialen Geschehens ohne außergewöhnliche Störungen sind, Eingang i n das Modell finden sollen, ist es notwendig, auch entsprechende Verhältniszahlen benachbarter Jahre zum Vergleich, zur Beurteilung und zum Ausgleich von Zufallsund Sonderbewegungen m i t heranzuziehen. Erst wenn die zeitliche Entwicklung der Sterbehäufigkeiten, der Erwerbspersonenanteile usw. über mehrere Jahre hinweg verfolgt wird, lassen sich jene Regelmäßigkeiten erkennen und nutzbar machen, auf die w i r angewiesen sind, wenn das Modell nicht ohne jegliche Allgemeinbedeutung bleiben soll.

Β . Entwicklung einer Absterbeordnung

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Als Zeitraum, dessen „Normalbedingungen" der Untersuchung am besten zugrunde gelegt werden, bietet sich geradezu zwingend das Jahr 1957 an. Als das Jahr der Reform steht es am Anfang der historischen Periode, für die es überhaupt angebracht erscheint, allgemeine Betrachtungen über die finanzielle Tragfähigkeit des neuen Rechts anzustellen. Jede künftige gleichartige Modellanalyse, die an einem anderen Zeitpunkt anknüpft, etwa an das Ende des ersten Deckungsabschnitts, w i r d zum Vergleich m i t den Verhältnissen des Jahres 1957 herausfordern. Außerdem sind gerade für 1957 einige für uns unentbehrliche statistische Erhebungen durchgeführt worden, die nicht alle Jahre wiederholt werden 1 2 . Die empirischen Untersuchungen werden sich aber besonders auch auf die Jahre vor 1957 und ζ. T. auch auf ein oder zwei spätere Jahre erstrekken. Die Ausrichtung der Untersuchung auf das Jahr 1957 ist also nicht zu eng auszulegen. Es geht nicht darum, alle für notwendig gehaltenen Verhältniszahlen aus den empirischen Daten des Jahres 1957 möglichst exakt zu ermitteln und unverändert zu übernehmen. Unser Ziel ist es vielmehr, jene demographischen, ökonomischen und sozialen Entwicklungstendenzen zu erfassen und i n Ansatz zu bringen, die bei Würdigung des gesamten geschichtlichen Ablaufs um die Zeit der Rentenreform als normal angesehen werden können. Die Unbestimmtheit, die i n dieser Formulierung enthalten ist, soll nicht einen Weg für willkürliche und bequeme Lösungen eröffnen, sondern sie w i r d erzwungen durch die Eigenart alles ökonomischen und sozialen Geschehens und durch die Begrenztheit der statistischen Methode. Tatsächlich erschwert sie sogar unsere Aufgabe ungemein, ist aber nicht zu vermeiden.

B. Erste Teiluntersuchung: Entwicklung einer Absterbeordnung I. Programm für die erste Teiluntersuchung Das Programm für diese Teiluntersuchung ist bereits vollständig vorgezeichnet 13 . Es ist i m wesentlichen das gleiche wie bei jeder Aufstellung einer Sterbetafel: M i t Hilfe alters- und geschlechtsspezifischer Sterbewahrscheinlichkeiten soll berechnet werden, wie viele Personen von einer fiktiven Geborenengesamtheit i n jedem Alters jähr sterben und wie viele jeweils das nächste Alters jähr als Überlebende erreichen. I n einigen Punkten soll sich jedoch unsere Absterbeordnung von den sonst 12 V o r allem die Rentenbestandsstatistik des Verbands Deutscher Rentenversicherungsträger v o m A p r i l 1957, StddRentenvers. Bd. 7 u n d die Gehaltsu n d Lohnstrukturerhebung des StBA vom Oktober 1957, S t B R D Bd. 246. 13 Siehe 2. Kapitel, Β I I I .

7 Grohmann

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

üblichen unterscheiden. Zunächst einmal beginnen w i r mit einer größeren Zahl von Geborenen als allgemein üblich, nämlich mit 1 000 000. Die absolute Zahl der Geborenen ist eine der beiden einzigen Größen des Modells, die w i r völlig frei festsetzen können, ohne daß davon die sachlichen Probleme der Modellkonstruktion irgendwie berührt werden. Die gewählte zahlenmäßige Stärke des Modelljahrgangs beeinflußt aber die Genauigkeit der Berechnungen, wenn man — wie gewöhnlich — stets auf ganze Personenzahlen rundet. Da die zu berechnenden Überlebenden· und Gestorbenengesamtheiten später noch vielfältig gegliedert werden müssen, ist die Zahl 100 000 für unsere Zwecke zu klein. Eine weitere Besonderheit unserer Absterbeordnung w i r d darin bestehen, daß die Gesamtheit von 1 000 000 Geborenen sowohl Knaben als auch Mädchen umfaßt, während man Absterbeordnungen üblicherweise für je 100 000 männliche und weibliche Geborene getrennt berechnet. Zur Aufteilung der Geborenengesamtheit brauchen w i r deshalb eine zusätzliche „Abhängigkeitsrelation", nämlich den A n t e i l der Knaben (oder der Mädchen) an der Gesamtzahl der Geborenen i n einem Kalenderjahr. Da es sich i n der Statistik jedoch fest eingebürgert hat, statt dieser Anteilsziffer die sog. Sexualproportion der Geborenen als Maßzahl zu verwenden, werden auch w i r uns ihrer bei den folgenden Betrachtungen bedienen. Die Sexualproportion der Geborenen ist das Verhältnis zwischen der Zahl der geborenen Knaben und der Zahl der geborenen Mädchen, multipliziert mit 100 oder kurz: die Zahl der geborenen Knaben je 100 geborene Mädchen. Ein dritter Unterschied zur üblichen Berechnung von Sterbetafeln besteht darin, daß unsere Definition der Sterbewahrscheinlichkeit kalenderjahrbezogen ist. Die Modellpersonen treten deshalb nicht i m selben Zeitpunkt, sondern lediglich i m selben Kalenderjahr ins Leben. I h r Lebensalter w i r d von da an auch nur i n vollen Kalenderjahren gerechnet. Der E i n t r i t t i n ein neues Kalenderjahr ist für sie immer zugleich der E i n t r i t t i n ein neues Alters jähr. I m Verlauf der ersten Teiluntersuchung sind demnach folgende A b hängigkeitsrelationen empirisch zu bestimmen: 1. eine Sexualproportion der Geborenen, 2. kalenderjahrbezogene Sterbewahrscheinlichkeiten für beide Geschlechter und alle Alters jähre. I I . Empirische Einzeluntersuchungen zur Gewinnung der Modellansätze 1. Die Sexualproportion der Geborenen

Die Sexualproportion der Geborenen dient i n der sozialwissenschaftlichen Statistik immer wieder als Musterbeispiel für eine zeitlich weit-

Β . E n t w i c k l u n g einer Absterbeordnung

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gehend konstante, von gewissen Ausnahmen abgesehen nur zufälligen Schwankungen unterworfene Verhältniszahl 1 4 , und sie findet i n dieser Hinsicht tatsächlich kaum ihresgleichen. Die extremsten Werte, die seit 1880 i m Deutschen Reich und i n der Bundesrepublik für ein einzelnes Jahr bisher beobachtet worden sind, betragen 105,0 und 108,l 15 . Die Begründung für die große zeitliche Stabilität liegt auf der Hand. Die jährliche Größe der Sexualproportion der Geborenen w i r d von biologischen Faktoren bestimmt, die vermutlich zu einem Teil konstant sind und zum anderen Teil rein zufällig variieren. Welchen Einfluß sollte dabei auch bewußtes menschliches Verhalten haben! Und doch ist diese Vermutung nur eingeschränkt richtig. Schon eine genauere Betrachtung der empirischen Zahlen für Deutschland seit 1880 zeigt die auch i n anderen Ländern beobachtete Tatsache, daß die Sexualproportion der Geborenen i n Kriegs- und Nachkriegs jähren vorübergehend einen mehr als zufälligen Anstieg erfährt und daß — sieht man von dieser Sonderbewegung einmal ab — die langfristige Entwicklung einen schwachen Trend aufweist. (Vgl. Abbildung 2.)

Abb. 2: Die Sexualproportion der Lebendgeborenen i m Deutschen Reich 1880 bis 1939 u n d i n der Bundesrepublik 1946 bis 1960 Gebiet: bis 1921 Reichsgebiet, jeweiliger Gebietsstand; 1922 bis 1939 Reichsgebiet in den Grenzen vom 31.12. 1937; ab 1946 Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin. Quelle: StBRD Bd. 199, S. 20; StJb 1960, S. 61.

Interessanterweise lassen sich diese Abweichungen von der zunächst aus rein biologischen Gründen zu erwartenden Konstanz auf soziale Vorgänge zurückführen 16 . Die folgenden Hinweise auf diese Erscheinung, die uns ein Urteil darüber ermöglichen sollen, welche Höhe der SexualVgl. z.B. Flaskämper, Paul: Allgemeine Statistik, 2. Auflage, Hamburg 1953 S. 137. is StBRD Bd. 199, S. 20 und StJb. 1962, S. 57. Vgl. besonders Tschuprow, Α . A . : Z u r Frage des sinkenden Knabenüberschusses der ehelich Geborenen, Bull.Inst.Int.St., 20. Jg., 1915, S. 62 ff. u n d S. 378 fï.; Hartmann, J. H.: Die Sexualproportion der Geborenen und der Krieg, A l l g S t A , 13. Bd., 1921/22, S. 17 if.; Mackenroth, Gerhard: Bevölkerungslehre, Berlin, Göttingen, Heidelberg 1953, S. 40 ff.; v. Ungern- Sternberg, Roderich: W a r u m steigt die Sexualproportion i n Kriegs- u n d Nachkriegsjahren?, A l l g S t A , 40. Bd., 1956, S. 241 if., siehe auch S. 255. i*

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

proportion der Geborenen man heute als normal ansehen kann, mögen zugleich als ein Beispiel dafür dienen, wie es um sogenannte demographische oder soziale Gesetze oder Konstanten selbst i n einem solchen scheinbar idealen Falle bestellt ist. Bestimmend für die Sexualproportion der Lebendgeborenen ist i n erster Linie einmal die Sexualproportion der Embryonen unmittelbar nach der Konzeption. Diese sog. „primäre" Sexualproportion, die sicher i n besonders hohem Maße von rein biologischen Faktoren abhängt, ist wahrscheinlich sehr viel größer als 106 und zeitlich wohl noch beständiger als die statistisch erfaßbare „sekundäre" Sexualproportion der Lebendgeborenen 17 . Sie w i r d aber mit fortschreitender Schwangerschaftsdauer mehr und mehr herabgedrückt, weil die Lebensbedrohung bei den männlichen Keimen größer ist als bei den weiblichen. Je größer nun die relative Häufigkeit ist, mit der — gewollt oder ungewollt — Schwangerschaftsunterbrechungen, Früh- oder Totgeburten auftreten, desto kleiner w i r d der Knabenüberschuß bei den Lebendgeborenen. Diese relative Häufigkeit der Fehl-, Früh- und Totgeburten ist aber mindestens zu einem Teil abhängig vom Verhalten der Menschen und damit von ihren jeweiligen äußeren Lebens Verhältnissen, ihrer Lebensauffassung und Lebenshaltung. Eine besondere Rolle spielt wohl vor allem, wie stark i m einzelnen der Wunsch ist, ein noch ungeborenes K i n d lebend zur Welt zu bringen und wieweit individuelle Vorsorge und äußere Lebensbedingungen diesem Wunsche förderlich sind. (Die Sexualproportion der Geborenen ist deshalb ζ. B. immer dann besonders hoch, wenn besonders viele erste Kinder zur Welt kommen.) Andere Einflüsse, die mehr auf eine kontinuierliche Zunahme des Anteils der Knabengeburten hinwirken dürften, sind die Fortschritte der Medizin, eine allgemeine Wohlstandsmehrung, die Verbreitung und Wirksamkeit von Konzeptionsverhütungsmitteln usw. Da allerdings der infolge wechselnder äußerer Zeitumstände sich verändernde A n t e i l nicht- oder totgeborener Leibesfrüchte zu allen Zeiten nicht sehr groß ist, bewirken die verhaltensbedingten Faktoren nur eine relativ geringe, aber eben doch erkennbare Veränderung der Sexualproportion der Lebendgeborenen i m Zeitablauf. Unter diesen Aspekten läßt sich nun die Entwicklung der Sexualproportion, wie sie die K u r v e i n Abbildung 2 für das Deutsche Reich und die Bundesrepublik zeigt, wenigstens i n ihren Grundzügen erklären. Vor dem ersten Weltkrieg war die Sexualproportion der Lebendgeborenen wegen der hohen Kinderzahlen und damit einer niedrigen Erstgeborenenquote und wegen der gegenüber heute vergleichsweise nied17 Vgl. aber Mackenroth, Gerhard: Bevölkerungslehre, a.a.O., S. 49 f. u n d Filser, Josef: W a r u m steigt die Sexualproportion i n Kriegs- u n d u n m i t t e l baren Nachkriegsjahren?, A l l g S t A , 40. Bd., 1956, S. 251 ff., besonders S. 252.

Β . Entwicklung einer Absterbeordnung

101

rigen wirtschaftlichen und medizinischen Entwicklungsstufe mit durchschnittlich 105,4 am kleinsten. Immerhin ist ein leichter Trend schon da erkennbar. Dann unterbricht die Kriegs- und Nachkriegsentwicklung den regelmäßigen Verlauf. I n den letzten Kriegs- und i n den ersten Nachkriegs jähren waren der Anteil der Erstkonzeptionen an der Gesamtzahl aller Konzeptionen und daher auch die Sexualproportion besonders hoch. I n der darauffolgenden Zeit des stetigen Geburtenrückgangs m i t viel weniger Kindern pro Familie w i r d bereits der Wert 106 nicht mehr unterschritten. Fast spontan hebt sich dann Anfang der dreißiger Jahre die Sexualproportion der Lebendgeborenen u m eine ganze Stufe nach oben auf durchschnittlich 106,6. Zur Förderung junger Ehen kam damals auch noch die Begünstigung kinderreicher Familien und ein verschärftes strafrechtliches Vorgehen gegen die Abtreibung 1 8 . Nach dem Krieg wiederholte sich der schon 1919/20 auffällige vorübergehende Anstieg, auf dessen Hauptursachen bereits hingewiesen wurde. Heute kann vermutlich annähernd das gleiche Niveau wie i n den dreißiger Jahren als normal angesehen werden, allerdings wohl nicht wegen einer intensiven staatlichen Familienpolitik, sondern mehr wegen der inzwischen weiter verbesserten allgemeinen Lebensbedingungen. So gesehen dürfte also ein Mittelwert aus den Zahlen für die Jahre 1953—1957 am besten geeignet sein. I n dieser Zeit wurden 2 063 007 Knaben und 1 937 935 19 Mädchen lebend geboren. Das entspricht einer Sexualproportion von 106,5. Sie soll als erste Abhängigkeitsrelation i n unser Modell eingehen. (Anhang Β, I)

2. Die Sterblichkeit der Bevölkerung a) Bestimmungsfaktoren

der

Bevölkerungssterblichkeit

Von kaum einer anderen ökonomischen oder sozialen Erscheinung geht ein so starker und nachhaltiger Einfluß auf die Finanzlage der Rentenversicherungen aus wie von der Sterblichkeit der Bevölkerung. Denn sie bestimmt entscheidend — wenn man von der langfristigen Geburtenentwicklung absieht — den Altersaufbau der Bevölkerung. Von ihr hängt es also ab, wie viele Personen eines Geburtenjahrgangs die Altersgruppen durchlaufen, i n denen die meisten Menschen erwerbstätig sind und Beiträge zur Rentenversicherung zahlen, wie viele von diesen wiederum das A l t e r erreichen, i n denen die Mehrzahl keinem Erwerb mehr nachgeht und wie lange schließlich die Rentenempfänger dieser oberen Altersgruppen ihre Renten beziehen. 18 Siehe v. Ungern- Sternberg, tion . . . , a. a. O., S. 243. « StJb. 1960, S. 60.

Roderich: W a r u m steigt die Sexualpropor-

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f r d n u n g

So ist es kein Wunder, daß in der Diskussion u m die finanzielle Tragfähigkeit der Reform gerade die Annahmen über die künftige Sterblichkeitsentwicklung starke Beachtung gefunden haben und auch heftig umstritten waren. Der unterschiedliche Ansatz der Sterbewahrscheinlichkeiten i n den beiden bekannten Vorausberechnungen von Tietz 2 0 und Heubeck 21 erklärt wohl in der Tat zu einem nicht unbeträchtlichen Teil das weite Auseinanderklaffen der Berechnungsergebnisse. Tietz setzte damals die Sterbewahrscheinlichkeiten der allgemeinen deutschen Sterbetafel von 1949/51 — allerdings jeweils für fünfjährige Altersgruppen zusammengefaßt — als konstant für die gesamte Prognosedauer an. Heubeck rechnete dagegen m i t einer weiterhin sinkenden Sterblichkeit. Er bediente sich dabei einer von Rueff entwickelten mathematischen Methode, die auf folgenden Grundgedanken beruht 2 2 . Verfolgt man die Sterbewahrscheinlichkeiten i n Deutschland für beide Geschlechter und aller Alters jähre (ohne Kindersterblichkeit) von 1881/90 bis 1949/51, so wie sie i n den allgemeinen Sterbetafeln (1881/90, 1891/1900, 1901/10, 1924/26, 1932/34 und 1949/51) verzeichnet sind, so zeigt sich eine ziemlich regelmäßige und durchweg fallende Tendenz. I n einem Koordinatensystem m i t logarithmischer Ordinateneinteilung und der Zeitachse als Abszisse erhält man für jede geschlechts- und altersspezifische Sterbewahrscheinlichkeit eine fallende Reihe von Punkten, die annähernd auf einer Geraden liegen. Dies deutet auf eine i m großen und ganzen gleichbleibende relative Abnahme der Sterblichkeit bei jedem Geschlecht und Altersjahr hin. Eine solche Entwicklung w i r d deshalb auch für die Zukunft unterstellt 2 3 . Gegen das Vorgehen Heubecks erhob Tietz den Einwand, daß die vom Statistischen Reichsamt und vom Statistischen Bundesamt aufgestellten jährlichen Sterbeziffern für fünfjährige Altersgruppen i n den letzten 30 Jahren keineswegs eine stetige Tendenz zu allmählich fortschreitender Abnahme zeigten. Vielmehr sei deutlich zu erkennen, daß es i n den letzten 30 Jahren zwei abrupte, unvermittelte Abbrüche i m Verlauf der Sterbeziffern gegeben hat, den einen zwischen 1929 und 1930 und den anderen zwischen 1939 und 1949. I n den Zeiträumen zwischen diesen 20 E n t w u r f eines Gesetzes zur Neuregelung des Rechts der Rentenversicherung der Arbeiter u n d der Angestellten (Rentenversicherungsgesetz — RtVG), Bundestagsdrucksache Nr. 2437, 2. Wahlperiode, Begründung, C. Finanzieller Teil, S. 91 ff. 21 Heubeck, Georg: „Gutachten über die finanziellen Auswirkungen der vorliegenden zwei Gesetzentwürfe zur Rentenreform gemäß Bundestagsdrucksache Nr. 2314 u n d Bundestagsdrucksache Nr. 2437", Bonn 1956. 22 Ruejf, F r i t z : A b l e i t u n g von Sterbetafeln f ü r die Rentenversicherung u n d sonstige Versicherungen m i t Erlebensfallcharakter, Würzburg 1955. 23 Die ausgezogenen L i n i e n für die einzelnen Alters j ä h r e i n der graphischen Darstellung bei Rueff (S. 74 f.) entsprechen i n ihrem Verlauf den langgestreckten Linienzügen i n unserer A b b i l d u n g 3 (S. 110), siehe dort auch die Quellenangaben.

Β . Entwicklung einer Absterbeordnung

103

Abbrüchen weisen die Sterbeziffern eher eine leicht steigende Tendenz auf. Es wäre deshalb unrealistisch, m i t einem weiteren stetigen A b sinken der ohnehin schon anomal niedrigen Sterbeziffern von 1949/51 zu rechnen 24 . Diese Andeutungen zeigen bereits, daß es selbst bei einer so wenig von rationalen und emotionalen menschlichen Handlungen beeinflußten Erscheinung wie der Bevölkerungssterblichkeit schwer ist, zu einigermaßen überzeugenden Modellansätzen zu gelangen. Weder die empirisch beobachteten Daten eines kurzen Zeitabschnitts der jüngsten Vergangenheit noch eine über längere Zeit hinweg beobachtete, aber zunächst doch nur rein äußerlich festgestellte Regelmäßigkeit geben eine befriedigende Grundlage ab, wenn nicht vorher untersucht worden ist, welche stabilisierenden und welche bewegenden Kräfte jeweils am Werk waren, welche von ihnen noch i n der Gegenwart fortwirken und welche vermutlich die künftige Entwicklung bestimmen werden. Bevor w i r uns deshalb auf einen unserem Zweck entsprechenden Modellansatz festlegen können, haben w i r uns erst einmal m i t den Bestimmungsfaktoren der Sterblichkeit, ihrem bisherigen Verlauf i n Deutschland und besonders m i t ihren neuesten Entwicklungstendenzen zu befassen. Das Sterben eines Menschen erscheint uns — wenn w i r nach seinen Ursachen fragen — ebenso wie die Entstehung der Sexualproportion der Geborenen zunächst als ein rein biologischer Vorgang. Bestimmend für das Sterberisiko i n jedem Zeitpunkt ist hauptsächlich die körperliche Konstitution, die ihrerseits wesentlich abhängt vom Geschlecht und vom erreichten Alter. Die zahllosen individuellen Unterschiede i n der Konstitution von Personen gleichen Geschlechts und Alters lassen sich mindestens zu einem Teil als natürlich zustande gekommene Zufallsunterschiede auffassen. Aus diesem Grunde dürfen w i r bei empirischen Sterblichkeitsuntersuchungen von vornherein wieder wie bei den Betrachtungen über die Sexualproportion der Geborenen m i t starken Regelmäßigkeiten rechnen, vorausgesetzt, daß m i t Sterblichkeitsmaßzahlen operiert wird, die nach Geschlecht und Alter getrennt vorliegen. Darüber hinaus ist hier aber noch ein Umstand zu beachten, der bei der Sexualproportion der Geborenen kein Gegenstück hat: die enge ursächliche Verknüpfung zwischen Sterbewahrscheinlichkeiten, die i n aufeinanderf olgenden Kalenderjahren für auf einanderf olgende Alters jähre beobachtet werden. Sie betreffen nämlich alle denselben Geburtsj ahrgang und damit weitgehend denselben Personenkreis. Dadurch kann ζ. B. eine anomal hohe Sterblichkeit der 30jährigen Männer i m Jahre 1945 eine anomal niedrige Sterblichkeit der 35jährigen Männer i m Jahre 24

TietZy Georg: Stellungnahme zum Gutachten von Dr. Georg Heubeck . . . , a. a. O., S. 782 f. u n d Stellungnahme zu den „Sachlichen Feststellungen", a. a. O., S. 92.

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

1950 i m Gefolge haben, ohne daß sich an den sonstigen Lebensrisiken irgend etwas geändert haben muß 2 5 . Das beseitigt allerdings noch nicht die Regelmäßigkeiten, die bei Sterblichkeitsvergleichen tatsächlich immer wieder beobachtet oder bestätigt werden, und zwar sowohl bei Vergleichen über die Zeit als auch bei Vergleichen über die Alters jähre hinweg. Die darauf gegründeten Voraussagen zählen sogar zu den noch am ehesten brauchbaren Prognosen über soziale Geschehensverläufe überhaupt 2 6 . Dennoch sind die zeitlichen Veränderungen der Bevölkerungssterblichkeit durch eine allein am naturwissenschaftlichen Denken orientierte, auf die Entdeckung von Gesetzmäßigkeiten gerichtete Betrachtungsweise nur ungenügend zu durchschauen. Die Entwicklung der physischen Konstitution eines Menschen i m Ablauf seines Lebens hängt eben letzten Endes — und nicht nur unwesentlich — von den jeweiligen sozialen Lebensbedingungen und Lebensweisen i n der Bevölkerung oder Bevölkerungsgruppe ab, der er angehört. Diese aber sind fortwährenden Wandlungen unterworfen und nur i n ihrer einmaligen historischen Abfolge recht zu begreifen. Beispiele für soziale Erscheinungen, die auf diese Weise dauerhaft oder vorübergehend die Sterblichkeit i n einer Bevölkerung senken oder erhöhen können, sind vor allem die Fortschritte der Medizin und der pharmazeutischen Industrie, die vielfältigen staatlichen Maßnahmen zur Hebung der Volksgesundheit, die Wandlungen i n der menschlichen Ernährungsweise, die wechselnde Gefährdung durch Genußmittel, Unfälle, L u f t - und Wasserverunreinigung usw., von Revolutionen, Kriegen und radioaktiven Verseuchungen ganz zu schweigen. Die meisten dieser sozialen Faktoren verändern die Lebensverhältnisse und damit die Sterblichkeit i n einer Bevölkerung kontinuierlich, oft nur sehr langsam, zeitweise allerdings auch rasch und unvorhersehbar. Fast immer wirken viele von ihnen gleichzeitig neben- und gegeneinander, so daß sich der Einfluß einzelner Faktoren nur schwer erkennen und kaum von dem der übrigen trennen läßt. Die wichtigsten der oben aufgezählten Faktoren, nämlich die hygienischen, medizinischen und pharmazeutischen Fortschritte sind i m großen und ganzen irreversibel und w i r k e n deshalb auf eine allmähliche oder stufenweise Senkung der Bevölkerungssterblichkeit hin. M i t einer gleichförmig-gesetzmäßigen Veränderung der Sterblichkeit ist unter diesen Umständen aber grundsätzlich nicht zu rechnen. I m übrigen ist die Wirkung der verschiedenen Faktoren i n den einzelnen Altersklassen ζ. T. sehr unter25 M a n spricht deshalb gelegentlich von einem „Vorwegsterben". Vgl. ζ. B. S t B A : Die Entwicklung der Sterblichkeit seit dem ersten Weltkrieg, WiSta. 1956, S. 148 und 150. 26 Vgl. z.B. Deneff e, Peter: Die Berechnungen über die künftige deutsche Bevölkerungsentwicklung. Eine vergleichende Darstellung. Leipzig 1938, S. 19.

Β . Entwicklung einer Absterbeordnung

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schiedlich, so daß eine einfache Gesamtbetrachtung der Sterblichkeit von Kalenderjahr zu Kalenderjahr i n jedem Fall unbefriedigend bleiben muß. Das alles haben w i r i m Auge zu behalten, wenn es gelingen soll, die um die Zeit der Rentenreform als normal zu betrachtenden Sterblichkeitsverhältnisse festzulegen und darüber hinaus noch einige Vermutungen über die künftige Entwicklung auszusprechen. Bevor unter diesem Aspekt der Verlauf der Sterblichkeit i n Deutschland i n groben Zügen dargestellt und gewürdigt werden kann, muß noch kurz über eine A r t sozialer Veränderungen gesprochen werden, von der ebenfalls ein Einfluß auf die Entwicklung der Bevölkerungssterblichkeit ausgehen kann, die aber dennoch i m Modell vorerst keine Berücksichtigung zu finden braucht. Gemeint sind gewisse Strukturverschiebungen innerhalb der Bevölkerung zwischen Bevölkerungsgruppen mit unterschiedlicher Sterblichkeit. Aus zahlreichen Untersuchungen ist bekannt, daß die Sterblichkeit i n verschiedenen sozialen Gruppen (bei gleichem Alter und Geschlecht) zum Teil recht unterschiedlich ist. So ist ζ. B. die Sterblichkeit der Verheirateten niedriger als die der Unverheirateten 27 , die der Rentner höher als die der A k t i v e n 2 8 und die der ländlichen Bevölkerung eine andere als die der städtischen 29 . Zahlreiche weitere statistisch nicht nachgewiesene oder nicht nachweisbare Sterblichkeitsunterschiede zwischen verschiedenen Bevölkerungsgruppen sind zu vermuten, so etwa zwischen verschiedenen Berufsgruppen, zwischen Rauchern und Nichtrauchern usw. Ändert sich nun die Zusammensetzung der Bevölkerung nach einem dieser Merkmale und bleiben trotzdem die ursprünglichen Sterblichkeitsdifferenzen bestehen, so muß sich allein dadurch die Gesamtsterblichkeit der Bevölkerung ändern. Bemerkenswert ist daran, daß dieser „Struktureffekt" immer dann, aber auch nur dann eintritt, wenn die unterschiedliche Gruppensterblichkeit auf eine unterschiedliche Lebenshaltung oder unterschiedliche Lebensbedingungen i n den verschiedenen Gruppen zurückzuführen ist und sich bei Personen, die von einer zur anderen Gruppe überwechseln (ζ. B. durch Eheschließung, E i n t r i t t eines Rentnerfalles usw.) die individuellen Lebensrisiken dadurch tatsächlich entsprechend verändern; denn nur dann bleiben die ursprünglichen Sterblichkeitsdifferenzen tatsächlich bestehen. W i r können deshalb solche sterblichkeitswirksamen Strukturverschiebungen auch auffassen als Veränderungen der allgemeinen Lebensverhältnisse i n der Bevölkerung, brauchen sie also bei 27 Vgl. z.B. S t B A : Sterbetafel 1949/51 nach Geschlecht u n d Familienstand, StBRD Bd. 173, S. 100 ff. 28 Vgl. z.B. Heubeck, G. u n d Fischer, K . : Richttafeln f ü r die Pensionsversicherung, Weißenburg 1948/49. 29 Vgl. z.B. StRA: Neue Beiträge zum deutschen Bevölkerungsproblem, WiSta. 1935, Sonderheft 15, S. 60 ff.

Drittes Kapitel: Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

unseren weiteren Überlegungen nicht mehr gesondert i n Rechnung zu stellen. Wenn w i r nämlich i m Modell jene Sterblichkeitsverhältnisse ansetzen, die w i r um die Zeit der Rentenreform für normal halten, so unterstellen w i r damit eben zugleich die um diese Zeit für normal gehaltene Zusammensetzung der Bevölkerung (in jeder Geschlechts- und Altersklasse) nach allen jenen Merkmalen, die ursächlich für die Höhe der Sterblichkeit sind. M i t anderen Worten: W i r nehmen i m Modell den gleichen Anteil an ländlicher Bevölkerung, an Bergleuten, an Rauchern usw. an, wie i n der Realität um die Zeit der Rentenreform. I n Schwierigkeiten geraten w i r aber hinsichtlich jener Merkmale, die i m Modell explizit, und zwar i n einer anderen Gliederung als i n der Realität enthalten sein werden. Das trifft ζ. B. für die Relation zwischen aktiven Versicherten und Rentnern zu; denn die Rentnerzahlen sollen allein aus den Modellbedingungen heraus abgeleitet, nicht aber auf Grund empirischer Rentneranteile i n den Geschlechts- und Altersgruppen ermittelt werden. Nun ist noch dazu gerade die Rentnersterblichkeit — besonders i n den Alters jähren unter 60 — weit höher als die Sterblichkeit der gleichaltrigen Aktiven. Die Schwierigkeit löst sich i n diesem Falle jedoch sofort, wenn man bedenkt, daß die relativ hohe Rentnersterblichkeit ihre Ursache ja nicht oder kaum i n ungünstigeren Lebensbedingungen der Rentner hat, sondern vielmehr daher rührt, daß die Krankheit oder Verletzung, die die Berufs- oder Erwerbsunfähigkeit herbeigeführt hat, meist zugleich eine überdurchschnittliche Lebensbedrohung darstellt. Die Rentnereigenschaft ist also nicht die Ursache der höheren Rentnersterblichkeit, sondern die geschwächte Konstitution ist zugleich Ursache der Rentnereigenschaft und der höheren Sterbewahrscheinlichkeit. Wenn i m Modell nun der Anteil der Rentner nur deshalb größer als i n der Realität ausfällt, weil mehr Personen i m Falle der Berufs· oder Erwerbsunfähigkeit die Wartezeit für den Rentenbezug erfüllt haben, dann hat das auf die Gesamtsterblichkeit der Bevölkerung wenig oder keinen Einfluß. W i r können deshalb, solange es nur um die Gesamtsterblichkeit i n jeder Geschlechts- und Altersgruppe geht, die Sterbewahrscheinlichkeiten ohne Rücksicht auf die Gliederung nach Rentnern und A k t i v e n untersuchen. A n späterer Stelle werden w i r freilich für die Rentner eine höhere Sterblichkeit ansetzen müssen als für die Aktiven, dies aber so, daß die gewogene durchschnittliche Gesamtsterblichkeit beider Gruppen zusammen i n jeder Geschlechts- und Altersgruppe der vorgesehenen Gesamtsterblichkeit gleich ist. Ähnlich ist es m i t der Zusammensetzung der Bevölkerung nach dem Familienstand. Die überdurchschnittliche Sterblichkeit der Ledigen erklärt sich mindestens zu einem Teil daraus, daß Personen m i t schwächerer Konstitution oder größeren seelischen Belastungen und damit geringeren Überlebenschancen auch geringere Heiratsaussichten haben.

Β . Entwicklung einer Absterbeordnung

107

Selbst wenn dies nur für eine kleine Personengruppe zuträfe, genügte dies schon, um die Ledigensterblichkeit gegenüber der der Verheirateten merklich zu vergrößern. Die Gesamtsterblichkeit bleibt dann insoweit von der Familienstandsgliederung der Bevölkerung unberührt. Zwar ist nicht zu bestreiten, daß sich mit der Eheschließung häufig auch die Lebensbedingungen verbessern und eine Zunahme der Heiratshäufigkeit i n einer Bevölkerung demzufolge die Gesamtsterblichkeit unter sonst gleichen Umständen sinken läßt; w i r brauchen darauf jedoch wiederum i m Modell keine Rücksicht zu nehmen, diesmal aber weil sich die Familienstandsgliederung i n Realität und Modell — zumindest bei den Männern — nur wenig unterscheiden wird. Es bliebe noch zu prüfen, ob die Gliederung der Bevölkerung i n Versicherungspflichtige (besonders Arbeiter und Angestellte) und Nichtversicherungspflichtige (besonders Selbständige, Beamte, mithelfende Familienangehörige) für die Gesamtsterblichkeit der Bevölkerung von Bedeutung ist. W i r verzichten jedoch darauf, weil die Strukturunterschiede zwischen Realität und Modell vermutlich auch i n dieser Hinsicht nicht allzu stark ausfallen werden und weil die Sterblichkeitsunterschiede zwischen beiden Personengruppen nicht sehr groß sein dürften 3 0 . b) Neuere Entwicklungstendenzen der Bevölkerungssterblichkeit und Bestimmung des Zeitraums, der der Berechnung der Sterbewahrscheinlichkeiten für das Modell zugrunde gelegt werden soll W i r wenden uns nunmehr wieder der Kernfrage dieses Abschnitts zu: Welche geschlechts- und altersspezifischen Sterbewahrscheinlichkeiten dürfen w i r um das Jahr 1957 als normal ansehen und i n welcher Richtung mag vielleicht die weitere Entwicklung gehen? W i r beschränken uns dabei auf eine Untersuchung allein beim männlichen Geschlecht. Die Sterbewahrscheinlichkeiten für das weibliche Geschlecht werden später i n der gleichen Weise wie für das männliche berechnet. Keiner besonders eingehenden Diskussion bedarf auch die Kindersterblichkeit einschließlich der Säuglingssterblichkeit; denn sie ist für unsere Modellergebnisse ziemlich bedeutungslos. Sie beeinflußt zwar die absolute Größe der stationären Bevölkerung, damit auch alle absoluten Zahlen des Modells außer der Geborenenzahl und natürlich auch die mittlere Lebenserwartung der Neugeborenen; sie berührt aber in keiner Weise die Zusammensetzung der Bevölkerung i m Aktiven- und Rentneralter, auf die es uns i n der Hauptsache ankommt. Eine gewisse Bedeutung hat die Kindersterblichkeit allenfalls für die Zahl der Waisenren80 Vgl. z.B. Martin, R . W . : Herz- u n d Gefäßkrankheiten u n d ihre Bedeutung f ü r F r ü h i n v a l i d i t ä t u n d nachgehende Fürsorge, SozVers., 11. Jg., 1956, S. 218.

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f r d n u n g

ten und der Kinderzuschüsse und für das Bevölkerungswachstum i m Falle der stabilen Bevölkerung. Die Kindersterblichkeit und ganz besonders die Säuglingssterblichkeit ist seit der zweiten Hälfte des vorigen Jahrhunderts fortwährend gesunken und sinkt — i m Gegensatz zur Erwachsenensterblichkeit — noch heute ohne Unterbrechung von Jahr zu Jahr weiter. Sie ist allerdings jetzt bereits so niedrig, daß für einen weiteren Rückgang nicht mehr viel Spielraum bleibt. Die besonderen Sterbeziffern der 5- bis unter 10jährigen und der 10- bis unter 15jährigen liegen seit 1950 unter eins je 1000 Angehörige der betreffenden Altersgruppe 3 1 . Selbst die Säuglingssterblichkeit, die 1881/90 bei 24 vH, 1924/26 bei 12 v H und 1949/51 bei 6 v H der Lebendgeborenen lag, hat 1957 mit 4 v H 3 2 einen Stand erreicht, von dem aus ein möglicher weiterer Rückgang etwa auf 3 oder 2 v H weder für die Summe der zu zahlenden Kinderzuschüsse noch für das Bevölkerungswachstum eine große Rolle spielen kann. W i r werden deshalb für alle Alters jähre, i n denen die Sterblichkeit noch ständig abnimmt, 1957 also den bis dahin niedrigsten Stand erreicht hat, die Sterbe Wahrscheinlichkeiten dieses Jahres unverändert übernehmen, ungeachtet der Tatsache, daß sie aus irgendwelchen Gründen etwas größer oder kleiner sein mögen, als es ihrem Trend um diese Zeit entspricht. U m uns einen ersten Überblick über die Entwicklung der Erwachsenensterblichkeit i n Deutschland zu verschaffen, betrachten w i r zuerst einmal die langgestreckten Linienzüge i n Abbildung 3. Sie verbinden — und zwar jeweils für ein bestimmtes Alters jähr — die in einem halblogarithmischen Diagramm dargestellten Sterbewahrscheinlichkeiten aus den bisherigen allgemeinen deutschen Sterbetafeln seit 1871/81. Ein erster flüchtiger Blick läßt eine große Regelmäßigkeit erkennen: Auch die Erwachsenensterblichkeit ist während der dargestellten 75 Jahre sichtbar und — wie es scheint — ohne Unterbrechung gesunken, und zwar bei den niedrigen Alters jähren stärker als bei den höheren. Der Gedanke, die einzelnen Punkte für jedes Alters jähr durch je eine Gerade mathematisch abzugleichen und diese über das Jahr 1950 hinaus zu extrapolieren, wie Rueff es getan hat, mag durch das äußere B i l d wohl i n der Tat nahegelegt werden 3 3 . Bedenkt man jedoch, daß der monotone Sterblichkeitsrückgang kein Naturgesetz, sondern eine Folge menschlicher Anstrengungen auf hygienischem, medizinischem und 31 StJb. 1955, S. 60 u n d StJb. 1961, S. 67. 32 StJb. 1960, S. 68. 33 Der Grundgedanke der Ruejffschen Methode wurde bereits auf S. 102 dargelegt. Dem sei n u n noch hinzugefügt, daß Rueff die mathematische Ausgleichung nach der Methode der kleinsten Quadrate vornimmt, jedoch unter der zusätzlichen Bedingung, daß jede Ausgleichsgerade durch den tatsächlichen Wert für 1950 geht. Vgl. Rueff, F r i t z : A b l e i t u n g von S t e r b e t a f e l n . . . , a. a. O., S. 14 f.

Β . E n t w i c k l u n g einer Absterbeordnung

109

pharmazeutischem Gebiet ist, verstärkt oder abgeschwächt durch zahlreiche weitere soziale Vorgänge, so erscheint schon eine geradlinige Verbindung der einzelnen Punkte und erst recht ein durchgehender geradliniger Ausgleich aller Punkte kaum gerechtfertigt. Bedenklich ist die Annahme einer solchen Entwicklung ganz besonders für den Zeitraum zwischen 1933 und 1950, der für unsere weiteren Überlegungen der wichtigste ist. Zwischen beiden Jahren liegen der zweite Weltkrieg und die erste Nachkriegszeit. Außerdem gelten die Sterbewahrscheinlichkeiten der Jahre 1932/34 für das Deutsche Reich, die der Jahre 1949/51 für das Bundesgebiet. Um wenigstens ein ungefähres B i l d von der jährlichen Sterblichkeitsentwicklung in der Zeit zwischen den Volkszählungsjähren 1925, 1933 und 1950 und besonders i n der Zeit nach 195034 zu gewinnen, folgen w i r dem Vorgehen von Tietz 3 5 und betrachten den Verlauf der von der amtlichen Statistik berechneten altersspezifischen Sterbeziffern, der ebenfalls i n Abbildung 3 eingezeichnet ist (Die Sterbeziffern verlaufen hier stets zwischen den Verbindungslinien der Sterbewahrscheinlichkeiten, weil sie jeweils für fünfjährige Altersgruppen gelten, ζ. B. für die 60bis unter 65 jährigen. Die Sterbe Wahrscheinlichkeiten gelten dagegen für einzelne Altersjahre, meist i m Abstand von fünf zu fünf Jahren, ζ. B. für die 60jährigen, die 65jährigen usw.). Selbst wenn man i n Rechnung stellt, daß die Sterbeziffern aus methodischen und erhebungstechnischen Gründen nicht die gleiche Beweiskraft haben wie die Sterbewahrscheinlichkeiten 36 , zeigen sich doch ganz charakteristische Entwicklungslinien, die sich sehr wohl historisch deuten, nicht aber als Gesetzmäßigkeiten erklären lassen. Man sieht daran, wie wirklichkeitsfremd der geradlinige Ausgleich und noch mehr die Extrapolation i n solchen Zeiten überhaupt ist, wie irreführend es aber andererseits auch sein kann, die Sterbewahrscheinlichkeiten eines beliebigen kurzen Zeitraums (ζ. B. 1949/51) unbesehen für Vorausberechnungen zu verwenden. 34 F ü r die Zeit nach 1950 gab es bis zum Abschluß der vorliegenden A r b e i t noch keine allgemeine deutsche Sterbetafel wieder, die m i t den früheren vergleichbar wäre. Die neuerdings v o m StBA aufgestellten behelfsmäßigen Sterbetafeln basieren auf Sterbeziffern. Vgl. WiSta. 1960, S. 274 ff., WiSta. 1961, S. 164 ff. und WiSta. 1962, S. 2,1 ff. 35 Tietz, Georg: Stellungnahme zum Gutachten von Dr. Georg Heubeck . . . , a.a.O., S. 782. 36 Die Größen i n Zähler und Nenner entsprechen einander nicht so eindeutig w i e es bei den Sterbe w a h r scheinlichkeiten der F a l l ist; Sterbeziffern werden n u r f ü r Altersjahrfünfte berechnet, so daß Verschiebungen i m Altersaufbau nicht vollständig ausgeschaltet werden; die Berechnung des Nenners stützt sich für die meisten Jahre auf Ergebnisse der jährlichen Fortschreibung der Bevölkerung nach A l t e r u n d Geschlecht, bei der sich manche Fehler von Jahr zu Jahr vergrößern.

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

männl.

Geschlecht

Λ

ν

·

«

- »• -ι

1890

1900

1920

1930

1940

Abb. 3: Einjährige Sterbewahrscheinlichkeiten (1871/81 bis 1949/51) und fünfjährige Sterbeziffern (1925 bis 1939 u n d 1946 bis 1959) i m Deutschen Reich u n d i n der Bundesrepublik Sterbewahrscheinlichkeiten (lOOOfache Werte) Sterbeziffern (v. T.) Gebiet: Reichs- bzw. Bundesgebiet, jeweiliger Gebietsstand, jedoch 1938 u. 1939 wie 1937. Quelle: StBRD Bd. 75, S. 25; StJb 1933, S. 33; StJb 1937, S. 49; StJb 1953, S. 61; StJb 1960, S. 66; StJb 1961, S. 67; WiSta 1949, S. 270.

Verfolgt man die einzelnen Kurven von 1925 an, so bestätigt sich die nach dem Verlauf der Sterbewahrscheinlichkeiten zu vermutende sinkende Tendenz allenfalls bis zum Jahre 1934. Der kontinuierliche Verlauf w i r d überdies durch die i n zweijährigem Abstand aufeinander

Β . E n t w i c k l u n g einer Absterbeordnung

111

folgenden Grippejahre 3 7 gestört. I n der zweiten Hälfte der dreißiger Jahre hält sich die Sterblichkeit auf nahezu gleichbleibendem Niveau. Nach dem Kriege verläuft die Entwicklung nicht mehr i n allen Altersklassen einheitlich. Bei den Männern i n den unteren Altersstufen folgt auf einen erneuten, ungewöhnlich starken Sterblichkeitsrückgang, der bis 1952/53 dauert, wiederum eine Periode der Stagnation. I n den Altersklassen ab 55 Jahren nimmt die Sterblichkeit nach einem nur schwachen und schon 1948 beendeten Rückgang sogar wieder zu. Betrachten w i r zuerst einmal die Entwicklung i n den unteren und m i t t leren Altersklassen ab 1946 etwas genauer. (Auf eine Detailanalyse der Verhältisse vor dem Krieg können w i r hier verzichten.) Das erstaunlich rasche Absinken der Sterblichkeit von 1946 bis 1952 ist offensichtlich eine Kriegsfolgeerscheinung. Die völlig anomalen Bedingungen der Kriegs- und der ersten Nachkriegs jähre (unmittelbare Kriegseinwirkungen, schlechte Ernährungslage, wissenschaftliche Isolierung vom Ausland, Mangel an Medikamenten, seelische Belastungen usw.) hatten vorübergehend zu einer abnorm hohen Sterblichkeit in den betreffenden Jahrgängen geführt; sie lag noch 1946 ζ. T. beträchtlich über dem Vorkriegsniveau. M i t der Normalisierung der Verhältnisse Ende der vierziger, Anfang der fünfziger Jahre fiel sie jedoch bald weit unter diesen Stand herab. Man könnte geneigt sein zu sagen, sie sei 1952 niedriger gewesen, als bei einer stetigen ungestörten Entwicklung u m diese Zeit zu erwarten gewesen wäre. Als Erklärung dafür w i r d häufig die These vertreten, daß i n der „schlechten Zeit" um 1945 mehr Personen m i t schwächerer Konstitution gestorben seien als sonst üblicherweise, so daß später weniger Personen mit erhöhtem Sterberisiko vorhanden waren 3 8 . Doch darf man wohl die Bedeutung dieses sog. „Vorwegsterbens" nicht überschätzen; schlechte Lebensbedingungen raffen nicht nur Personen mit schwacher Konstitution vorzeitig dahin, sie verschlechtern auch die Konstitution vieler Gesunder und hinterlassen so dennoch eine nicht geringe Zahl physisch weniger widerstandsfähiger Personen. Der entscheidende Faktor w i r d sichtbar, wenn man auch die Todesursachenstatistik m i t zur Beurteilung heranzieht. Sie erlaubt es, wenigstens ab 1948, die besonderen Sterbeziffern außer nach Geschlecht und Alter auch nach Todesursachen zu spezifizieren 39 . 37 Vgl. S t B A : D i e Sterblichkeit der alten Leute, WiSta. 1958, S.386f. 38 V g l . ζ. B, Tietz, Georg: Stellungnahme zu den „Sachlichen Feststellungen" . . . , a. a. O., S. 92. 39 D a die Z a h l e n d a n n v e r h ä l t n i s m ä ß i g k l e i n werden, rechnet m a n g e w ö h n lich m i t der Z a h l der Sterbefälle je 10 OOO statt j e 1000 Personen der betreffenden Altersgruppe. A l s Todesursache g i l t jeweils das Grundleiden, das nach der A n g a b e des Arztes den T o d verursacht hat. Das häufige Zusammentreffen mehrerer Todesursachen u n d die Schwierigkeiten einer einwandfreien D i a gnose schränken sicherlich den Aussagewert der Todesursachenstatistik ein;

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

Tabelle 2 zeigt zunächst einmal nur die Entwicklung der Tuberkulosesterblichkeit i m Vergleich zur Gesamtsterblichkeit i m allgemeinen und speziell i n jenen beiden Altersklassen, i n denen sie nach Kriegsende die relativ größte Bedeutung hatte. Aus den Zahlen der Tabelle läßt sich entnehmen, daß die gegenüber 1938 sehr hohe Gesamtsterblichkeit i n diesen beiden Altersklassen unmittelbar nach dem Krieg wohl vor allem darauf zurückzuführen war, daß unter den damaligen Lebensverhältnissen einer wirksamen Tuberkulosebekämpfung enge Grenzen gesetzt waren 4 0 . Als dann später eine rasche Verbesserung der Nahrungsmittelversorgung m i t dem Aufbau und Ausbau einer umfassenden Tuberkulosefürsorge und der Einführung neuer Heilmittel und HeilTabelle 2 Sterbefälle insgesamt und Sterbefälle an Tuberkulose je 10 000 männliche Personen gleichen Alters vor und nach dem zweiten Weltkrieg Sterbefälle je 10 000 männliche Personen gleichen Alters Jahr

30 — u. 45 J.

15 — u. 30 J.

alle Altersgr.

insg.

darunter an Tuberkulose

insg.

darunter an Tuberkulose ι

0

1

2

3

4

ι

1938

29

6,0

44

8,7

ι

1946 1947 1948 1949 1950 1951 1952 1953 1954 1955

42 34 27 21 18 18 16 17 17 17

9,0 5,1 3,3 2,8 1,5 0,8 0,7 0,6

58 49 43 36 33 31 30 27 27 27

.

9,5 6,5 4,8 4,3 3,1 2,2 2,1 2,1

insg. ·

..·

...

5

darunter an Tuberkulose 6

122

7,0

144 132 115 111 112 115 114 120 114 119

11,1 9,6 8,7 6,4 5,2 4,9 3,6 3,0 2,9 2,9

Gebiet: 1938 Reichsgebiet i. d. Grenzen v. 31. 12. 1937, ab 1946 Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin. Quelle: Berechnet nach StJb 1938, S. 20; SUb 1939/40, S. 60, 62; StBRD Bde. 61, 74, 89, 127, 148, 174; WiSta 1951, S. 237.

besonders der zeitliche Vergleich w i r d ζ. T. dadurch erschwert, daß bestimmte Todesursachen durch Verbesserung der Diagnosen i m L a u f der Zeit an Gewicht gewinnen oder verlieren. F ü r unsere Zwecke ist sie jedoch trotzdem ein brauchbares Hilfsmittel. Siehe dazu die Veröffentlichungen des S t B A über das Gesundheitswesen i n den Jahren 1946 bis 1959, StBRD Bde. 61, 74, 89, 127, 148, 174, 187, 232, 255 u n d S t B A : Fachserie A, Reihe 7, Jg. 1959, besonders die „Methodischen Einführungen" bzw. „Vorbemerkungen". 40 Vgl. WiSta. 1949/50, S. 272.

Β . Entwicklung einer Absterbeordnung

113

verfahren zusammentraf, verschwand die anfangs so hohe Tuberkulosesterblichkeit in kurzer Zeit bis auf einen sehr kleinen Rest. A m Ende dieser Entwicklung hörte aber auch der Rückgang der Gesamtsterblichkeit i n den unteren und mittleren Altersklassen auf, und der scharfe Knick der Kurven i m Jahre 1952 oder 1953 (Abbildung 3) w i r d verständlich. Daran schließt sich allerdings sofort die Frage an, welche Veränderungen die Sterblichkeit an anderen Todesursachen vor und nach 1952 erfahren hat und welche Vorgänge besonders die Sterblichkeit i n der Zeit um 1957 bestimmt haben. I n Tabelle 3 sind deshalb die besonderen Sterbeziffern nach Altersklassen (zwischen 15 und 65 Jahren) und Tabelle 3 Sterbefälle nach Todesursachen je 10 000 männliche Personen gleichen Alters 1949 bis 1959 Personen im erwerbsfähigen Alter Alter

1949 1950 1951 11952 1953 1954 1955 1956 1957 1958 1959

15 — u. 25 25 — u. 45 45 — u. 65

1 5 32

Herz ;- u n d Kreislaufkrankheiten, Gefäßstörungen des Zentralnervensystems 1 1 1 1 1 1 1 1 1 4 4 4 3 3 3 4 4 3 38 42 36 38 40 44 44 28 45

15 — u. 25 25 — u. 45 45 — u. 65

0 3 26

15 — u. 25 25 — u. 45 45 — u. 65 15 — u. 25 25 — u. 45 45 — u. 65

0 3 25

Krebs und andere bösartige Neubildungen 0 0 1 0 0 1 0 1 2 3 2 2 2 2 2 2 27 27 28 27 27 29 30 30

1 3 46 1 2 30

Infektionskrankheiten und Krankheiten der Atmungsorgane 2 6 4 3 1 1 1 1 1 1 1 1 3 3 4 3 2 7 6 3 3 2 10 22 16 14 22 18 26 15 16 !! 17 16 15 Unfälle 6 1 7 8 9 9 ! 9 6 9 10 1 9 10 7 6 6 ! 7 7 7 7 8 ! 7 7 6 7 Î 8 8 8 8 8 9 ! 8 8 8 ! 7

15 — u. 25 25 — u. 45 45 — u. 65

5 10 30

5 10 36

5 9 30

alle übrigen Todesursachen 4 4 5 5 5 ! 58 8 9 9 9 32 33 32 32 33 1! 33

5 8 31

4 8 32

15 — u. 25 25 — u. 45 45 — u. 65

19 33 122

17 30 118

17 28 122

alle Todesursachen zusammen 16 16 17 16 16 16 26 25 24 24 25 24 121 124 121 125 130 134

15 23 128

16 22 130

Gebiet: bis 1957 Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin, Saarland. Quelle: Berechnet nach StBRD Bde. 61, 74, 89, 127, 148, Fachserie A, Reihe 7, Jg. 1959 (Sterbefälle nach gruppen und durchschnittliche Bevölkerung nach 8 Grohmann

1958 und 1959 einschließlich 174, 187, 232, 255 und StBA: Todesursachen und AltersAltersgruppen).

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

einigen wichtigen Todesursachengruppen für die Zeit von 1949 bis 1959 zusammengestellt. Hier überrascht zuerst einmal die große Stabilität der Ziffern i n fast jeder Altersgruppe mindestens ab 1953, teilweise sogar, wenn man auch die früheren Jahre m i t einbezieht. Die geringe Zunahme der Sterblichkeit infolge von Herz- und Kreislaufkrankheiten und Gefäßstörungen des Zentralnervensystems sowie infolge von Krebs und anderer bösartigen Neubildungen i n der höchsten der drei Altersklassen ändert an diesem Eindruck nichts, weil sie hauptsächlich die 55- bis unter 65jährigen betrifft und insofern nur eine Erscheinung andeutet, die i n erster Linie für die höheren Alters jähre typisch ist. Eine echte Ausnahme bilden nur die Sterbeziffern der Gruppe der Infektionskrankheiten und der Krankheiten der Atmungsorgane, auf die ebenfalls später bei der Analyse der Sterblichkeit i n den höheren Altersklassen näher eingegangen werden soll. Ein Trend ist aber auch hier nicht zu erkennen. Und doch verbergen sich hinter der äußerlichen Konstanz der Sterbeziffern i n einigen Altersklassen noch Veränderungen, die nicht ganz außer acht bleiben dürfen. Das ist am deutlichsten bei den tödlichen Unfällen, die seit 1953 über die Hälfte der Sterbefälle von 15- bis unter 25jährigen und knapp ein Drittel der Sterbefälle bei den 25- bis unter 45jährigen verursacht haben. Die Stabilität der Ziffern ist hier allein darauf zurückzuführen, daß die starke jährliche Zunahme der tödlichen Kraftfahrzeugunfälle (besonders zwischen 1952 und 1955) durch eine entsprechende Abnahme der sonstigen Unfälle, die vielleicht i m wesentlichen eine Folge energischer Unfallbekämpfungsmaßnahmen war, ungefähr aufgewogen worden ist. Beide Vorgänge sind Begleiterscheinungen des raschen Wirtschaftsaufschwungs und damit wohl als typisch für die Zeitperiode anzusehen, i n die auch die Rentenreform fällt. Für unser Modell empfiehlt sich deshalb bis jetzt ein möglichst langjähriger Durchschnitt aus den jährlichen Sterbewahrscheinlichkeiten der Zeit nach 1952. Eine künftige merkliche Senkung der Sterblichkeit bei den 15- bis unter 45jährigen Männern liegt aber durchaus i m Bereich des Möglichen. Ob, wann und i n welchem Ausmaß sie tatsächlich eintritt, w i r d wesentlich davon abhängen, wieweit es gelingt, die Gefahr tödlicher Verkehrsunfälle i n Zukunft nachhaltig herabzumindern. W i r haben hier einen Fall vor uns, wo eine durchgreifende, allein vom Willen und Verhalten der Menschen abhängige Veränderung einen ganz entscheidenden Sterblichkeitsrückgang nach sich ziehen könnte. Dies gilt übrigens auch für die Häufigkeit der Selbstmorde, an der sich seit 1952 und auch gegenüberfrüherenZeiten nicht allzu viel geändert hat (Größenordnung: knapp 3 je 10 000 Personen i n den fünfjährigen Altersklassen zwischen

Β . Entwicklung einer Absterbeordnung

115

15 und 45 Jahren. Das ist fast die Hälfte aller Sterbefälle, die i n der Gruppe „übrige Todesursachen" zusammengefaßt sind). Was die Sterblichkeit 15- bis unter 45jähriger Männer infolge natürlicher Todesursachen anbetrifft, so sind gewisse sich gegenseitig aufhebende Tendenzen und auf lange Sicht ein Überwiegen der sterblichkeitssenkenden Faktoren zwar ebenfalls wahrscheinlich, die Vorgänge vollziehen sich aber weniger offenkundig und nur sehr langsam. Diejenigen Krankheiten, bei denen nach dem heutigen Stand der Medizin Aussicht auf wirksame Bekämpfung besteht (Infektionskrankheiten, Lungenentzündung, Magen- und Darmkrankheiten usw.) sind unter den Todesursachen nur noch schwach vertreten, so daß selbst ein völliges Verschwinden nicht mehr allzusehr ins Gewicht fallen würde. Bei denjenigen Krankheiten aber, die heute noch die relativ meisten Opfer unter den Männern i m mittleren Alter fordern, (Herz- und Kreislaufkrankheiten und Krebs) ist ein bemerkenswerter Sterblichkeitsrückgang schon seit 1933 nicht mehr beobachtet worden. Es bleibt deshalb bei dem Ergebnis: Als Sterbewahrscheinlichkeiten für die 15- bis unter 45jährigen Männer werden i m Modell Durchschnittswerte aus den Sterbewahrscheinlichkeiten eines längeren Zeitraums ab 1933 angesetzt (je einer für jedes Altersjahr). Für die Zukunft ist zwar m i t einem weiteren Absinken der Sterblichkeit von diesem Stand aus zu rechnen. Dies w i r d aber nur dann eine wirklich neue Lage herbeiführen, wenn entweder die Risiken des Kraftfahrzeugverkehrs stark vermindert oder bisher unbekannte M i t t e l gegen Herz-, Kreislauf- und Krebserkrankungen gefunden werden. Die Sterblichkeit der Männer ab 65 Jahren (vgl. Tabelle 4) hat nach dem Krieg allein schon deshalb einen anderen Verlauf genommen als bei den Männern i n jüngerem Alter, weil den verschiedenen Todesursachengruppen hier ein ganz anderes Gewicht zukommt. Die Tuberkulose forderte nach dem Krieg zwar auch unter den älteren Personen zahlreiche Opfer. Gemessen an der Gesamtsterblichkeit waren es aber doch nur wenige Prozent. Daraus mag es sich wohl schon erklären, daß sämtliche Sterbeziffern für die höheren Altersklassen i m Jahr 1946 nicht über, sondern unter dem Vorkriegsniveau lagen und der nachfolgende Sterblichkeitsrückgang nur bis 1948 anhielt und schwächer war als der i n den unteren Altersklassen. Er rührt übrigens mehr von der Abnahme der Sterblichkeit an anderen Infektionskrankheiten und Krankheiten der Atmungsorgane her als von einem Rückgang der Tuberkulosesterblichkeit. Weiterhin sind hier auch die tödlichen Unfälle nur von einer untergeordneten Bedeutung und selbst die i n der letzten Gruppe zusammengefaßten „übrigen Todesursachen" haben in den höheren Altersklassen einen kleineren Anteil aller Sterbefälle verursacht als i n den vorausgehenden. *

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung Tabelle 4 Sterbefälle nach Todesursachen je 10 000 männliche Personen gleichen Alters 1949 bis 1959 Personen ab 65 Jahre Alter

1949 1950 1951 1952 1953 1954 1955 1956 1957 1958 1959 Herz-- und Kreislaufkrankheiten, Gefäßstörungen des Zentralnervensystems

65 70 75 80

— — — u.

u. 70 u. 75 u. 80 d.

125 220 380 604

141 243 408 662

147 256 433 727

65 70 75 80

— — — u.

u. 70 u. 75 u. 80 d.

77 106 139 139

Krebs und andere bösartige Neubildungen 84 82 82 82 83 80 89 91 116 118 120 118 117 119 127 125 152 155 156 158 155 155 167 168 152 160 167 170 176 182 193 191

65 70 75 80

— — — u.

u. 70 u. 75 u. 80 d.

4 24 96 468

3 21 87 483

65 70 75 80

— — — u.

u. 70 u. 75 u. 80 d.

65 70 75 80

— — — u.

u. 70 u. 75 u. 80 d.

10 13 19 36

9 13 20 34

11 14 22 43

65 70 75 80

— — — u.

u. 70 u. 75 u. 80 d.

67 98 141 201

70 102 147 232

70 100 152 232

65 70 75 80

— — — u.

u. 70 u. 75 u. 80 d.

344 555 916 1685

3 17 79 441

154 265 457 758

4 20 79 446

158 280 469 785

158 273 466 793

163 288 541 849

Altersschwäche 4 5 4 17 17 20 66 80 69 419 370 371

176 303 522 896

4 15 63 350

176 304 493 860

3 14 54 303

167 285 479 847

170 285 477 848

87 119 164 193

91 125 164 201

3 12 48 282

2 11 43 281

Infektionskrankheiten u n d Krankheiten der Atmungsorgane 52 34 51 53 39 43 38 53 45 60 40 74 84 87 52 57 64 57 94 65 78 58 88 100 109 118 117 95 157 141 114 129 89 237 186 233 185 300 168 212 208 223 198 180 10 15 22 42

Unfälle 12 11 16 16 25 24 48 50

alle übrigen 76 77 110 112 194 167 232 243

13 18 29 62

11 16 28 57

11 15 26 54

11 14 26 55

Todesursachen 74 73 75 106 106 111 154 110 166 233 240 255

76 109 160 249

74 108 146 261

75 108 159 252

11 17 26 56

alle Todesursachen zusammen 1 354 366 365 383 365 375 398 411 385 388 ! 568 590 587 632 582 603 639 646 602 601 i 928 971 969 1057 956 998 1058 1021 980 959 j 1748 1836 1832 1965 1790 1909 1964 1883 1835 1817

Gebiet und Quelle: wie Tabelle 3.

Die Entwicklung w i r d dafür weitgehend beherrscht von der Sterblichkeit infolge der degenerativen Krankheiten (Herz- und Kreislaufkrankheiten, Gefäßstörungen des Zentralnervensystems, Krebs und andere bösartige Neubildungen), die zusammen in den letzten Jahren rund zwei D r i t t e l aller Sterbefälle von älteren Personen herbeigeführt haben. Die besonderen Sterbeziffern für diese Todesursachen steigen

Β . Entwicklung einer Absterbeordnung

117

aber bis 1956/57 ziemlich kontinuierlich an und liegen erst 1958 wieder etwas tiefer. Selbst wenn man berücksichtigt, daß der i n der Tabelle ausgewiesene Rückgang der Sterblichkeit an Altersschwäche zumindest ζ. T. nur auf eine Verbesserung der Diagnosen zurückführen ist und deshalb die Zunahme der Sterblichkeit an degenerativen Krankheiten im gleichen Maße überhöht erscheinen mag, bleibt doch eine nicht zu übersehende Sterblichkeitszunahme übrig. Diese Erscheinung beschäftigt seit einiger Zeit die Fachleute sehr stark, ohne daß es bisher zu einer einhelligen Auffassung über ihre Ursachen gekommen wäre 4 1 . Als eine späte Folge des Krieges w i r d sie sich kaum erklären lassen, weil sie auch i n nicht am Krieg beteiligten Staaten, wie i n Schweden und der Schweiz, seit einiger Zeit beobachtet wird. Einleuchtender ist schon die Vermutung, daß die mit dem allgemeinen Wirtschaftsaufschwung und der modernen technischen Entwicklung rasch fortschreitende Veränderung der normalen Arbeits- und Lebensbedingungen die degenerativen Krankheiten begünstigt hat, wodurch die Wirkung der auf diesem Gebiet ohnehin schwer erzielbaren medizinischen Fortschritte überkompensiert worden ist. Z u denken wäre etwa an die immer geringer werdende körperliche Betätigung bei vielen Menschen, die zunehmende Beanspruchung der Nerven und Sinnesorgane durch Dispositions- und Überwachungsaufgaben, die wachsende L u f t - und Wasserverunreinigung, der trotz größerer Freizeit immer stärker werdende Mangel an Entspannung und Erholung usw. Es kommt aber möglicherweise noch ein weiterer Umstand hinzu. Die Menschen, die früher i m Alter von 55 Jahren und darüber standen, waren in ihrer Kindheit (besonders i m Säuglingsalter), i n ihrer Jugend und auch noch mitten i m Erwachsenenalter einer stärkeren Lebensbedrohung durch Infektions-, Magen- und Darmkrankheiten usw. ausgesetzt, als diejenigen, die heute mehr und mehr in das gleiche Alter treten. Personen m i t geringerer physischer Widerstandskraft sind deshalb früher i n einer größeren Zahl bereits i n jungen Jahren gestorben, so daß die Älteren dann insoweit eine stärkere Auslese darstellten. So gesehen braucht ein Anstieg der Sterbeziffern i m höheren Alter, verursacht durch einen Anstieg der Sterblichkeit infolge degenerativer Krankheiten nicht unbedingt auf eine Verschlechterung der äußeren Lebensbedingungen hinzudeuten, sie kann ebenso auch von einer Verschlechterung der Zusammensetzung des betreffenden Personenkreises nach der individuellen physischen Konstitution herrühren. Der heutige Sterblichkeitsanstieg wäre dann nichts als eine natürliche Reaktion auf den starken Sterblichkeitsrückgang bei den jüngeren Personen i n den vergangenen Jahrzehnten. 41 V g l z.B. Löwe, Horst: Finanzierungsprobleme der Sozialversicherung, Bericht über den X V I . Internationalen Kongreß der Versicherungsmathematiker i n Brüssel, B A r b B l . 1960, S. 635 ff.

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

Eine natürliche Reaktion auf einen vorausgegangenen Sterblichkeitsrückgang ist übrigens auch noch i n einer anderen Weise denkbar. Es könnte sein, daß die vielfältigen Arzneien und sonstigen Heilmittel· durch die die akuten Infektionskrankheiten, die Magen- und Darmkrankheiten usw. i n jüngster Zeit erfolgreich bekämpft wurden, zugleich die degenerativen Krankheiten gefördert haben. I n Wirklichkeit mag jeder der verschiedenen Erklärungsversuche einen Teil der Wahrheit enthalten. Sowohl Veränderungen der Lebensweise und der Lebensbedingungen als auch ein Nachlassen früherer Auslesevorgänge haben dem medizinischen Fortschritt entgegengewirkt und ihn eine zeitlang u m seine Früchte gebracht. Diese Entwicklung dürfte aber sicher nicht von langer Dauer sein. Je mehr Menschen sich der Auswirkungen ihrer veränderten Lebensweise auf Gesundheit und Lebensdauer bewußt werden, desto mehr werden sie versuchen, dem entgegenzuwirken, so daß dieser sterblichkeitserhöhende Faktor allmählich an Bedeutung verliert oder gar i n sein Gegenteil umgekehrt wird. Ebenso werden die Nachwirkungen der hohen Sterblichkeit i n früheren Jahren mehr und mehr abnehmen, so daß sich schließlich wieder der medizinische Fortschritt, auch wenn er nur sehr langsam zu erzielen ist, durchsetzen kann. Dies hat sich vielleicht schon i n den letzten Jahren angebahnt; denn die Sterbeziffern für Herz- und Kreislaufkrankheiten sowie für Krebs sind 1958 und 1959 ζ. T. etwas niedriger als i n den Vorjahren. Eine Gruppe von Krankheiten, die i n den letzten Jahren i n allen Altersstufen zwischen 15 und 80 Jahren rund 7 bis 10 v H aller Sterbefälle verursacht hat, ist bisher noch kaum i n die Überlegungen einbezogen worden: die Infektionskrankheiten und die Krankheiten der Atmungsorgane (abgesehen von der Tuberkulose). Die Sterbeziffern für diese Todesursachengruppe weisen seit 1952 zwar keinen Trend, wohl aber große jährliche Schwankungen auf. I n den Grippejahren 1953 und 1957 liegen sie ζ. B. i n allen Altersklassen beträchtlich höher als i n den jeweils benachbarten Jahren. Damit hat sich eine schon seit langem beobachtete Regelmäßigkeit fortgesetzt: Kalenderjahre m i t ungerader Jahreszahl sind i n aller Regel Grippejahre. Wenn auch die Sterblichkeit an Grippe selbst meist nur gering ist, so steigt i n diesen Jahren doch die Zahl der Sterbefälle an anderen Infektionskrankheiten und Krankheiten der Atmungsorgane auffallend an. Da Grippewellen aber meist von recht unterschiedlicher Heftigkeit sind, ist durch ein Zusammenfassen von Sterblichkeitsmaßzahlen für zwei oder drei Jahre noch kein rechter Ausgleich zu erzielen 42 . So gesehen empfiehlt sich wohl am meisten eine Durchschnittsbildung über vier oder sechs Jahre. Da 1955 jedoch keine ins Gewicht fallende Zunahme der Sterblichkeit an Infektionskrank42 Vgl. S t B A : Die Sterblichkeit der alten Leute, WiSta. 1958, S. 386 f.

Β . Entwicklung einer Absterbeordnung

119

heiten und Krankheiten der Atmungsorgane gebracht hat, kommt auch der fünfjährige Zeitraum von 1953 bis 1957 m i t i n Betracht. Die getrennte Untersuchung der Sterblichkeit nach Altersgruppen und wichtigen Todesursachengruppen i n Verbindung mit Erwägungen über die ursächliche Deutung der zeitlichen Veränderungen der Sterblichkeitsverhältnisse haben gezeigt, daß der Sterblichkeitsrückgang i n den letzten Jahrzehnten und wohl auch die künftige Veränderung der Sterblichkeit nicht als einheitliche, gleichförmige Entwicklung angesehen werden dürfen. Wenn w i r daher jetzt den Zeitraum endgültig festlegen, dessen Sterblichkeitsverhältnisse w i r als normal oder typisch für die Zeit der Rentenreform ansehen und unserem Modell zugrundelegen wollen, so geschieht dies m i t allen aus unseren Detailfeststellungen resultierenden Einschränkungen. I m Säuglings- und frühen Kindesalter ging die Sterblichkeit bisher von Jahr zu Jahr zurück. Deshalb sollen i n diesen Alters jähren genau die Sterblichkeitsmaßzahlen von 1957 i n unserem Modell Verwendung finden. I n allen übrigen Alters jähren erscheint es dagegen notwendig, einen mehrjährigen Durchschnitt heranzuziehen, weil die Ziffern eines einzelnen Jahres zu stark durch einmalige Einflüsse beeinträchtigt sind. Speziell diejenigen von 1957 sind wegen der zweimaligen Grippewelle i n diesem Jahr durchweg überhöht. A m ehesten läßt sich wohl ein M i t t e l aus den Sterblichkeitsmaßzahlen für die fünf Jahre von 1953 bis 1957 vertreten. I n diesen Jahren war die Sterblichkeit i n den Altersklassen der 15- bis 45jährigen ziemlich konstant. I n den höheren Altersklassen ist sie zwar leicht angestiegen, doch scheinen sich die sterblichkeitserhöhenden Faktoren bereits 1958 wieder etwas abgeschwächt zu haben. Jedenfalls liegen die Sterbeziffern 1958 für die oberen Altersklassen wieder etwas niedriger als vorher. Für die Zukunft ist w o h l eher m i t einer schwachen Fortsetzung dieser Tendenz als mit einer Erhöhung zu rechnen. Einschneidende Änderungen der Erwachsenensterblichkeit sind künftig wohl nur dann zu erwarten, wenn die gegenwärtige Gefährdung durch den Kraftfahrzeugverkehr weitgehend beseitigt w i r d oder wenn neue Heilmittel und -methoden gegen Herz- und Kreislauferkrankungen oder gegen Krebs gefunden werden. W i l l man mit Hilfe von Alternativ- oder Prognosemodellen abschätzen, welche Auswirkungen ein weiterer möglicher Sterblichkeitsrückgang auf die Finanzlage der Rentenversicherungen hat, so w i r d man dafür ganz bestimmte und i m einzelnen begründete Annahmen machen müssen, ζ. B. eine Reduktion der tödlichen Unfälle auf ein D r i t t e l des heutigen Stands, ein Gleichbleiben der Herz-, Kreislauf- und Krebssterblichkeit auf dem Stand von 1958/59, einen allgemeinen Sterblichkeitsrückgang auf das bisher niedrigste Niveau i n sämtlichen Altersklassen oder auf den Stand i n einem anderen Land m i t besonders

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

niedriger Sterblichkeit (ζ. B. Schweden). Dagegen ist es wenig sinnvoll, den bisherigen Verlauf einfach zu extrapolieren, noch etwa ebenso mechanisch eine fünf- oder zehnprozentige Abnahme der Sterblichkeit einheitlich i n allen Altersklassen zu unterstellen. c) Die Berechnung der Sterbewahrscheinlichkeiten Bei den vorstehenden Betrachtungen über die Sterblichkeitsentwicklung i n Deutschland haben w i r uns zur Messung der Sterblichkeit fast ausschließlich m i t besonderen Sterbeziffern begnügt. Diese sind zwar m i t mancherlei Unsicherheiten und Ungenauigkeiten behaftet, sie stehen aber für einen großen Zeitraum und meist auch spezifiziert nach Geschlecht, Alter und Todesursache zur Verfügung oder können doch auf Grund des amtlichen Quellenmaterials so berechnet werden. Diese Vorzüge überwogen die Mängel bei weitem, solange es uns nur darum ging, die gröbsten Entwicklungslinien und die sie hauptsächlich bestimmenden Faktoren aufzudecken. Auch eine wechselnde Gebietsabgrenzung (Reichsgebiet, Bundesgebiet ohne und einschließlich Saarland) hat den allgemeinen Überblick nicht wesentlich beeinträchtigt. Bei der Aufstellung der Absterbeordnung selbst ist das jedoch anders. U m zu einer auch methodisch einwandfreien Absterbeordnung zu gelangen, müssen w i r jetzt versuchen, für die genannten Jahre und für das Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin einjährige Sterbewahrscheinlichkeiten zu beschaffen. Solche Sterbewahrscheinlichkeiten sind bisher nicht berechnet worden. Das Statistische Bundesamt veröffentlicht zwar seit einiger Zeit behelfsmäßige Sterbetafeln für jeweils zwei aufeinanderfolgende Kalenderjahre 4 3 , diese sind für unsere Zwecke aber nicht geeignet 44 , ganz abgesehen davon, daß zu Beginn der vorliegenden Untersuchung noch keine von ihnen zur Verfügung stand. So blieb nur die Möglichkeit, die erforderlichen Sterbewahrscheinlichkeiten aus dem amtlichen Quellenmaterial eigens für unseren Zweck zu berechnen. Die methodische Grundlage dafür bildete die am Ende des zweiten Kapitels entwickelte Definition der kalenderjahrbezogenen Sterbewahrscheinlichkeit : Zahl der Angehörigen des Geburtsjahrgangs g, die i m Kalenderjahr χ gestorben sind Z a h l der Überlebenden des Geburtsjahrgangs g a m Anfang des Kalenderjahrs χ 43 S t B A : Abgekürzte Sterbetafel 1957/58, WiSta. 1960, S. 274 ff.; Sterbetafel 1958/59 nach Geschlecht u n d Todesursachen, WiSta. 1961, S. 164 ff.; Sterbetafel 1959/60, WiSta. 1962, S. 21 if. 44 Sie basieren auf Sterbeziffern, geben jeweils n u r die Wahrscheinlichkeit dafür an, i m L a u f des nächsten Altersjahrfünfts zu sterben u n d gelten alle für einen anderen Zeitraum als den hier ausgewählten.

Β . Entwicklung einer Absterbeordnung

121

Dem Risiko, während des Kalenderjahres χ i m Bundesgebiet (ohne Saarland und Berlin) zu sterben, waren aber nicht nur diejenigen Angehörigen des Jahrgangs g ausgesetzt, die am Anfang des Kalenderjahres χ i m Bundesgebiet lebten, sondern auch diejenigen, die erst während des Kalenderjahres χ i n das Bundesgebiet zugezogen sind, bei gleichmäßiger Verteilung der Zuzüge über das Jahr i m Durchschnitt freilich nur ein halbes Jahr lang. Andererseits unterlagen aber auch die Fortgezogenen nur ein halbes Jahr lang diesem Risiko. Korrekterweise mußte deshalb der Nenner noch um den halben Wanderungsüberschuß des Jahrganges g i m Kalenderjahr χ vergrößert werden. Die so definierte Sterbewahrscheinlichkeit war zu berechnen für beide Geschlechter, für alle Geburtsjahre (g) von etwa 1860 bis 1956 und für die Beobachtungsjahre (x) 1953, 1954, 1955, 1956 und 1957. Eines besonderen Ansatzes bedurfte außerdem noch die Wahrscheinlichkeit, bereits i m Geburtsjahr zu sterben, weil es hier keinen Anfangsbestand, sondern nur Zugänge während des Jahres gibt. Da aber die Höhe dieser „Säuglingssterblichkeit" für unser Modell so gut wie keine Bedeutung hat und sie außerdem um die Zeit der Rentenreform noch i n starker Abnahme begriffen war, konnte von allen Verfeinerungen abgesehen werden. Als Wahrscheinlichkeit, bereits i m Geburtsjahr zu sterben, wurde deshalb einfach der Quotient Z a h l der i m Kalenderjahr χ Geborenen und i m selben Jahr wieder Gestorbenen Z a h l der i m Kalenderjahr χ Geborenen

verwendet. A n statistischen Unterlagen waren nunmehr für jedes der Kalenderjahre von 1953 bis 1957, i n der räumlichen Abgrenzung „Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin" und i n der Gliederung nach Geschlecht und Geburtsjahr notwendig: die Zahl der Geborenen, die Zahl der Gestorbenen, der Wanderungsüberschuß und der Bevölkerungsbestand am Jahresanfang. Über die Gewinnung dieser Zahlen aus dem amtlichen Quellenmaterial ist i m Anhang A unter Ziffer 1 ausführlich berichtet. Die größte Schwierigkeit bestand dabei darin, eine durchgehend vergleichbare Reihe von Bevölkerungsbestandszahlen nach Geschlecht und Geburtsjahr zu bekommen. I n den amtlichen Statistiken findet sich eine solche Reihe nicht. Das Statistische Bundesamt hat i m Jahr 1956 die frühere (an die Volkszählung vom 13. 9.1950 anknüpfende) Fortschreibungreihe unterbrochen, weil sich die Zahlen als zu hoch erwiesen hatten, und m i t dem 31.12.1957 (im Anschluß an die Ergebnisse der Wohnungszählung vom 25. 9. 1956 und einigen weiteren Statistiken) eine neue Reihe

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

begonnen 45 . Es erschien deshalb für unseren Zweck geboten, die ursprüngliche Reihe i n der Gliederung nach Geschlecht und Geburtsjahr bis zum 31. 12. 1957 fortzuschreiben, die Ergebnisse den für diesen Stichtag veröffentlichten Zahlen gegenüberzustellen und die frühere Reihe vom 1. 1. 1953 bis zum 1. 1. 1957 entsprechend zu korrigieren. M i t Hilfe der gewonnenen Bestands- und Ereigniszahlen konnten am Ende die Sterbewahrscheinlichkeiten des Modells berechnet werden. Sie sind i n Tabelle 1/1 (Anhang B) zusammengestellt. Abgesehen von den unteren Alters jähren, für die nur die Werte von 1957 herangezogen wurden, sind es durchweg ungewogene Mittelwerte aus den Sterbewahrscheinlichkeiten für die einzelnen Kalenderjahre von 1953 bis 1957. Einen Vergleich m i t den entsprechenden Sterbe Wahrscheinlichkeiten aus früheren allgemeinen deutschen Sterbetafeln vermittelt Abbildung 4. Die von uns berechneten Werte nehmen i m ganzen gesehen einen ähnlichen Verlauf wie die früheren, bewegen sich aber auf einem i m allgemeinen tieferen Niveau. Zweimal werden allerdings die Sterbewahrscheinlichkeiten von 1949/51 überschritten: das erste Mal nur für ein kurzes Stück um das 21. Lebensjahr herum, das zweite Mal oberhalb des 53. Lebensjahres bis ins hohe Alter hinein. Auffällig ist außerdem der starke Sterblichkeitsrückgang zwischen dem 22. und 28. Lebensjahr, der aber schon i n der Sterbetafel von 1924/26 einen Vorgänger hatte. I n Abbildung 4 ist außerdem durch eine punktierte Linie angedeutet, wie die Sterbewahrscheinlichkeiten von 1953/57 verlaufen würden, wenn w i r die ursprüngliche Fortschreibungsreihe der Bevölkerungsbestandszahlen nicht korrigiert hätten. Die Unterschiede sind überhaupt nur auf einer verhältnismäßig kurzen Strecke zeichnerisch darstellbar und zeigen an, daß die tatsächlichen Veränderungen der Sterblichkeit seit 1950 weit größer waren als die möglichen Fehler der Fortschreibung. Bedenkt man außerdem noch, daß auch Volkszählungsergebnisse niemals ohne Fehler sind und daß andere Erhebungen von Zeit zu Zeit eine Überprüfung der Fortschreibungsergebnisse erlauben, dann ist es i n der Tat heute nicht mehr gerechtfertigt, Sterbetafeln nur noch unmittelbar i m Anschluß an eine Volkszählung zu berechnen m i t der Begründung, nur eine solche Berechnung sei genau. Genau ist weder die eine noch die andere Berechnung. Die Entwicklung der Sterblichkeit i n ihren Grundzügen läßt sich aber an Hand von Sterbetafeln, die auf Fortschreibungsergebnissen basieren, heute praktisch ebensogut erkennen wie an Hand von Sterbetafeln, die i m Anschluß an Volkszählungen berechnet worden sind 4 6 . 45 Siehe Fürst, Gerhard u n d Mitarbeiter: Die Bevölkerungszahl der B u n desrepublik Deutschland, WiSta. 1957, S. 466 ff. u n d S t B A : Die Bevölkerung nach A l t e r u n d Familienstand Ende 1957, WiSta. 1959, S. 130 ff. 4 6 Die neueste, f ü r 1960/62 berechnete und i m J u l i 1964 veröffentlichte a l l gemeine Sterbetafel (vgl. WiSta. 1964, S. 396* f.) bestätigt diese Auffassung. I h r e Sterbewahrscheinlichkeiten liegen — zumindest i n den mittleren und

Β . Entwicklung einer Absterbeordnung

123

100000 foche Werte ( log. Moßstob)

.

Abb. 4: Sterbewahrscheinlichkeiten nach den allgemeinen deutschen Sterbetafeln (1871/81 bis 1949/51) u n d nach der hier durchgeführten Berechnung (1953/57) Gebiet: Reichs- bzw. Bundesgebiet, jeweiliger Gebietsstand. Quelle: bis 1949/51 StBRD Bd. 75, S. 25; 1953/57 berechnet nach StBRD Bd. 122, 147, 173, 194 und 228 und Bevölkerungsforschreibung nach Anhang A, Ziffer 1.

höheren Altersstufen — nahe bei den hier berechneten. E t w a v o m 35. bis zum 55. u n d dann wieder v o m 75. Lebensjahr an liegen sie leicht darunter u n d i m dazwischenliegenden Bereich knapp darüber. (Bei diesem Vergleich ist die halbjährige Phasenverschiebung zwischen kalenderjahrbezogenen u n d lebensjahrbezogenen Sterbewahrscheinlichkeiten zu berücksichtigen.)

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

I I I . Die Berechnung der Absterbeordnung Die Aufstellung der Absterbeordnung m i t Hilfe der festgelegten Sexualproportion der Geborenen sowie der alters- und geschlechtsspezifischen Sterbewahrscheinlichkeiten bedarf jetzt keiner eingehenden Erörterung mehr. Zuerst wurde die Sexualproportion der Geborenen in eine Anteilsziffer umgerechnet. Eine Sexualproportion der Geborenen von 106,5 ist gleichbedeutend mit einem Anteil der Knaben an der Gesamtzahl aller Geborenen von 106,5

2 ^

= 0,515 738

Daraus ergab sich die Aufteilung unseres Modelljahrgangs in 515 738 männliche und 484 262 weibliche Modellpersonen, die alle i m Modellkalenderjahr 0 ins Leben treten. Diese Geborenenzahlen wurden zuerst mit der „Wahrscheinlichkeit, bereits i m Geburtsjahr zu sterben" multipliziert. So entstanden die absoluten Zahlen der i m Modellkalenderjahr 0 Gestorbenen. Diese wurden von den Geborenenzahlen abgezogen. Das Ergebnis waren die beiden Überlebendenzahlen am Beginn des Modellkalenderjahrs 1. Durch Multiplikation mit der „Wahrscheinlichkeit, i m Alter 1 zu sterben" ergaben sich die Zahlen der i m Alter 1 Gestorbenen, die wieder von der Zahl der Überlebenden am Anfang des Kalenderjahrs 1 abgezogen wurden usw. Die vollständige Absterbeordnung ist als Tabelle I I / l (Anhang B) wiedergegeben. Bemerkenswert an dieser Ablaufordnung sind für uns vor allem die folgenden Daten. Von den Personen, die am Anfang des Alters 15 noch leben, erreichen beim männlichen Geschlecht 69 vH, beim weiblichen 80 v H ein Alter von 65 Jahren. Von den 65jährigen Männern werden dann wiederum 82 v H 70 Jahre, 34 v H 80 Jahre und etwas mehr als 3 v H 90 Jahre alt. Von den 65jährigen Frauen erreichen die gleichen Altersjahre 87 vH, 41 v H bzw. etwas mehr als 5 vH. 1949/51 lagen die entsprechenden Prozentsätze größtenteils, vor allem bei den Männern, sogar noch um einiges darüber.

C. Zweite Teiluntersuchung: Entwicklung einer Ablaufordnung nach dem Familienstand I. Programm und allgemeiner Überblick über die wesentlichen Bestimmungsfaktoren der Heirats- und Scheidungsgewohnheiten 1. Programm für die zweite Teiluntersuchung

Unsere nächste Aufgabe besteht darin, die Absterbeordnung für den männlichen Teil unseres Modell jahrgangs weiter auszugestalten zu

C. Entwicklung einer A b a u f Ordnung nach dem Familienstand

1

einer Ablauf Ordnung nach dem Familienstand 1 . Es gilt deshalb jetzt, auf dem Wege empirischer Einzeluntersuchungen statistische Maßzahlen zu finden, i n denen die u m die Zeit der Rentenreform beim männlichen Geschlecht als normal anzusehenden Heirats- und Scheidungsgepflogenheiten und die als typisch zu betrachtenden Unterschiede i n der Sterblichkeit der verschiedenen Familienstandsgruppen möglichst treffend zum Ausdruck kommen. Diese Maßzahlen sollen dann dazu dienen, i m Modell festzulegen, wie viele Männner i n jedem Alters jähr zum ersten Mal eine Ehe eingehen, wie viele geschieden werden und wie viele ihre Frau durch den Tod verlieren, wie viele verwitwete und wie viele geschiedene Männer wieder heiraten und wie sich die männlichen Gestorbenen nach dem Familienstand verteilen. Außerdem sollen die empirisch gewonnenen Maßzahlen auch noch zu Modellannahmen darüber führen, i n welchem Alter jeweils die Ehefrauen dieser Männer des Modelljahrgangs stehen bzw. standen. I m Zuge dieser Berechnungen w i r d sich dann auch die Aufteilung der Männer jedes Alters jahrs in Ledige, Verheiratete, Verwitwete und Geschiedene ergeben einschließlich einer Aufteilung der Verheirateten nach dem Alter ihrer Ehefrauen. Von wirklich entscheidender Bedeutung für unseren Untersuchungszweck ist freilich nicht die i n dieser Weise differenzierte FamilienstandsAblaufordnung i n ihrer Gesamtheit, sondern nur ein begrenzter Ausschnitt daraus, nämlich die Zahl der i n jedem Alters jähr als Verheiratete gestorbenen Männer, verbunden mit der Altersgliederung der von ihnen hinterlassenen Witwen. Diese Informationen haben aber einen so wesentlichen Einfluß auf die Modellergebnisse, daß sie nicht zu entbehren sind und auch nicht nur behelfsmäßig geschätzt werden dürfen; denn von ihnen hängt maßgeblich die Zahl, die Höhe und die Bezugsdauer der Witwenrenten ab. Sie können aber auch nicht für sich allein systematisch entwickelt werden, sondern nur i m Zusammenhang mit der gesamten vorgesehenen Ablaufordnung. Diese Ablaufordnung m i t all ihren Details hat aber auch noch einen anderen Zweck. Aus ihr w i r d sich später, wenn der gedankliche Übergang zur Modellbevölkerung vollzogen ist, die entsprechende Ablaufordnung für das weibliche Geschlecht ableiten lassen, die ihrerseits die Voraussetzung dafür ist, um auch den Wegfall von Witwenrenten und auch die Witwenrentenabfindungen zu berechnen und die wichtigsten A n nahmen über die Erwerbstätigkeit der Frauen i m Modell nachtragen zu können. Sie w i r d außerdem zeigen, ob die Annahmen über die Heiratsund Scheidungsgepflogenheiten des männlichen Geschlechts bei der veränderten Geschlechts- und Altersstruktur des Modells überhaupt realistisch sind. ι Siehe dazu 2. Kapitel, Β I I I .

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

U m das gesteckte Ziel zu erreichen, brauchen w i r i n erster Linie geeignete Maßzahlen für die Häufigkeit von Eheschließungen lediger, verwitweter und geschiedener Männer und für die Häufigkeit von Ehescheidungen, jeweils i n Abhängigkeit vom Alter des Mannes. Die Häufigkeit von Ehelösungen durch Tod der Ehefrau ergibt sich aus dem Modell von selbst, wenn für jedes Alter des Mannes die Alters Verteilung der Ehefrauen, die w i r ohnehin noch brauchen, und die Sterbewahrscheinlichkeiten dieser Frauen bekannt sind. Statistische Unterlagen über die Altersverteilung der Ehefrauen gibt es nur für die Männer i m Zeitpunkt der Eheschließung. Wenn allein auf Grund dieser Informationen die entsprechende Altersverteilung auch für den jeweiligen Bestand an verheirateten Männern entwickelt werden soll, so sind bestimmte Annahmen über die Altersverteilung der Ehefrauen bei den Ehelösungen notwendig. Bei den Ehescheidungen und den Ehelösungen durch Tod des Mannes soll deshalb stets diejenige Alters Verteilung der Ehefrauen angenommen werden, die der jeweilige Bestand an Ehen gerade aufweist. Bei den Ehelösungen durch Tod der Frau ergibt sich diese Verteilung dagegen durch die Anwendung altersspezifischer Sterbewahrscheinlichkeiten für verheiratete Frauen auf den jeweiligen Bestand von selbst. Wie dies alles i m einzelnen vor sich geht, w i r d später noch genau gezeigt werden. Jetzt genügt es, lediglich festzuhalten, daß i m Rahmen der zweiten Teiluntersuchung neben den Eheschließungs- und Ehescheidungshäufigkeiten der Männer auch eine Verteilung der eheschließenden Männer jedes Altersjahrs nach dem Alter der Frau oder — was auf dasselbe hinausläuft — nach dem Altersunterschied zwischen den Ehegatten empirisch gewonnen werden muß. Die letzte Gruppe statistischer Verhältniszahlen, die Gegenstand der zweiten Teiluntersuchung sein müssen, betrifft die Sterblichkeit der verschiedenen Familienstandsgruppen, die von der Gesamtsterblichkeit bei gleichem Alter und Geschlecht durchweg, zum Teil sogar erheblich abweicht. Da w i r die Gesamtsterblichkeit für alle Alters jähre und beide Geschlechter bereits i m Verlauf der ersten Teiluntersuchung ermittelt haben, begnügen w i r uns jetzt damit, die Abweichungen davon, also die Über- und Untersterblichkeit der Ledigen, Verheirateten, Verwitweten und Geschiedenen durch Meßziffern i n Ansatz zu bringen. Da die Gesamtsterbewahrscheinlichkeit bei gegebenem Alter und Geschlecht stets der gewogene Durchschnitt der vier familienstandsspezifischen Sterbewahrscheinlichkeiten ist, dürfen allerdings nur für jeweils drei der vier Familienstandsgruppen solche Meßziffern verwendet werden. Dies soll hier sowohl für die Männer als auch für die Frauen geschehen. Damit ist endgültig klargestellt, welche Arten von Abhängigkeitsrelationen w i r zur Erweiterung der i m ersten Teil erstellten Absterbe-

C. Entwicklung einer A b a u f Ordnung nach dem Familienstand

1

Ordnung zu einer Ablaufordnung nach dem Familienstand brauchen. Es sind dies Verhältniszahlen für 1. die Häufigkeit von Eheschließungen lediger Männer, 2. die Häufigkeit von Eheschließungen verwitweter und geschiedener Männer, 3. die Häufigkeit von Ehescheidungen verheirateter Männer, 4. die Verteilung der Eheschließungen nach dem Altersunterschied der Ehegatten, — alles i n Abhängigkeit vom Alter des Mannes — 5. die relativen Abweichungen der familienstandsspezifischen Sterblichkeit von der Gesamtsterblichkeit, — i n Abhängigkeit von Geschlecht und Alter —. Den empirischen Einzeluntersuchungen zur Gewinnung all dieser Verhältniszahlen sollen nun wieder — ähnlich wie bei den Untersuchungen über die Sexualproportion der Geborenen und über die Sterblichkeit — einige allgemeine Betrachtungen über die Bestimmungsfaktoren und die bisherige Entwicklung der Heirats- und Scheidungsgewohnheiten vorangestellt werden. 2. Die wesentlichen Bestimmungsfaktoren der Heirats- und Scheidungsgewohnheiten

M i t den beiden Ereignisarten „Eheschließung" und „Ehescheidung" setzt sich die Folge der bisher diskutierten demographischen Erscheinungen „Sexualproportion der Geborenen" und „Bevölkerungssterblichkeit" i n einer eigentümlichen und bemerkenswerten Weise fort. Die Sexualproportion der Geborenen ist — wie w i r gesehen haben — i m wesentlichen ein Ergebnis des freien Spiels der Natur. Der von gewissen sozialen Verhaltensänderungen ausgehende und gewiß nicht zu leugnende Einfluß auf die Höhe der Sexualproportion der Geborenen ist i n seinem quantitativen Effekt nur gering. Der Verlauf der Sterblichkeit vom niedrigsten bis zum höchsten Lebensalter erfährt seine typische Gestaltung ebenfalls durch die allgemeinen biologischen Gesetze vom Werden und Vergehen alles Lebens; doch hängt die tatsächliche Häufigkeit der Sterbefälle i n allen Altersklassen schon i n recht vielfältiger Weise und nicht mehr ganz geringem Ausmaß auch vom bewußten menschlichen Tun und Lassen ab. Eheschließungen und Ehescheidungen sind demgegenüber i n allererster Linie die unmittelbare Konsequenz bewußter, speziell auf dieses Ziel h i n gerichteter Willensentscheidungen. Hier hängt nicht nur, wie bei der Sterblichkeit, der Zeitpunkt des Ereignisses vom menschlichen Verhalten ab, sondern seine Realisierung überhaupt. Nicht jeder heiratet, selbst wenn er ein hohes Alter erreicht, und nur die wenigsten werden jemals geschieden.

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

Trotz dieser auslösenden Bedeutung, die den individuellen und bewußten Willensentscheidungen für die Häufigkeit von Eheschließungen und Ehescheidungen zukommt, ist der Einfluß der Natur freilich auch hier offensichtlich. Er w i r k t , wenn auch nur indirekt über die Gefühlsund Wertkonstellationen, die das Handeln lenken, sowohl auf die Häufigkeit, mit der die Menschen überhaupt heiraten oder sich scheiden lassen, als auch auf das Lebensalter, i n dem dies vorzugsweise geschieht. Gegenüber der Sexualproportion der Geborenen und der Bevölkerungssterblichkeit besteht also insoweit kein prinzipieller, aber doch ein bemerkenswerter gradueller Unterschied. Genauer besehen sind es vor allem drei grundlegende Tatsachen, die der Entwicklung der Eheschließungs- und Ehescheidungshäufigkeit heute und bei uns i h r Gepräge geben. Erstens. Die menschliche Natur drängt alle Individuen nach Erlangung der physischen Reife zur Vereinigung m i t dem anderen Geschlecht, zur Familienbildung und später zur dauerhaften Familienerhaltung. Zweitens. Die zur Förderung und Sicherung dieses natürlichen Bestrebens geschaffene rechtliche Institution ist die Ehe. Infolge der Allgemeinheit und Beständigkeit der sie tragenden religiösen, ethischen, traditionsbezogenen und gesellschaftlichen Werte ist die Neigung, i m Laufe des Lebens überhaupt eine Ehe einzugehen, außerordentlich stark verbreitet und über die Zeit hinweg nur wenig veränderlich, ebenso die Neigung, den Bestand der Ehe zu erhalten. Von größeren sozialen Wandlungen und gesellschaftlichen Krisenerscheinungen bleibt allerdings vor allem die Häufigkeit von Ehescheidungen nicht unberührt. Das Alter, i n dem die Ehen vorzugsweise geschlossen werden, ist weitgehend abhängig von rechtlichen und sonstigen gesellschaftlichen Normen. Auch insoweit dominiert eine große zeitliche Beständigkeit, eingeschränkt nur durch vorübergehende Schwankungen und nachhaltige Verschiebungen von begrenztem Ausmaß. Drittens. Die Ehe ist nicht nur eine biologische und eine gesellschaftliche Gemeinschaft, sondern auch eine wirtschaftliche. Eheschließungsund Ehescheidungshäufigkeit und noch mehr das übliche, häufigste Heiratsalter hängen deshalb auch wesentlich mit davon ab, welches Einkommen und welche wirtschaftliche Sicherheit die heiratsfähigen Menschen als Voraussetzung für eine Ehe ansehen. Von Einfluß ist deshalb auch die allgemeine Wirtschaftslage und die erwartete konjunkturelle Entwicklung. Auch i n dieser Hinsicht ist heute mit einer beachtlichen Beständigkeit zu rechnen, wenn man von Kriegen, Wirtschaftskrisen usw. absieht. Allmähliche, kontinuierliche Veränderungen, vor allem Verschiebungen i m häufigsten Heiratsalter sind jedoch möglich, und sogar naheliegend.

C. Entwicklung einer A b a u f Ordnung nach dem Familienstand

19

Zu diesen drei grundlegenden Bestimmungsgründen der Heirats- und Scheidungshäufigkeit treten zahlreiche weitere natürliche und soziale Einflußfaktoren, wie der Anteil gebrechlicher, heiratsunfähiger Personen i n den einzelnen Jahrgängen, soziale Umschichtungen, Verschiebungen i m Altersaufbau und dem Geschlechterverhältnis i m heiratsfähigen Alter, die staatliche Familienpolitik, Veränderungen i n den normalen Ausbildungszeiten usw. Alles i n allem sind also gewisse Regelmäßigkeiten und Stabilitäten der Eheschließungs- und Ehescheidungshäufigkeiten sicher zu erwarten. Daneben werden aber immer wieder auch Veränderungen zu beobachten sein, meist i n engen Grenzen, oft kontinuierlich, i n aller Regel aus der konkreten historischen Situation heraus erklärbar. Die Tatsache, daß Eheschließungen und Ehescheidungen durch Willensentscheidungen herbeigeführt werden und daß i m Zusammenhang m i t wirtschaftlichen und sozialen Vorgängen leicht vorübergehende Verschiebungen i n den Eheschließungs- und Ehescheidungshäufigkeiten auftreten können, hat zur Folge, daß die „Verbundenheit" zwischen den hier interessierenden Verhältniszahlen sehr groß ist, daß insbesondere die Eheschließungsziffern für einen bestimmten GeburtsJahrgang i n aufeinanderfolgenden Kalenderjahren i n ihrer Höhe stark voneinander abhängen. Daraus resultiert ein ernst zu nehmendes Hindernis für unser Bestreben, mit Hilfe empirischer Verhältniszahlen aus einem begrenzten Zeitraum solche Größen i n Ansatz zu bringen, die für diese Zeit als wirklich normal gelten können. 3. Statistischer Überblick über die Heirats- und Scheidungsgewohnheiten im Deutschen Reich und in der Bundesrepublik

Bevor w i r für die Häufigkeit aller den Familienstand ändernden eignisse konkrete Zahlenansätze ermitteln, die um das Jahr 1957 einigermaßen normal gelten können, sei noch auf einige statistisch kennbare Wesenszüge i n den Heirats- und Scheidungsgewohnheiten letzten Jahre und Jahrzehnte hingewiesen 2 .

Erals erder

Von vereinzelten Ausnahmen abgesehen sind entsprechend den bürgerlich-rechtlichen Vorschriften 3 die jüngsten eheschließenden Männer stets 18, die jüngsten eheschließenden Frauen 16 Jahre alt. I n den darauf folgenden Alters jähren steigt die Heiratshäufigkeit rasch an. Bei den Männern ist — wiederum i m Zusammenhang m i t den Rechtsvorschriften — der Anstieg besonders stark unmittelbar nach Vollendung des 21. Lebensjahres. 2 Siehe dazu StDR Bde. 336, 360, 393, 423, 441, 495, H. 1 u. 2, 517, H. 2 u. 3; StBRD Bde. 62, 63, 83, 101, 122, 147, 173, 194, 228, 252; S t B A : Fachserie A, Reihe 2. 3 § 1 Ehegesetz v o m 6. 7. 1938, RGBl. Teil I, S. 807. 9 Grohmann

1

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

Das Maximum der Heiratshäufigkeit 4 der Männer lag früher i m Deutschen Reich ziemlich gleichbleibend bei 25 Jahren. Zeitweise war es auch auf 26 Jahre gestiegen (ζ. B. 1933). Seit 1950 ist dagegen die Heiratshäufigkeit der 24jährigen Männer am größten, und man kann sogar von einer noch weiteren Senkung des „häufigsten Heiratsalters" sprechen, weil sich die Heiratshäufigkeit der 23jährigen mehr und mehr der der 24jährigen nähert und sie sogar schon einmal (1958) überschritten hat. Das „häufigste Heiratsalter" der Frauen lag zu jeder Zeit etwa 2 bis 3 Jahre unter dem der Männer und beträgt gegenwärtig 21 Jahre. Jenseits ihres Maximums geht die Heiratshäufigkeit lediger Personen stetig zurück und nimmt nach dem 30. und besonders nach dem 40. Lebensjahr nur noch sehr kleine Werte an. Das Eingehen von Erst-Ehen konzentriert sich also auf einen verhältnismäßig kurzen Lebensabschnitt. Von allen ledigen Männern, die heute i n die Ehe eintreten, stehen rund zwei Drittel i m Alter von 21 bis unter 28 Jahren. Mehr als 80 v H sind unter 30, mehr als 95 v H unter 40 Jahre alt. Von den weiblichen Erst-Heiratenden hatten i n letzter Zeit sogar 98 v H das 40. Lebensjahr noch nicht vollendet. Früher waren die entsprechenden Prozentsätze etwas niedriger. M i t der wachsenden Neigung, schon i n jungen Jahren zu heiraten, ist die Neigung, i m Laufe des Lebens überhaupt zu heiraten, größer geworden. Das zeigen die folgenden Zahlen. 1910 waren knapp 10 v H der 40bis unter 45jährigen Männer noch ledig, zwischen den beiden Weltkriegen waren es 7 bis 8 v H und 1957 weniger als 6 vH. Die Ledigenquoten der über 65jährigen betrugen vor dem ersten Weltkrieg über 6 vH, zwischen beiden Weltkriegen 5 bis 6 v H und 1957 knapp 4V2vH. Immerhin sind auch diese Veränderungen nicht allzu groß. Die entsprechenden Prozentsätze bei den Frauen liegen durchweg höher, sie sind aber — wenigstens heute — als nicht normal anzusehen, weil viele Frauen wegen der Kriegsverluste an Männern keine Möglichkeit hatten, zu heiraten. Viel seltener als die Erst-Heiraten sind naturgemäß die Wiederverheiratungen verwitweter und geschiedener Personen. 1957 ζ. B. war bei jeder 7. Eheschließung der Mann bereits einmal verheiratet gewesen und bei jeder 10. Eheschließung die Frau. Gemessen am Bestand an Verwitweten und Geschiedenen ist die Wiederverheiratungshäufigkeit aber 4 Wenn hier von „häufigstem Heiratsalter" gesprochen w i r d , ist nicht das Alters j ä h r gemeint, i n dem während des betreffenden Kalenderjahrs die absolut größte Z a h l an eheschließenden Männern bzw. Frauen stand, sondern dasjenige Alters jähr, i n dem die Zahl der Eheschließenden je 100 Männer bzw. Frauen am größten war. N u r so läßt sich erreichen, daß das „häufigste Heiratsalter" nicht von der unterschiedlichen Stärke der einzelnen Jahrgänge beeinflußt w i r d . Außerdem sei noch einmal darauf hingewiesen, daß m i t Alters j ä h r hier stets die Differenz zwischen Ereignis- u n d Geburtsjahr gemeint ist.

C. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach dem Familienstand

131

doch, besonders bei den 20- bis unter 40jährigen, erstaunlich hoch. Sie beträgt jährlich etwa 30 v H der am Jahresanfang vorhandenen verwitweten und 40 v H der am Jahresanfang vorhandenen geschiedenen Männer. M i t zunehmendem Alter geht sie zwar stetig zurück, aber doch viel langsamer als die Heiratshäufigkeit der Ledigen. Die Wiederverheiratungshäufigkeit der Frauen ist geringer als die der Männer. Eine starke und nachhaltige Veränderung hat i n den letzten Jahrzehnten nur die Ehescheidungshäufigkeit erfahren, interessanterweise übrigens nicht kontinuierlich, sondern stufenweise. Die Zahl der Ehescheidungen je 10 000 Einwohner lag bis zum Ende des ersten Weltkriegs unter 3, zwischen 1920 und 1933 um 6, i n der Folgezeit bis zum zweiten Weltkrieg zwischen 7 und 9. Nach dem zweiten Weltkrieg stieg sie vorübergehend auf 15 bis 19, bewegt sich aber schon seit einigen Jahren wieder auf dem Vorkriegsniveau, genauer: u m 8,2. Das Verhältnis zwischen der Zahl der Eheschließungen und der Zahl der Ehescheidungen beträgt heute rund 11 :1. II. Empirische Einzeluntersuchungen zur Gewinnung der Modellansätze 1. Die Häufigkeit von Eheschließungen lediger Männer

Die Häufigkeit von Eheschließungen lediger Männer bildet den wichtigsten Baustein des Modells, der i m Rahmen dieser Teiluntersuchung gewonnen werden muß. Dabei kommt es vor allem darauf an, die Zahl der überhaupt heiratenden ledigen Männer möglichst treffend i n Ansatz zu bringen, während die genaue Bestimmung des Alters, i n dem die ErstHeiraten erfolgen, nicht ganz von derselben Bedeutung ist. Die Zahl der ledigen Männer, die i n den einzelnen Alters jähren eine Ehe eingehen, hängt hauptsächlich vom jeweiligen Bestand an ledigen Männern des betreffenden Alters und von deren Heiratsneigung unter den gegebenen wirtschaftlichen und sozialen Verhältnissen ab. Daß daneben auch die Besetzung und Heiratsneigung der entsprechenden Frauenjahrgänge eine Rolle spielt, soll hier — wie auch sonst bei der Berechnung statistischer Verhältniszahlen zur Messung der Heiratshäufigkeit üblich — vorerst nicht weiter berücksichtigt werden. I n der statistischen Methodenlehre gilt die alters-, geschlechts- und familienstandsspezifische Heiratswahrscheinlichkeit von der Form Z a h l der Eheschließungen lediger Männer während des i - t e n Lebensjahres Z a h l der ledigen Männer, die i n das i - t e Lebensjahr eingetreten sind

als die korrekteste Maßzahl zur Kennzeichnung der Heiratsgewohnheiten. Die erforderlichen empirischen Daten dafür werden i n einem Beobachtungszeitraum von zwei oder drei Jahren gewonnen. Derartige Heiratswahrscheinlichkeiten sollten nach allgemeiner Auffassung auch 9!

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

eigentlich die Grundlage bei der Berechnung von Heiratstafeln bilden. Andere Maßzahlen werden demgegenüber allenfalls als Hilfs- oder Ersatzgrößen anerkannt 5 . Die methodische Vollkommenheit dieser „H^iratsWahrscheinlichkeiten" zur Kennzeichnung der auf längere Sicht normalen Heiratsgewohnheiten erweist sich jedoch bei näherem Zusehen als recht zweifelhaft. Aus der Tatsache, daß Eheschließungen durch Willensentscheidungen herbeigeführt werden, folgt, daß i m Zusammenhang m i t wirtschaftlichen und sozialen Vorgängen leicht vorübergehende Änderungen der Eheschließungshäufigkeiten auftreten können, die u. U. i n allen Altersklassen i n die gleiche Richtung gehen. Verwendet man solche Verhältniszahlen zur Aufstellung einer Ablaufordnung, so muß dies zu unrealistischen Ergebnissen führen, weil dann gewissermaßen unterstellt wird, daß die zeitweilig für alle Jahrgänge besonders hohen oder besonders niedrigen Ziffern auch für ein und denselben Jahrgang nacheinander i n dieser außergewöhnlichen Höhe wirksam werden könnten. Das ist aber keinesfalls möglich; denn die Eheschließungshäufigkeiten für einen bestimmten Geburtsj ahrgang i n aufeinanderfolgenden Jahren sind untereinander verbundene Größen, d. h. sie sind voneinander abhängig. War die Heiratshäufigkeit für einen bestimmten Geburtsj ahrgang i n einem Jahr oder i n einigen Jahren außergewöhnlich hoch, so kann sie nicht auch i n allen folgenden Jahren außergewöhnlich hoch sein; die „vorweggenommenen" Eheschließungen werden vielmehr i n späteren Jahren zu einem Rückgang der Eheschließungshäufigkeit unter das normale Niveau führen 6 . I n dem hier interessierenden Zeitabschnitt, etwa von 1953 bis 1959 dürften infolge der günstigen wirtschaftlichen Entwicklung aller Erfahrung nach nicht nur diejenigen geheiratet haben, die den bis dahin für normal gehaltenen Heiratsgepflogenheiten entsprechend sozusagen „an der Reihe" waren, sondern i n größerer Zahl auch schon Angehörige jüngerer Jahrgänge, und schließlich auch solche, die unter den unsicheren wirtschaftlichen und politischen Verhältnissen der Jahre vorher eine Eheschließung bewußt noch aufgeschoben hatten. Die zeitliche Vorverlegung vieler Eheschließungen kommt ζ. B. i n der leichten Senkung des häufigsten Heiratsalters und i n der verstärkten Konzentration der Eheschließungen auf jüngere Alters jähr e zum Ausdruck, von denen schon die Rede war. Die Verbundenheit zwischen den Heiratshäufigkeiten für denselben Geburtsj ahrgang i n auf einanderf olgenden Kalenderjahren w i r d bei der s Vgl. z. B. Deneffe, Peter: Die Bevölkerungsentwicklung. Eine S. 43 ff. und S. 48 ff.; Mackenroth, tingen, Heidelberg 1953, S. 86 f. β Vgl. z.B. Winkler, W i l h e l m : statistik, Wien 1948, S. 65.

Berechnungen über die künftige deutsche vergleichende Darstellung. Leipzig 1938, Gerhard: Bevölkerungslehre, Berlin, GötGrundriß

der Statistik I I , Gesellschafts-

C. Entwicklung einer A b a u f r d n u n g nach dem Familienstand

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üblichen Aufstellung einer Heiratstafel aber völlig ignoriert. Die für die verschiedenen Geburts- (und damit Alters-)jahrgänge i m selben Zeitraum, ζ. B. in einem Kalenderjahr, festgestellten Heiratswahrscheinlichkeiten werden so miteinander verknüpft, als seien sie ganz unabhängig davon, wieviele Angehörige dieser Jahrgänge bereits in den vergangenen Kalenderjahren geheiratet haben. Sie werden praktisch so behandelt, als seien sie für ein und denselben Geburtsjahrgang in aufeinanderfolgenden Kalenderjahren festgestellt worden. Dennoch hat der Verfasser zu Beginn der vorliegenden Untersuchung, als noch keine Ledigen- oder Heiratstafel für die Bundesrepublik vorlag, den Versuch unternommen, eine solche Tafel nach der herkömmlichen Methode für die Jahre 1953 bis 1957 aufzustellen 7 . Das Ergebnis war erwartungsgemäß höchst unrealistisch. Wegen der i n dieser Zeit — besonders i n den jüngeren Alters jähren — außergewöhnlich hohen Heirats Wahrscheinlichkeiten ergab sich beispielsweise für die 40 jährigen Männer eine Ledigenquote von nur 2,5 vH. Die tatsächliche Ledigenquote der 40- bis 44jährigen Männer lag dagegen Ende 1957 bei 5,3 v H 8 . Die erhebliche Differenz gewinnt sogar noch an Gewicht, wenn man bedenkt, daß die tatsächliche Ledigenquote der Männer dieses Alters 1957 an sich schon ungewöhnlich niedrig war, weil i n den Jahrgängen um 1915 ein hoher Frauenüberschuß besteht. Bei früheren Zählungen war sie nie kleiner als 7 v H gewesen. Dieses Ergebnis wurde i m wesentlichen bestätigt, als das Statistische Bundesamt kurz darauf eine Ledigentafel für das Jahr 1958 veröffentlichte 9 . Die Ledigenquote betrug danach bei den 40jährigen Männern auch nur etwas mehr als 3 vH, bei den über 65jährigen Männern sogar nur 1,2 vH. Das sind Prozentsätze, die nach allen bisherigen Erfahrungen i n Deutschland auch künftig nicht erreicht werden dürften, ganz besonders wenn man daran denkt, daß nach unserer Absterbeordnung bis zum Alter von 53 Jahren i n jedem Alter die Männer zahlreicher sind als die Frauen. Damit dürfte hinlänglich erwiesen sein, daß die Heiratshäufigkeiten i n der Zeit um 1957 nicht als „normale", für längere Zeit real vorstellbare Größen angesehen werden können und daß sie deshalb auch für unseren Modellansatz nicht geeignet sind. Wenn das aber so ist, dann stellt sich sofort die Frage nach einem anderen, besseren Ansatzpunkt zur Aufstellung einer Heiratstafel für die ledigen Männer unseres 7 Die dazu benötigte Familienstandsgliederung der männlichen Bevölkerung am Anfang der fünf Beobachtungsjähre wurde durch eine Fortschreibung der Familienstandsgliederung von 1950 bis h i n zur Familienstandsgliederung von 1957 gewonnen. 8 StBRD Bd. 198, S. 92. 9 v. Randenborgh, Horst: Berechnung einer Heiratstafel für Ledige, WiSta. 1960, S. 262 ff.

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

Modell jahrgangs. U m sie beantworten zu können, müssen w i r uns erst noch einmal etwas konkretere Vorstellungen vom Ausmaß und von der Entwicklung der Eheschließungshäufigkeit i n der Zeit um 1957, wenigstens in den Lebensjahren von 18 bis 35 oder 40, verschaffen. Dabei verwenden w i r diesmal eine Maßzahl, die den Vorzug hat, die genaue Kenntnis der absoluten Zahl der Ledigen i n den einzelnen Altersjahren nicht vorauszusetzen und i m einfachsten Fall wie folgt definiert ist: Z a h l der Eheschließungen lediger Männer i m A l t e r i Z a h l aller Männer, die i n das A l t e r i eingetreten sind

Diesmal stehen also nicht nur die ledigen, sondern alle männlichen Personen des betreffenden Alters i m Nenner. Die nach dieser Formel errechneten Zahlen geben an, wie viele von 1000 der am Anfang eines Kalenderjahrs i n das A l t e r i eingetretenen Männer während dieses Kalenderjahrs i n den Ehestand getreten sind. Angenommen, es gäbe bis etwa zum 40. Lebensjahr überhaupt keine Sterbefälle, so würden sie zugleich auch besagen, wie viele von 1000 i n das heiratsfähige Alter eingetretenen Personen i n einem bestimmten Alter i geheiratet haben. Eine solche Information ist zumindest dann recht aufschlußreich, wenn man sie für alle Altersjahre von 18 bis etwa 35 oder 40 nebeneinander zur Verfügung hat. Die gleiche Information läßt sich auch gewinnen, wenn man von der Sterblichkeit nicht absieht, sondern sie folgendermaßen berücksichtigt. Aus der Sterbetafel ist bekannt, wie viele von 1000 i n das heiratsfähige Alter (18 Jahre) eingetretenen männlichen Personen das Alter i erreichen. (Bei i = 19 sind es z. B. 999, bei i = 20 noch 997 usw., bei i = 35 noch 936.) Multipliziert man nun den Quotienten der obenstehenden Formel statt m i t 1000 m i t dieser Überlebendenzahl, so hat man genau die gesuchte Verhältniszahl. Sie gibt an, wie viele von 1000 ursprünglich einmal i n das heiratsfähige Alter eingetretenen Männern jeweils i m Alter i (i = 18, 19, 20 . . . ) als Ledige geheiratet haben. Diese Angaben sind i n Tabelle 5 für die Kalenderjahre 1953 bis 1959 und für alle Altersjahre i = 18 bis 35 enthalten. Vergleicht man i n dieser Tabelle zunächst einmal die für die einzelnen Alters jähre i n den auf einanderf olgenden Kalenderjahren errechneten (und jeweils i n derselben Zeile stehenden) Zahlen, so zeigt sich jetzt ganz deutlich die Tendenz, daß i m Lauf der Zeit i n immer jüngerem Alter geheiratet wurde. Die Zahl der m i t 19, mit 20 und m i t 21 Jahren heiratenden Männer (von jeweils 1000, die einmal ins heiratsfähige Alter eingetreten waren) ist von Jahr zu Jahr größer geworden. Dagegen sind i n derselben Zeit — wie man sieht — die entsprechenden Zahlen für die 28- bis 35jährigen ständig zurückgegangen. 10

i = Differenz zwischen Eheschließungs- u n d Geburtsjahr.

C. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach dem Familienstand

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Tabelle 5 Von ursprünglich 1000 in das Alter 18 eingetretenen Männern desselben Jahrgangs, deren Uberlebende am Anfang des Jahres χ in das Alter i eingetreten waren, heirateten während dieses Jahres als L e d i g e . . .

\ i

X 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 zus.

1953

1954

1955

1956

1957

1958

1959

1 6 20

1 8 23 70 93 113 119 117 102 89 73 60 49 38 31 25 20 16

1 7 24 69 94 113 118 113 101 86 72 57 46 37 28 22 19 15

1 8 25 72

84 70 56 43 34 26 21 16 14

1 9 27 85 92 110 119 111 102 80 67 52 42 31 25 19 16 14

1047

1022

1013

1002

63

1 6 20 64

85 99 109 106 99 91 79 67 59 48 40 30 25 20

103 109 106 96 86 76 64 54 44 35 28 22 18

1 7 22 65 90 108 115 109 99 86 73 62 51 41 33 26 21 17

1047

1018

1026

86

96

115 120 113 99

Gebiet: Bis 1957 Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin, 1958 und 1959 einschließlich Saarland. Quelle: Berechnet auf Grund folgender Unterlagen: StBRD Bde. 122, 147, 173, 194, 228, 252; StBA: Fachserie A, Reihe 2, Jg. 1959; Bevölkerungsfortschreibung nach Anhang A, Ziffer 1; StBRD Bde. 198, 245.

Die gegenläufige Bewegung ist aber wiederum nicht so stark, daß dadurch die Heiratshäufigkeiten i n einem beliebigen Kalenderjahr (Querschnitt) eventuell auch als die eines einzigen Geburtsjahrgangs (Längsschnitt) vorstellbar wären. Betrachten w i r dazu eine beliebige Spalte der Tabelle 5, ζ. B. die für 1958. Wenn dies die Zahlen für einen einzigen Geburtsjahrgang wären, müßten also von je 1000 ins heiratsfähige Alter eingetretenen männlichen Personen dieses Jahrgangs i n den folgenden Jahren 1, 8, 25, 72 usw. Personen heiraten. Bis zum 35. Lebensjahr wären dies aber mehr als 1000 und damit mehr, als ursprünglich überhaupt vorhanden waren. Da das unmöglich ist, ist nochmals und endgültig klargestellt, daß eine auf Grund einer „Querschnittsbetrachtung" errechnete Ablaufordnung für unsere Zwecke ungeeignet ist.

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

Das Ergebnis ist diesmal freilich nur deshalb so eindeutig ausgefallen, weil w i r Heiratshäufigkeiten nach einer von der üblichen abweichenden Formel berechneten, indem w i r i m Nenner nicht nur die Zahl der jeweils noch ledigen, sondern die Zahl aller Männer des betreffenden Alters berücksichtigten. Hätten w i r die übliche Formel zur Berechnung von Heiratswahrscheinlichkeiten benutzt, so wäre der Mangel der Ergebnisse nicht so klar erkennbar gewesen. Setzt man nämlich die Heiratswahrscheinlichkeit i m Alter i etwas zu hoch an, so ergibt sich zwangsläufig ein zu kleiner Anfangsbestand an Ledigen i m Alter i + 1. Multipliziert man dann diesen zu kleinen Anfangsbestand wieder m i t einer etwas zu großen Heiratswahrscheinlichkeit für das Alter i + 1, so ist der Fehler schon nicht mehr ganz so groß. Selbst bei beträchtlich überhöhten Heiratswahrscheinlichkeiten kann deshalb niemals der Fall eintreten, daß der Ledigenbestand völlig verschwindet oder überhaupt nicht ausreicht, wie es bei unserer Überprüfung der Fall war. Der Fehler w i r d also reduziert, er bleibt in vermindertem Maße aber dennoch bestehen. Die Zahlen der Tabelle 5 zeigen nun aber auch noch etwas anderes. Sie lassen nämlich deutlich erkennen, warum die „Querschnittbetrachtung" nicht zu einer brauchbaren Ablaufordnung führen kann. Wenn ζ. B. von ursprünglich 1000 18jährigen eines Jahrgangs, wie i n der Spalte für 1958 angegeben, 72 männliche Personen als 21jährige, 96 als 22jährige usw. heiraten, so werden kaum — wie i n derselben Spalte verzeichnet — auch noch 99 als 26jährige eine Ehe eingehen; denn diese letztgenannte Zahl ergab sich für einen Jahrgang, von dem fünf Jahre vorher, also m i t 21 Jahren nicht 72, sondern nur 63 geheiratet haben und vier Jahre vorher, also mit 22 Jahren nicht 96, sondern nur 86. Die Mangelhaftigkeit der auf eine Querschnittbetrachtung ζ. B. für das Jahr 1958 gegründeten Ablauf Ordnung beruht also darauf, daß i n den Altersstufen zwischen 25 und 35 Jahren noch Eheschließungen „nachgeholt" wurden, die bereits früher erfolgt wären, wenn die Heiratsgewohnheiten des Jahres 1958 schon längere Zeit vorher bestanden hätten. I n Zeiten, i n denen merkliche Veränderungen der Heiratsgewohnheiten i m Gange sind, dürfen also tatsächlich keinerlei Heiratshäufigkeiten, auch nicht die als methodisch besonders korrekt angesehenen „Heiratswahrscheinlichkeiten" nach der üblichen Definition dazu benutzt werden, eine Heiratstafel aufzustellen. Sie haben dann eben gerade nicht den Charakter von „Wahrscheinlichkeiten" für den normalen oder den künftigen Ablauf und sind als Abhängigkeitsrelationen ungeeignet. Der einzige Weg, um überhaupt eine einigermaßen zutreffende Kenntnis von den um 1957 als normal anzusehenden Heiratshäufigkeiten zu gewinnen, ist deshalb eine Beobachtung der einzelnen Geburtsjahr-

C. Entwicklung einer A b a u f Ordnung nach dem Familienstand

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gänge über eine Reihe von Jahren hinweg, d. h. also der Heiratshäufigkeiten, die i n Tabelle 5 jeweils in einer Diagonalen stehen (wirkliche Längsschnitte). Obwohl der Zeitraum von sieben Jahren für eine solche Betrachtung etwas zu kurz ist, w i r d doch deutlich, daß von Jahrgang zu Jahrgang die Heiratshäufigkeit i n den unteren Alters jähren zunimmt, i n den höheren dagegen zurückgeht, daß also eine anfänglich niedrige Heiratshäufigkeit später durch eine entsprechend höhere ausgeglichen wird, während umgekehrt auf hohe Heiratshäufigkeiten i n verhältnismäßig jungen Jahren entsprechend niedrigere i n den späteren folgen oder doch künftig zu erwarten sind. Und diesmal, bei der wirklichen Längsschnittbetrachtung, vollzieht sich tatsächlich ein gewisser Ausgleich innerhalb der üblichen Heiratsperiode eines jeden Jahrgangs. Das läßt sich ganz gut überprüfen, wenn man die Maßzahlen der Tabelle 5 auch noch für einige Jahre früher berechnet und sie dann — soweit möglich — für die einzelnen Geburts jahrgänge schrittweise kumuliert. Dann nähern sich nämlich diese kumulierten Werte für jeweils gleiche Alters jähre bei verschiedenen Geburtsjahrgängen — zumindest nach dem 25. Lebensjahr — einigermaßen einander an. Man kann deshalb wohl m i t einigem Recht vermuten, daß i n diesen kumulierten Heiratshäufigkeiten die jeweils herrschende Heiratsneigung ihren treffendsten Ausdruck findet. Wie auch immer die tatsächliche Heiratshäufigkeit i n der zurückliegenden Zeit gewesen sein mag, durch ein Aufschieben, Nachholen oder Vorwegnehmen von Eheschließungen w i r d in allen Jahrgängen die Zahl der vom 18. Lebensjahr an insgesamt geschlossenen Ehen und damit praktisch zugleich das Verhältnis zwischen NochLedigen und Nicht-mehr-Ledigen bei jedem Geburtsjahrgang auf einen Stand gebracht, der der gegenwärtigen Heiratsfreudigkeit am besten entspricht. Somit bilden die tatsächlichen Ledigenquoten von 1957 den relativ besten Ausgangspunkt für die Anlage einer Heiratstafel i n unserem Modell, einen besseren jedenfalls als es Heirats Wahrscheinlichkeiten im üblichen Sinne sein könnten. Sie sind nicht ein Ersatz für diese aus Mangel an hinreichend genauen statistischen Unterlagen, sondern ihnen aus sachlichen Erwägungen heraus vorzuziehen. Ihre Verwendung für unseren Zweck ist darüber hinaus auch noch deswegen besonders angebracht, weil es uns letztlich gar nicht so sehr auf die Eheschließungen als solche und das übliche Eheschließungsalter ankommt, sondern vielmehr auf die Zahl der überhaupt jemals heiratenden Männer; denn davon vor allem hängt ab, wie viele Witwenrenten die soziale Rentenversicherung einmal zu gewähren hat. Die Gründe, die für die Bevorzugung der empirischen altersspezifischen Ledigenquoten sprechen, entfallen naturgemäß von dem Alter an, i n dem die Heiratshäufigkeiten nicht mehr durch die für die Jahre 1953 bis 1959 charakteristischen Änderungen der Heiratsgewohnheiten

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

(größere Neigung zu früher Heirat) beeinflußt werden, also etwa vom 40. oder 45. Leben jähr an. Während nämlich i m üblichen Heiratsalter unterlassene bzw. aufgeschobene Eheschließungen bei günstiger w i r t schaftlicher Entwicklung rasch nachgeholt werden, ist damit kaum noch zu rechnen, wenn einmal das 40., 50. oder 60. Lebensjahr überschritten ist. I n diesen Altersstufen sind deshalb die empirischen Ledigenquoten eines bestimmten Beobachtungsjahrs für den Modellansatz nicht mehr geeignet. Dies erweist sich sehr deutlich übrigens auch daran, daß diese Ledigenquoten m i t zunehmendem Alter ζ. T. wieder größer werden. 1957 ζ. B. waren unter den 45- bis 49jährigen Männern noch 4,6 v H ledig, unter den 55- bis 59jährigen aber 4,9 vH, unter den 60- bis 64jährigen waren es wieder nur 3,6 vH, unter den 65- bis 69jährigen aber wieder 4,1 v H 1 1 . I m Lebensablauf eines einzelnen Jahrgangs kann dagegen die Ledigenquote m i t zunehmendem Alter nur sinken oder stagnieren (wenn man von Wanderungsbewegungen und von Sterblichkeitsunterschieden der verschiedenen Familienstandsgruppen absieht). Aus diesen Gründen wurde der endgültige Modellansatz i n folgender Weise gewonnen. Zuerst wurden die Ledigenquoten von Ende 1957, die nur für fünfjährige Altersgruppen vorliegen, i n einem Koordinatensystem dargestellt und bis zum Alter von 42 Jahren durch einen glatten Linienzug ausgeglichen (Siehe Abbildung 5).

Abb. 5: Ledige je 1000 männliche Personen gleichen Alters 1

Deutsches Reich 17. 5.1939 Bundesrepublik 31.12.1957 Ledigentafel für die Bundesrepublik 1958 Modellansatz

Gebiet: Reichs- bzw. Bundesgebiet, jeweiliger Gebietsstand. Quelle: StJb 1941/42; S. 24; StBRD Bd. 198, S. 92 und Bd. 252, S. 37.

« StBRD Bd. 198, S. 92.

C. Entwicklung einer A b a u f r d n u n g nach dem Familienstand

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Bei dieser graphischen Ausgleichung war daran zu denken, daß m i t der Abnahme der Ledigenquote von Alters jähr zu Alters jähr sogleich auch die Zahl der Eheschließungen und damit auch die „Eheschließungswahrscheinlichkeiten" i m Modell für die betreffenden Alters jähre festgelegt wurden. U m auch dafür von vornherein einen möglichst realistischen Verlauf sicherzustellen, erfolgte die graphische Ausgleichung soweit wie möglich unter Verwendung der Zahlenwerte, die sich ergeben, wenn man die „Heiratshäufigkeiten" i n den Diagonalen der Tabelle 5 kumuliert. (Einige Diagonalreihen mußten zu diesem Zweck vorher über den linken Rand der Tabelle hinaus ergänzt werden.) Zum Vergleich sind auch noch die Ledigenquoten von 1939 mit eingezeichnet worden, die für einzelne Altersjahre vorliegen. (Die Ledigenquoten von 1950 sind wegen der noch zu geringen zeitlichen Entfernung vom Kriegsende für einen solchen Vergleich ungeeignet.) A m Ende des Kalenderjahrs, i n dem der Modelljahrgang das 42. Lebensjahr vollendet, erreicht der ausgeglichene Verlauf der Ledigenquoten von 1957 genau den Wert, der i n Wirklichkeit Ende 1957 bei den 40- bis 44jährigen festgestellt worden ist. Von da an wurden zwar auch weiterhin Ledigenquoten durch einen glatten Linienzug festgelegt, nun jedoch nicht mehr m i t Rücksicht auf die empirischen Ledigenquoten von Ende 1957, sondern fast parallel zum Verlauf der Ledigenquoten aus der Ledigentafel von 1958 (die auf empirischen Heiratshäufigkeiten basiert), jedoch so, daß sich auch i m höheren Alter möglichst realistisch erscheinende — und jedenfalls nicht zu kleine Werte ergeben. Die einzelnen numerischen Werte des gesamten Linenzuges sind als endgültige Modellansätze i n Spalte 1 der Tabelle 1/2 (Anhang B) zusammengestellt. 2. Die Häufigkeit von Eheschließungen verwitweter und geschiedener Männer

Die Wiederverheiratungshäufigkeit der Männer dürfte ebenso wie die Häufigkeit von Erst-Ehen männlicher Personen während der Zeit des raschen wirtschaftlichen Aufstiegs i m großen und ganzen zugenommen haben, wenn auch keine genauen Unterlagen darüber vorhanden sind 1 2 . Man kann deshalb einem schematischen Ansatz von Wiederverheiratungswahrscheinlichkeiten grundsätzlich m i t demselben Einwand begegnen, wie w i r ihn gegen den Ansatz von Eheschließungswahrscheinlichkeiten lediger Personen gerade erst erhoben haben. Es erscheint deshalb wünschenswert, auch hier nach einer Methode zu suchen, die der gegebenen Sachlage besser gerecht w i r d als die Verwendung von Ehe12 Es fehlt v o r allem an Unterlagen über die absolute Z a h l der v e r w i t w e t e n u n d geschiedenen Männer. I n der für eine Berechnung von Wiederverheiratungshäufigkeiten eigentlich wünschenswerten Gliederung nach einzelnen Alters jähren werden diese Zahlen n u r i m Anschluß an Volkszählungen ermittelt.

1

Drittes Kapitel: Entwicklung einer A b l a u f r d n u n g

schließungshäufigkeiten. Das ist diesmal jedoch erheblich schwieriger. Während nämlich der Bestand an ledigen Männern eines bestimmten Geburtsjahrgangs zwischen dem 18. und dem 45. Lebensjahr wesentliche Veränderungen nur durch Eheschließungen erfährt 1 3 und der Rückgang der Ledigenquote von Alters jähr zu Alters jähr deshalb immerhin einen brauchbaren Anhaltspunkt zu bieten vermag, wechseln die Personenkreise der Verwitweten und Geschiedenen fortwährend durch neue Sterbefälle verheirateter Frauen und Ehescheidungen auf der einen und durch Wiederverheiratungen und Sterbefälle von Witwern und Geschiedenen auf der anderen Seite. Familienstandsquoten könnten deshalb hier nur dann weiterhelfen, wenn man sie für die einzelnen Geburts jahrgänge über mehrere Kalenderjahre hinweg verfolgen könnte, was aber aus statistischen Gründen nicht möglich ist. Und selbst dann wäre die Lösung unbefriedigend. I n den Altersstufen nämlich, in denen die Wieder Verheiratungen dominieren (über 40), stehen heute den unverheirateten Männern infolge der männlichen Kriegsverluste ungewöhnlich viele unverheiratete Frauen gegenüber, so daß allein aus diesem Grund weder die empirischen Wiederverheiratungshäufigkeiten noch die empirischen Verwitweten- und Geschiedenenquoten als normal gelten können. Nun ist jedoch die absolute Zahl der Wiederverheiratungen, verglichen mit der der Erst-Eheschließungen nicht sonderlich groß und deshalb für das Modell i m ganzen wohl auch nicht so bedeutungsvoll. W i r werden deshalb trotz der methodischen Bedenken der Einfachheit halber mit empirischen Wiederverheiratungshäufigkeiten auszukommen versuchen. Es bleibt dann lediglich festzuhalten, daß es sich dabei vermutlich um Maximalwerte handelt, die bei normalem Altersaufbau und normalem Geschlechterverhältnis möglicherweise um einiges unterschritten würden. Die Gewinnung empirischer Wiederverheiratungshäufigkeiten der Formel Z a h l der Eheschließungen v e r w i t w e t e r bzw. geschiedener Männer i m A l t e r i Z a h l der v e r w i t w . bzw. gesch. Männer, die i n das A l t e r i eingetreten sind

nach

^

aus dem amtlichen Quellenmaterial bereitet zwar auch noch einige Schwierigkeiten; sie ist aber doch zumindest näherungsweise möglich. Die Unterlagen gestatten sogar eine getrennte Berechnung für Verwitwete und Geschiedene (Näheres siehe Anhang A, Ziffer 2). Die Ergebnisse sind i n Abbildung 6 graphisch dargestellt. (Bei der Darstellung 13 Außer den Wanderungsbewegungen gibt es keinen Zugang, u n d der Abgang durch Sterbefälle ist vergleichsweise gering.

C. Entwicklung einer A b a u f r d n u n g nach dem Familienstand

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war zu berücksichtigen, daß die jeweils zu einer Altersgruppe zusammengefaßten Personen Anfang 1957 noch um ein Jahr jünger waren als Anfang 1958.)

Abb. 6: Eheschließungen verwitweter und geschiedener Männer i m A l t e r i je 1000 v e r w i t w e t e bzw. geschiedene Männer gleichen Alters am Anfang des Kalenderjahres 1957

1958

Modellansatz

Gebiet: 1957 Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin, 1958 einschließlich Saarland. Quelle: Berechnet nach StBRD Bd. 228, S. 42 f., Bd. 252, S. 66 f., Bd. 198, S. 81 f. u. 89, Bd. 228, S. 55 ff. und 69, Bd. 218, S. 58 f.

Trotz der Unsicherheit der Berechnungsgrundlagen zeigen die Ergebnisse eine überraschende Regelmäßigkeit. Der Verlauf ließ sich daher graphisch so ausgleichen, daß zwei kontinuierliche Kurven entstanden, aus denen die für das Modell wünschenswerten, nach Altersjahren differenzierten WiederverheiratungsWahrscheinlichkeiten abgelesen werden konnten. Die Unsicherheit der Werte für die Alters jähre bis 40 hat praktisch kaum eine Bedeutung, weil i n diesen Alters jähr en

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

die absolute Zahl der Wiederverheiratungen noch sehr klein ist. Die Zusammenstellung der endgültigen Modellansätze findet sich i n den Spalten 2 und 3 der Tabelle 1/2 (Anhang B). 3. Die Häufigkeit von Ehescheidungen

Die Ehescheidungen sind noch etwas weniger zahlreich als die Wiederverheiratungen. Für sie gilt deshalb ebenso wie für diese: W i r können sie nicht einfach beiseite lassen, sondern müssen ihnen i m Modell einen festen Platz einräumen; auf letzte Genauigkeit kommt es dabei aber nicht an. Es genügt, wenn sie i m Modell nach Häufigkeit und Altersverteilung ungefähr so stark berücksichtigt werden, wie es den realen Verhältnissen um das Jahr 1957 entspricht. Allerdings ist zu beachten, daß bei den Ehescheidungen erhebliche Veränderungen immer i m Bereich des Möglichen liegen. Bei der Sexualproportion der Geborenen, der Sterblichkeit und selbst bei der Eheschließungshäufigkeit ist der Einfluß der natürlichen und der langfristig beständigen sozialen Faktoren so stark, daß Schwankungen, Umbrüche und nachhaltige Veränderungen größeren Ausmaßes eigentlich kaum vorstellbar sind. Für die Ehescheidungshäufigkeit sind dagegen schon geringe Wandlungen i n den Auffassungen über Ehe und Familie, Veränderungen der Wirtschaftslage und ähnliche Dinge so sehr mitbestimmend, daß stärkere Schwankungen nicht ausgeschlossen werden können. Tatsächlich hat auch die Ehescheidungshäufigkeit seit 1910 relat i v große Veränderungen erfahren. Sie ist seitdem auf fast das Vierfache gestiegen, vorübergehend hat sie sogar das Achtfache betragen. Wenn solche Veränderungen möglich und i n ihrem Ausmaß kaum voraussehbar sind, ist die Treffsicherheit des ersten Modellansatzes nicht so entscheidend, das Bedürfnis nach Alternativrechnungen freilich umso größer. Nach diesen Erwägungen erübrigt es sich, alle denkbaren Ansatzpunkte für geeignete Abhängigkeitsrelationen i m einzelnen durchzudiskutieren. Es dürfte hier offenbar genügen, alters- und familienstandsspezifische Ehescheidungswahrscheinlichkeiten i n Ansatz zu bringen, zu deren Berechnung die Zahl der i m Alter i geschiedenen Männer auf die Zahl der i n das A l t e r i eingetretenen verheirateten Männer bezogen w i r d 1 4 . Diese Quotienten lassen sich für die Jahre 1957, 1958 und 1959 14 Bei eingehenden Untersuchungen über die Ehescheidungshäufigkeit k o m men als weitere meßbare Einflußgrößen i n Betracht: das Eheschließungsalter des Mannes und der Frau, die Altersdifferenz der Ehegatten, die bisherige Ehedauer, das Ehescheidungsalter der Frau u n d die Kinderzahl. Den einen oder anderen dieser Faktoren i m vorliegenden Modell zu berücksichtigen, erscheint jedoch bei der Rolle, die die Ehescheidungen i m Gesamtmodell spielen, nicht gerechtfertigt. Das Modell w ü r d e dadurch nur überflüssigerweise kompliziert werden. Außerdem fehlten zum T e i l auch die dazu benötigten statistischen Unterlagen.

C. Entwicklung einer A b a u f r d n u n g nach dem Familienstand

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berechnen, allerdings auch wieder nur für fünfjährige Altersgruppen. Doch gibt es diesmal eine noch einfachere Lösung, die mindestens ebenso gut vertretbar erscheint und zugleich eine Rechnung für einzelne Altersjahre gestattet. Da nämlich die Verheiratetenquoten der Männer i m Modell kaum bemerkenswert von denen i n der Realität abweichen werden, kann auch die Zahl der i m A l t e r i geschiedenen Männer unmittelbar auf die Zahl aller i n das Alter i eingetretenen Männer (zuzüglich des halben Wanderungsüberschusses) bezogen werden. Die dazu erforderlichen Zahlen sind für eine längere Reihe von Kalenderjahren und für alle Altersjahre verfügbar. Dies wiegt den methodischen — praktisch kaum spürbaren — Mangel sicher bei weitem wieder auf. Die so definierten Verhältniszahlen wurden zunächst für die Jahre 1955 bis 1958 berechnet. Frühere Jahre einzubeziehen war zwecklos, weil damals die Ehescheidungshäufigkeiten noch höher lagen als es den Verhältnissen u m 1957 entsprach. Die Ergebnisse dieser Rechnung sind in Tabelle 6 zusammengestellt. Tabelle 6 Ehescheidungen je 1000 männliche Personen gleichen Alters am Anfang des Kalenderjahres 1955 bis 1958

Alter

1955

1956

1957

20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42

0,1 0,2 0,7 1,6 2,6 3,4 4,2 4,9 5,0 5,1 5,4 5,6 5,5 5,2 5,0 5,2 5,2 5,5 5,1 4,8 4,5 4,5 4,3

0,0 0,2 0,7 1,6 2,3 3,4 4,0 4,5 4,7 5,3 5,5 5,1 5,3 5,0 5,2 4,7 5,1 4,7 5,1 4,6 4,5 4,2 3,9

0,0 0,2 0,8 1,7 2,7 3,4 4,0 4,6 4,9 5,0 5,3 5,5 5,3 5,0 5,0 4,7 4,8 4,9 4,5 4,8 4,2 4,4 4,1

Alter

1955

1956

1957

4,2 4,0 3,7 3,6 3,2 3,2 2,8 2,5 2,4 2,2 1,9 1,9 1,7

3,7 3,7 3,5 3,1 3,1 2,9 2,7 2,5 2,2 2,0 1,8 1,5 1,5

3,8 3,5 3,3 3,3 2,9 2,8 2,6 2,5 2,3 1,9 1,9 1,6 1,6

1,3

>1,2

' 1,2

}« 14,6

43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61-65

0,8

0,7

0,7

0,7

14,3

66 u. d.

0,2

0,2

0,2

0,1

1958 0,0 10,6 12,3 1 4,0 (4,7 15,3 J 5,3 J 5,0 }4,

1958 13,7 13,3 1 3,1 J 2,7 12,3 11,8 11,5 } 1,2 }l,l

Gebiet: bis 1957 Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin, 1958 einschließlich Saarland. Quelle: Berechnet auf Grund folgender Unterlagen: StBRD Bde. 173, 194, 228, 252 (Geschiedene Ehen nach Geburtsjahr bzw. Alter der Ehegatten); Bevölkerungsforschreibung nach Anhane A. Ziffer 1; StBRD Bd. 198, S. 83.

1

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f r d n u n g

Schon auf den ersten Blick fällt hier eine erstaunliche Regelmäßigkeit auf. Die Werte für 1955 liegen noch etwas höher als die der späteren Jahre. Ab 1956 ist ein Trend aber nicht mehr erkennbar. Überträgt man die Werte für 1956 bis 1958 i n ein Diagramm, so ergeben sich dort drei dicht beieinander liegende Wertefolgen, die sich mühelos ausgleichen lassen. Die Werte der Ausgleichslinie sind als die gesuchten Modellansätze i n der Spalte 4 der Tabelle 1/2 (Anhang B) verzeichnet. 4. Die Verteilung der Eheschließungen nach dem Altersunterschied der Ehegatten in Abhängigkeit vom Alter des Mannes

W i l l man die Verteilung der Eheschließungen nach dem Altersunterschied der Ehegatten für jedes einzelne Alters jähr des Mannes empirisch ermitteln, so ist dazu die Aufgliederung der absoluten Zahl der Eheschließungen gleichzeitig nach dem Alter beider Ehegatten notwendig. Man bekommt dann eine Tabelle von folgender A r t . I n der Vorspalte stehen die Altersjahre des Mannes (i), i n der Kopf spalte die der Frau (j), und i n den einzelnen Tabellenfeldern kann man ablesen, wie viele Männer i m Alter i eine Frau i m Alter j geheiratet haben, und zwar für jede beliebige Alterskombination, die überhaupt vorkam. Für die Bundesrepublik i m ganzen liegen solche Tabellen nur bis zum Jahr 1955 vor, seitdem gibt es sie nur noch für einzelne Bundesländer 15 . Alle diese Tabellen zeigen die gleichen charakteristischen Züge. I n der überwiegenden Mehrzahl ist die Frau bei der Eheschließung um einige Jahre jünger als der Mann. Nur die unter 20jährigen Männer heiraten i n erster Linie gleichaltrige oder ältere Frauen. I m normalen Heiratsalter des Mannes (um 24 Jahre) beträgt der häufigste Altersunterschied zwischen den Ehegatten 2 bis 3 Jahre. M i t zunehmendem Alter des Mannes nimmt er dann immer mehr zu. Unter den Frauen ζ. B., die i m Jahre 1955 m i t 40jährigen Männern eine Ehe eingingen, waren bereits die um 7 Jahre jüngeren am zahlreichsten. Gleichzeitig mit dem häufigsten Altersunterschied wächst auch die Streuung der Altersunterschiede. 1955 waren ζ. B. bei rund zwei Dritteln der mit 24 Jahren heiratenden Männer die Ehefrauen gleichaltrig oder bis zu 4 Jahre jünger, bei zwei Dritteln der mit 40 Jahren heiratenden Männer waren die Ehefrauen dagegen gleichaltrig oder bis zu 12 Jahre jünger. I n Ermangelung neuerer Zahlen für die ganze Bundesrepublik wurde die prozentuale Verteilung der eheschließenden Männer eines jeden Alters jahrs nach dem Alter der Ehefrauen bzw. nach dem Altersunterschied zwischen den Ehegatten aus der Tabelle von 1955 berechnet und nach einer gleich noch zu besprechenden Modifikation dem Modellansatz zugrunde gelegt 16 . Zwar zeigt ein Vergleich der Tabellen von 1952 bis is Siehe ζ. B. StBRD Bd. 122, S. 34* f.; Bd. 147, S. 36 f.; Bd. 173, S. 66 f.; aber Bd. 228, S. 74. 16 StBRD Bd. 173, S. 66 f.

C. Entwicklung einer A b a u f r d n u n g nach dem Familienstand

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1955, daß damals auch i n den Alterskombinationen der Ehegatten gewisse Veränderungen i m Gange waren, die sich vermutlich bis 1957 noch weiter fortgesetzt haben; sie zu berücksichtigen war aber nicht nötig, weil es nur darauf ankam, die Alterskombinationen bei der Eheschließung ungefähr der Wirklichkeit entsprechend zu berücksichtigen. Eine Modifikation der für 1955 berechneten Verhältniszahlen erwies sich aber aus einigen anderen Gründen als notwendig oder zweckmäßig. Die Tabellenwerte für die Alterskombinationen, bei denen die männlichen oder die weiblichen oder beide Eheschließenden einem der Kriegs jahrgänge 1915 bis 1918 angehörten, waren anomal und muß ten i n Anlehnung an die übrige Tabellengestalt erhöht werden. Zweitens mußten alle Tabellenwerte insofern geändert werden, als die Eheschließungen nach Alters jähren i m eigentlichen Sinne ausgezählt sind, w i r dagegen Tabellenwerte für Alters jähre i m Sinne der Differenzen zwischen Eheschließungs- und Geburtsjahr brauchten. Drittens konnten sämtliche Tabellenwerte auf volle Prozent gerundet und die sehr kleinen Zahlen zu vollen Prozenten zusammengezogen werden, weil es nicht auf weitergehende Genauigkeit ankam. Viertens erschien es angebracht, rein zufällige Unregelmäßigkeiten i n der Tabelle zu beseitigen, um sachlich völlig unbegründete Sprünge i m Modell zu vermeiden. So entstand die schließlich in das Modell übernommene Tabelle 1/3 (Anhang B). 5. Die Abweichungen der familienstandsspezifischen Sterblichkeit von der Gesamtsterblichkeit bei beiden Geschlechtern

Schon lange Zeit weiß man, daß die Sterblichkeit der Ledigen, der Verwitweten und der Geschiedenen i n fast allen Altersklassen höher, ζ. T. sogar viel höher ist als die der Verheirateten. I n Deutschland wurde diese Eigentümlichkeit besonders durch drei „Sterbetafeln nach dem Familienstand" für die Zeiträume 1910/11, 1924/26 und 1949/51 augenfällig gemacht 17 . Neuerdings hat das Statistische Bundesamt für 1958 behelfsmäßig besondere Sterbeziffern nach dem Geschlecht, fünfjährigen Altersgruppen (bis 65) und dem Familienstand berechnet, die sich mit den früheren familienstandsspezifischen Sterbewahrscheinlichkeiten einigermaßen vergleichen lassen 18 . Aus all diesen Berechnungen gehen i m wesentlichen die gleichen Eigentümlichkeiten i n der Sterblichkeit nach dem Familienstand hervor. Einen sehr guten Überblick darüber gewinnt man aus einer vom Statistischen Bundesamt veröffentlichten Vergleichsübersicht 19 , i n der u. a. Meßziffern von der folgenden Form enthalten sind: « StDR Bd. 240, S. 128* ff.; Bd. 360, S. 172 ff.; StBRD Bd. 173, S. 100 ff. 18 WiSta. 1960, S. 533 f. und StBRD Bd. 252, S. 22 f. ι» StBRD Bd. 252, S. 46 f. 10 Grohmann

1

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung Sterbewahrscheinlichkeit (Sterbeziffer) der ledigen Männer i m A l t e r i Sterbewahrscheinlichkeit (Sterbeziffer) der Männer insgesamt i m A l t e r i

100 ,

und zwar für alle drei Familienstandsgruppen (Ledige; Verheiratete; Verwitwete und Geschiedene), für beide Geschlechter, für alle Altersjahre i m Abstand von fünf zu fünf Jahren und für die vier oben genannten Zeiträume (1910/11, 1924/26, 1949/51 und 1958). Solche Meßziffern sind außerdem genau diejenigen Maßzahlen, die w i r als Modellansätze noch brauchen, nachdem die Gesamtsterblichkeit für beide Geschlechter und alle Alters jähre i m Modell bereits festgelegt ist. I n Abbildung 7 sind diese Meßziffern für die Zeiträume 1949/51 und 1958 graphisch dargestellt. Die entsprechenden Meßziffernreihen für 1910/11 und für 1924/26 verlaufen i n ihren Grundzügen ähnlich, so daß sich ganz allgemein folgendes feststellen läßt. I

EDIGE

männlich

30

30

40

50

60

70

weiblich

80 J a h r ·

-· 20

30

40

so

60

* 70

SO J a h r ·

VERHEIRATETE

Jahi*

weiblich

Abb. 7: Meßziffern der familienstandsspezifischen Sterblichkeit (Gesamtsterblichkeit bei gegebenem Geschlecht u n d A l t e r = 100) 1949/51 1958 Modellansatz Gebiet: Bundesgebiet ohne Berlin; 1949/51 ohne, 1958 einschl. Saarland. Quelle: StBRD Bd. 252, S. 46 f.

C. Entwicklung einer A b a u f r d n u n g nach dem Familienstand

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Von dem Alter an, i n dem die ersten Eheschließungen vorkommen, erhebt sich die Ledigensterblichkeit mehr und mehr über die Gesamtsterblichkeit hinaus, übersteigt diese relativ am stärksten etwa um das 40. Lebensjahr — bei den Frauen etwas früher — und nähert sich dann allmählich wieder der Gesamtsterblichkeit an; in den höchsten Altersklassen liegt sie sogar darunter. Die Übersterblichkeit der Verwitweten und Geschiedenen ist i n den ersten Alters jähren, in denen Verwitwungen und Ehescheidungen vorkommen, am größten. Sie nimmt dann aber, zuerst rasch, später immer langsamer ab, bis i m höheren Alter die Verwitweten» und Geschiedenensterblichkeit m i t der Gesamtsterblichkeit so gut wie identisch ist. Die Verheiratetensterblichkeit ist durchgehend niedriger als die Gesamtsterblichkeit, am meisten um das 25. Lebensjahr. Trotz dieser Übereinstimmungen i n den allgemeinen Tendenzen liegen die Meßziffernreihen von 1949/51 und von 1958 zum Teil erstaunlich weit auseinander, und zwar sind die Unterschiede immer gerade dort besonders groß, wo die familienstandsspezifische von der allgemeinen Sterblichkeit sehr stark abweicht. Dies ist mit Zufallsfehlern allein — die Werte von 1958 basieren auf einer Stichprobenerhebung — nicht zu erklären. Andererseits erscheint aber auch eine echte Verschlechterung der gesundheitlichen Situation bei den Unverheirateten i n einem solchen Ausmaß kaum glaubhaft. U m unter diesen Umständen dennoch zu begründeten Modellannahmen zu kommen, betrachten w i r zuerst einmal die Ledigensterblichkeit der Männer für sich allein 2 0 . (Für die Sterblichkeit der ledigen Frauen gilt zwar i m wesentlichen das gleiche. Die beispielhaft genannten Zahlen und der am Ende gewonnene Modellansatz betreffen aber allein das männliche Geschlecht.) Trifft die Auffassung zu, daß die Übersterblichkeit der Ledigen die Folge eines Auslesevorgangs ist und zum Teil vielleicht von einer nur kleinen Gruppe körperlich oder seelisch i n ihrer Lebensfähigkeit beeinträchtigter Personen mit von vornherein geringeren Heiratschancen herrührt, so ist der starke Anstieg der Meßziffern der Ledigensterblichkeit zwischen dem 20. und 40. Lebensjahr leicht erklärlich. M i t dem raschen Rückgang der Ledigenquoten i n diesem Lebensabschnitt infolge der zahlreichen Eheschließungen gewinnen die vom Tode stärker Bedrohten unter den Ledigen ein immer größeres Gewicht. Die Umkehr der Tendenz nach dem 40. Lebensjahr dürfte dann zum Teil wohl damit zusammenhängen, daß m i t zunehmendem Alter mehr und mehr Personen, die wegen irgendeines Gebrechens nicht geheiratet haben, tatsächlich vom Tode ereilt worden sind, während andererseits immer weniger durch Heirat aus dem Kreis der Ledigen ausscheiden. Hinzu 20 Vgl. dazu S t B A : Die Sterblichkeit nach dem Familienstand, WiSta. 1960, S. 533. Siehe auch S. 106 f.

18

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

kommt aber noch etwas anderes. Je mehr mit steigendem Alter die allgemeine Bevölkerungssterblichkeit zunimmt, desto weniger können besondere Einflüsse, die m i t dem Familienstand zusammenhängen, noch eine große Übersterblichkeit herbeiführen. Wenn m i t 25 Jahren z.B. 2 v T Personen sterben (im ganzen Bundesgebiet nur einige hundert), dann können schon relativ wenige Todesfälle körperlich schwacher Personen einen merklichen Einfluß auf die Übersterblichkeit der Ledigen haben und selbst eine dreifache Sterblichkeit bei den Ledigen erscheint gar nicht so ungewöhnlich. I m höheren Alter dagegen, wo jährlich 3, 5 oder 10 v H aller am Anfang noch Lebenden vom Tode betroffen werden, ist Ähnliches so gut wie ausgeschlossen. So gesehen findet nicht nur der Verlauf der Meßziffern der Ledigensterblichkeit über alle Altersklassen hinweg eine plausible Erklärung, sondern ebenso auch der auffällige Unterschied zwischen den Meßziffern von 1949/51 und denen von 1958 i n den mittleren Altersklassen. Während dieser Zeit sind nämlich die Ledigenquoten (bei gleichem Alter) stark zurückgegangen, bei den 40jährigen ζ. B. von knapp 10 auf rund 6 v H 2 1 . Die vergrößerten Heiratschancen haben zur Folge gehabt, daß der wesentlich kleiner gewordene Kreis der Ledigen heute eine viel ungünstigere Zusammensetzung nach der körperlichen Konstitution hat, als der vor 10 Jahren. I n den unteren und oberen Altersklassen konnten dagegen kaum so große Veränderungen auftreten, i n den unteren nicht, weil da die Ledigenquoten stets noch sehr hoch sind und i n den oberen nicht, weil da die Ubersterblichkeit kaum noch von der Ledigenquote abhängt. Für unseren Modellansatz ergibt sich daraus die Folgerung, daß für die Altersjahre zwischen 30 und 60 nur die Meßziffern von 1958 Verwendung finden dürfen; denn die Ledigenquoten des Modells stimmen hier mit denen von 1958, nicht aber m i t denen von 1949/51 überein. Daß die Meßziffern von 1958 nur für fünfjährige Altersintervalle und nicht m i t gleicher Zuverlässigkeit ermittelt werden konnten, wie die von 1949/51, muß i n Kauf genommen werden. Anders ist es i n den Altersjahren unter 30 und über 60. Da kann durchaus m i t einigem Recht auch auf die für alle Alters jähre vorliegenden und zuverlässigeren Meßziffern von 1949/51 zurückgegriffen werden. Ähnliche Überlegungen lassen sich auch für die Verwitweten und Geschiedenen beider Geschlechter anstellen. Hier rührt die Übersterblichkeit zwar nicht von einer Gruppe besonders gebrechlicher Personen m i t von vornherein geringeren Heiratsaussichten und hohem Sterberisiko her, doch führen sowohl die Ehescheidungen als auch die Wiederverheiratungen ebenfalls eine Auslesewirkung herbei. Ein wesentlicher Unterschied gegenüber den Verhältnissen bei den Ledigen besteht aller2i StBRD Bd. 252, S. 46.

C. Entwicklung einer A b i auf Ordnung nach dem Familienstand

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dings darin, daß der Anteil der Verwitweten und Geschiedenen an der jeweils gleichaltrigen Gesamtbevölkerung m i t zunehmendem Alter immer größer wird. Deshalb sind die Meßziffern hier zuerst am größten und nehmen m i t zunehmendem Alter rapide ab. Wie bei den ledigen Männern, so kann auch bei den Verwitweten und Geschiedenen beider Geschlechter der Anstieg der Meßziffern zwischen 1949/51 und 1958 auf einen beträchtlichen Rückgang der entsprechenden Familienstandsquoten zurückgeführt werden. So ging ζ. B. der A n teil der Verwitweten und Geschiedenen bei den 40jährigen Männern von 3,6 auf 2,1 vH, bei den 25jährigen Frauen von 1,9 auf 0,9 vH, bei den 40jährigen Frauen interessanterweise aber nur von 13,6 auf 12,9 v H zurück 22 . Hier kommen deshalb bis zum Alter von 65 Jahren bei den Männern und bis zum Alter von 40 Jahren bei den Frauen wieder nur die Meßziffern von 1958 für einen Modellansatz i n Betracht. I m höheren Alter ist wiederum gegen eine Annäherung der Modellannahmen an die Werte von 1949/51 kaum sehr viel einzuwenden. Die Verheiratetensterblichkeit bildet gewissermaßen das Gegenstück zur Sterblichkeit der Unverheirateten. Die Auslesewirkung durch Heirat führt hier zu einer Verminderung des Sterberisikos. Besonders solange die Verheiratetenquoten noch relativ klein sind, also etwa zwischen 20 und 30 Jahren, liegt die Verheiratetensterblichkeit um 20 v H und mehr unter der Gesamtsterblichkeit. Später werden die Abweichungen immer kleiner. Auffallend gering erscheinen auch die Veränderungen, die zwischen 1949/51 und 1958 eingetreten sind. W i r verwenden deshalb für den Ansatz der Sterblichkeit verheirateter Frauen i m Modell am besten eine Meßziffernreihe, die i m wesentlichen dem recht ausgeglichenen Verlauf der Daten von 1949/51 folgt. Für die Verheiratetensterblichkeit der Männer ist ein empirisch begründeter Modellansatz nicht mehr nötig und nicht einmal mehr möglich. Er ergibt sich vielmehr mittelbar aus den bisherigen Annahmen über die Sterblichkeit der ledigen, der verwitweten und geschiedenen und der Männer insgesamt i n jedem Altersjahr 2 3 . Bei den bisher getroffenen Entscheidungen über die i m Modell anzusetzenden familienstandsspezifischen Abweichungen der Sterblichkeit von der Gesamtsterblichkeit bei gegebenem Geschlecht und Alter kann es auch bleiben, wenn man zusätzlich berücksichtigt, daß die unterschiedliche Sterblichkeit der Ledigen, Verheirateten, Verwitweten und Geschiedenen ganz bestimmt zu einem Teil auch von unterschiedlichen Lebensverhältnissen und damit unterschiedlichen Sterberisiken herrühren, die durch den Familienstand selbst bedingt sind. Die starke Zu22 StBRD Bd. 252, S. 46 f. 23 Bei den Frauen ist das n u r deshalb anders, w e i l bei ihnen noch keine Annahme über die Ledigensterblichkeit gemacht worden ist. Siehe dazu Anhang A, Ziffer 3.

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

nähme der Ledigen-Übersterblichkeit i n den unteren und mittleren Altersklassen seit 1949/51 könnte ζ. B. teilweise auch darauf zurückzuführen sein, daß die Risiken, die die Unverheirateten i n diesem Lebensabschnitt stärker treffen als die Verheirateten (besonders die Verkehrsunfälle) i m letzten Jahrzehnt gegenüber den allgemeinen Todesrisiken stark an Bedeutung gewonnen haben. Man darf dann aber i n diesen Altersklassen ebenfalls nur die neueren (höheren) Meßziffern m i t den neueren (niedrigeren) Gesamtsterbewahrscheinlichkeiten i n Verbindung bringen. Die Ursachen, die dagegen besonders i n den höheren Altersstufen die Übersterblichkeit der Unverheirateten bewirken, etwa der Verlust der gewohnten häuslichen Ordnung und Versorgung bei Verwitweten, ändern sich i m Zeitablauf nur wenig und verlangen deshalb nicht unbedingt die Verwendung neuester Zahlen. W i r bleiben damit bei der ursprünglichen Entscheidung: Anhaltspunkte für den Modellansatz liefern die Meßziffern von 1958 überall da, wo die Gesamtsterblichkeit niedrig und die Veränderungen sowohl der Familienstandsquoten als auch der familienstandsspezifischen Sterblichkeit gegenüber 1949/51 stark sind. I n den übrigen Bereichen, besonders i n den oberen Altersklassen, halten w i r uns an die Meßziffern von 1949/51. So ergeben sich die vier durchgezogenen Linien i n Abbildung 7. Die entsprechenden numerischen Werte stehen i n Tabelle 1/4 (Anhang B). Multipliziert man diese Ziffern m i t den zugehörigen geschlechts- und altersspezifischen Sterbewahrscheinlichkeiten der Tabelle 1/1 (Anhang B), so ergeben sich die geschlechts-, alters- und familienstandsspezifischen Sterbewahrscheinlichkeiten, m i t deren Hilfe die Ablaufordnung nach dem Familienstand schließlich berechnet werden konnte. (Siehe dazu auch Anhang A, Ziffer 4.) I I I . Die Berechnung der Ablaufordnung nach dem Familienstand Nachdem nunmehr alle Verhältniszahlen bestimmt sind, die w i r zur Entwicklung einer nach dem Familienstand gegliederten Ablaufordnung für das männliche Geschlecht als notwendig erachtet haben, müssen jetzt die Rechen Vorschriften i m einzelnen festgelegt werden, nach denen die gefundenen Relationen untereinander und m i t den Daten der schon vorhandenen Absterbeordnung zu verknüpfen sind. Die Methode ist i m Prinzip die gleiche wie bei der Berechnung der Absterbeordnung. Von Alters jähr zu Alters jähr fortschreitend werden aus den Überlebendenzahlen am Anfang m i t Hilfe der verfügbaren Ereigniswahrscheinlichkeiten oder sonstigen Verhältniszahlen die absoluten Ereigniszahlen des betreffenden Jahres ermittelt. Dann werden diese Ereigniszahlen dazu benutzt, um die Überlebendenzahlen am A n fang in diejenigen am Jahresende überzuführen.

C. Entwicklung einer A b a u f r d n u n g nach dem Familienstand

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Das Programm i m einzelnen w i r d diesmal freilich viel komplizierter, weil alle Überlebendenzahlen sowie die meisten Ereigniszahlen nach dem Familienstand und zum großen Teil auch noch nach dem Alter der Ehefrauen gegliedert sein müssen. Abweichungen von der „klassischen" A r t der Aufstellung einer Familienstands taf el ergeben sich gelegentlich auch daraus, daß die hier verwendeten Verhältniszahlen formal nicht immer „Wahrscheinlichkeiten" i n dem sonst üblichen Sinne sind. So werden z. B. die Eheschließungen lediger Männer m i t Hilfe von Ledigenquoten bestimmt. Ferner sind die „Ehescheidungswahrscheinlichkeiten" durch Beziehen der Ehescheidungen auf die gleichaltrige männliche Gesamtbevölkerung, nicht nur die verheiratete, entstanden. Für solche Fälle gilt — wie auch sonst — stets der Grundsatz, daß sämtliche Verhältniszahlen i m Modell m i t denjenigen Größen zu multiplizieren sind, die bei der empirischen Ermittlung als Bezugsgrößen gedient haben. Diese allgemeinen Hinweise mögen hier genügen. Eine genaue Beschreibung des Kechenprogramms befindet sich i m Anhang A unter Ziffer 5. Die praktische Durchführung der Berechnungen ist außerordentlich zeitraubend. Besonders die alters jährliche Fortschreibung des Bestands an verheirateten Männern auch nach dem Alter ihrer Ehefrauen vervielfacht den sonst bei der Aufstellung von Heiratstafeln üblichen Rechenaufwand. Entsprechend umfangreich sind am Ende auch die Rechnungsergebnisse. Das w i r d an den beiden ersten Tabellen der Familienstands-Ablaufordnung noch nicht einmal deutlich. Tabelle II/2 (Anhang B) enthält die Gliederung der männlichen Überlebendenzahlen nach dem Familienstand und Tabelle II/3 — i n fünfjährige Altersklassen zusammengefaßt — die dazugehörigen Ereigniszahlen. Beide Tabellen dienen allein dem Zweck, einen Gesamteindruck von der berechneten Ablaufordnung zu vermitteln und einen Vergleich mit den Verhältnissen i n der realen Bevölkerung zu gestatten. Für die Berechnung der Witwenrenten und dam i t für den eigentlichen Zweck der Familienstands-Ablaufordnung sind sie hingegen nur Durchgangsübersichten. Eine Wiedergabe der an sich vorhandenen Gliederungen nach dem Alter der Ehefrauen war deshalb weitgehend zu entbehren. Sie ist nur notwendig für die Zahl der Ehelösungen durch den Tod des Mannes, d. h. für die Zahl der Sterbefälle verheirateter Männer. Die diesbezügliche Übersicht m i t der doppelten Gliederung nach dem Alter beider Ehegatten enthält Tabelle II/4. Die entsprechende Übersicht über die Sterbefälle geschiedener Männer ist wegen ihrer geringen Bedeutung für die Berechnung von Hinterbliebenenrenten nicht mit i n die Ergebnistabellen aufgenommen worden. Die vier Zahlenreihen der Tabelle II/2 vermitteln zunächst einen allgemeinen und grundlegenden Eindruck von der berechneten Ablauf-

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

Ordnung. Ohne besonderes Interesse bleiben dabei die Ledigenzahlen. I h r Anteil an der Gesamtzahl der jeweils gleichaltrigen Überlebenden (Ledigenquote) war durch den Modellansatz von vornherein vorgegeben. Die Zahl der verheirateten Männer geht nach Vollendung des 21. Lebensjahrs sprunghaft nach oben. M i t 27 Jahren sind bereits über die Hälfte, m i t 30 schon drei Viertel und m i t 37 Jahren über neun Zehntel aller jeweils noch lebenden Männer verheiratet. Bereits mit 40 Jahren erreicht jedoch die absolute Zahl der verheirateten Männer ihren höchsten Stand. Vom nächsten Jahr an werden die noch erfolgenden Eheschließungen durch Ehescheidungen, Verwitwungen und Sterbefälle verheirateter Männer überwogen. Immerhin beträgt der Bestand an verheirateten Männern i m 65. Lebensjahr noch fast sieben Zehntel seines höchsten Standes, i m 70. Lebensjahr noch fast die Hälfte, i m 75. Lebensjahr noch fast ein Drittel und erst bei den über 80jährigen ein Zehntel und weniger. Verglichen m i t den Verheirateten bilden die Verwitweten und Geschiedenen bis ins Alter hinein nur einen relativ kleinen Personenkreis. Die Zahl der verwitweten Männer überschreitet erst nach der Vollendung des 65. Lebensjahrs ein Zehntel der Zahl der verheirateten. Erst unter den über 81jährigen Männern gibt es mehr Witwer als Verheiratete. Der Grund dafür ist freilich nicht allein die niedrigere Frauensterblichkeit und der übliche Altersunterschied zwischen den Ehegatten, sondern auch die hohe Wiederverheiratungshäufigkeit der Männer. Ähnlich ist es auch zu erklären, daß die Zahl der geschiedenen Männer trotz einer gar nicht so geringen absoluten Zahl von Ehescheidungen sich nur erstaunlich langsam verändert und i n allen Alters jähren kleiner als 1,6 v H aller Männer bleibt. Ein Vergleich der nach dem Familienstand gegliederten Überlebendenzahlen i n Tabelle II/2 m i t entsprechenden realen Daten ist nicht ohne weiteres möglich, weil ein einzelner Jahrgang noch niemals über einen sehr langen Zeitraum hinweg i n seiner Familienstandsgliederung verfolgt werden konnte. Einen gewissen Ersatz dafür w i r d aber i m vierten Kapitel ein Vergleich zwischen hypothetischer und realer Gesamtbevölkerung nach dem Familienstand bieten 2 4 . Dort w i r d sich auch erst herausstellen, inwieweit die hier entwickelte Ablaufordnung für das männliche Geschlecht auch dann noch als realistisch angesehen werden kann, wenn die daraus resultierende Familienstandsgliederung beim weiblichen Geschlecht m i t i n die Betrachtung einbezogen wird. I n Tabelle II/3 bestätigt sich noch einmal die starke Konzentration der Eheschließungen i m Alter von 20 bis 30 Jahren. Selbst wenn man die Wiederverheiratungen m i t einbezieht, entfallen fast drei Viertel aller Eheschließungen auf diesen Lebensabschnitt. 24 4. Kapitel, Β I I 3.

C. Entwicklung einer A b a u f Ordnung nach dem Familienstand

1

Nach den hier vorliegenden Ergebnissen werden etwas mehr als 56 v H aller Ehen durch den Tod des Mannes, rund 33 v H durch den Tod der Frau und 11 v H durch Ehescheidung aufgelöst. Diese Zahlen weichen etwas, aber nicht sonderlich stark von den Ergebnissen einer Modellrechnung ab, die das Statistische Bundesamt für das Jahr 1960 durchgeführt hat 2 5 . Das Ziel war dort allerdings eine „Ehedauertaf el", die zeigt, wie ein Anfangsbestand von 100 000 Ehen m i t zunehmender Ehedauer durch Ehelösungen reduziert wird. Die Berechnungsweise ist deshalb von der hier angewendeten in wesentlichen Punkten verschieden. Insbesondere w i r d dabei der Altersunterschied zwischen den Ehegatten nicht explizit i n Ansatz gebracht. Nach dieser „Ehedauertafel" werden 60 v H aller Ehen durch den Tod des Mannes, 30 v H durch den der Frau und 10 v H durch Scheidung aufgelöst. Für die Rentenversicherung bedeutet jede Eheauflösung durch den Tod des Mannes — sofern dieser versichert war und die Wartezeit erfüllt hatte — die Verpflichtung zur Zahlung einer Rente. Eine Eheauflösung durch den Tod der Frau oder durch Scheidimg hat aber noch nicht unbedingt zur Folge, daß aus dem bisherigen Versicherungsverhältnis des Mannes nicht später doch ein Anspruch auf Witwenrente entstehen könnte; denn der Mann kann wieder heiraten und dann doch als Verheirateter sterben. Wichtiger als die Gliederung der Ehelösungen i n solche durch Tod des Mannes, solche durch Tod der Frau und solche durch Ehescheidung ist daher für uns die Gliederung der verstorbenen Männer nach ihrem bisherigen Familienstand. Stirbt ein Mann als Verheirateter, so hinterläßt er eine Witwe, die ggf. Witwenrente erhält; stirbt er dagegen als Lediger, Verwitweter oder Geschiedener, so entsteht aus seinem Versicherungsverhältnis keine Witwenrente, allenfalls unter besonderen zusätzlichen Bedingungen eine Rente an eine frühere Ehefrau. Die bedeutsamste Feststellung aus Tabelle II/3 ist deshalb, daß von allen männlichen Personen des Modelljahrgangs knapp 60 v H als Verheiratete, 27 v H als Verwitwete, 11 v H als Ledige und kaum mehr als 1 v H als Geschiedene sterben. Über das Alter der Witwen beim Tod der verheirateten Männer gibt Tabelle II/4 Aufschluß. Danach ist ein Sechstel aller Witwen zu diesem Zeitpunkt noch nicht älter als 50 und rund die Hälfte noch keine 65 Jahre alt. Von den gestorbenen Ehemännern sind dagegen nur etwa 37 v H jünger als 65 Jahre. Das häufigste Alter der Witwen beim Tod des Ehemanns ist 68 Jahre, während das Maximum der Sterbefälle verheirateter Männer bei 72 Jahren liegt. Die häufigste Alterskombination bei den Ehelösungen durch Tod des Mannes ist diejenige, bei der der Mann 72 und die Frau 70 Jahre alt ist. Nur wenig mehr als ein Sechstel aller Witwen ist beim Tod des Ehemanns schon 75 Jahre und älter. 25 S t B A : Ehelösungen durch den Tod, WiSta. 1962, S. 466 ff.

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

D. Dritte Teiluntersuchung: Entwicklung einer Ablaufordnung nach allen rentenversicherungsrechtlich bedeutsamen Merkmalen des Erwerbslebens (mit Ausnahme der Arbeitsverdienste) I. Programm und allgemeine Grundgedanken zur dritten Teiluntersuchung 1. Die Gegenstände

Nachdem nunmehr alle Eheschließungen und Ehelösungen i m Leben des männlichen Teils des Modelljahrgangs in der Ablauf Ordnung enthalten und die Überlebenden- und Gestorbenenzahlen i n der gewünschten Weise nach dem Familienstand gegliedert sind, wenden w i r uns den Vorgängen i m Erwerbs- und Versicherungsleben dieses Personenkreises zu 1 . Da Familienstand und Erwerbsstruktur beim männlichen Geschlecht nur i n einer sehr losen Beziehung zueinander stehen, soll dies zunächst ganz unabhängig von den Ergebnissen der zweiten Teiluntersuchung geschehen. Erst nachträglich werden dann Familienstand und Erwerbsstruktur miteinander i n Zusammenhang gebracht und zu einer einzigen Ablaufordnung verschmolzen. Der wichtigste Vorgang i m Leben der männlichen Modellpersonen, den es i m Verlauf der dritten Teiluntersuchung i n die Ablaufordnung einzufügen gilt, ist die versicherungspflichtige Erwerbstätigkeit oder genauer: sind die Zeiten, i n denen die männlichen Angehörigen des Modell jahrgangs eine rentenversicherungspflichtige Beschäftigung oder Tätigkeit ausüben, ohne daß gleichzeitig ein Grund für Versicherungsfreiheit vorliegt oder die Möglichkeit einer Befreiung von der Versicherungspflicht gegeben ist 2 . Jeder Monat, während dessen eine Versicherungspflicht i n diesem (engeren) Sinn besteht, hat i n der Regel eine zweifache versicherungsrechtliche Bedeutung. Erstens ist für ihn ein Versicherungsbeitrag zu zahlen. Zweitens gründet sich auf ihn fast immer — wenn auch meist erst sehr viel später — ein Leistungsanspruch. Kaum weniger wichtig für uns sind diejenigen Ereignisse i m Leben der Versicherten 3 , durch die möglicherweise ein Leistungsanspruch ausgelöst oder beseitigt wird, vor allem der Eintritt der Berufs- oder Er1 E i n Überblick über die einschlägigen rentenversicherungsrechtlichen V o r schriften ist i m ersten K a p i t e l gegeben. 2 M i t „Versicherung" oder auch „Rentenversicherung" sind hier immer nur die Rentenversicherungen der Arbeiter u n d der Angestellten gemeint. 3 I m Verlauf der dritten Teiluntersuchung geht es immer n u r u m die männlichen Personen, also die männlichen Versicherten, die männlichen Erwerbspersonen usw., auch dann, w e n n nicht ausdrücklich darauf hingewiesen ist.

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werbsunfähigkeit, gegebenenfalls auch deren Behebung, ferner Beginn und Ende einer länger als ein Jahr dauernden Arbeitslosigkeit, sofern der Versicherte das 60. nicht aber das 65. Lebensjahr vollendet hat und schließlich das Erlöschen der Versicherungspflicht ohne deren Wiederaufleben innerhalb von zwei Jahren. Streng genommen gehört hierher auch noch die Bedrohung oder Minderung der Erwerbsfähigkeit, die die Versicherung zur Gewährung eines Heilverfahrens und anderer mit finanziellen Aufwendungen verbundener Maßnahmen verpflichten kann. Dies werden w i r jedoch erst i m Rahmen des vierten Kapitels und nur durch eine Schätzung der Gesamtausgaben für derartige Zwecke berücksichtigen. Zu den Gegenständen der dritten Teiluntersuchung gehören schließlich auch noch diejenigen Zeiten i m Leben der Modellpersonen, die möglicherweise als Ersatz- oder Ausfallzeiten bei der Rentenberechnung i n Frage kommen können. Dies sind vor allem die Zeiten der Schul-, Fachschul- oder Hochschulausbildung, des Wehrdienstes und die einer länger dauernden Arbeitslosigkeit oder Arbeitsunfähigkeit wegen Krankheit. 2. Die Eigenart der Vorgänge des Erwerbslebens und ihre Konsequenzen für die Aufstellung einer Ablaufordnung

Die dritte Teiluntersuchung w i r d sich i n mehrfacher Hinsicht von ihren beiden Vorgängerinnen recht wesentlich unterscheiden. Ein erster, sehr augenfälliger Grund dafür ist die Vielzahl und Verschiedenartigkeit der Vorgänge, m i t denen w i r es hier zu tun haben werden. Sachgerechte Modellansätze erfordern deshalb eine ganze Menge verschiedenartiger, immer auf den speziellen Gegenstand zugeschnittener Einzelbetrachtungen m i t entsprechenden sachlichen und methodischen Erörterungen, Quellenstudien usw. Sie lassen sich aber auch nicht völlig isoliert von einander entwickeln und i m Modell zusammenfügen, weil zwischen ihnen enge Wechselbeziehungen bestehen. Schulzeit und versicherungspflichtige Tätigkeit folgen beispielsweise fast immer unmittelbar aufeinander und der Eintritt der Erwerbsunfähigkeit bedeutet regelmäßig zugleich das Ende der versicherungspflichtigen Beschäftigung, wie umgekehrt auf die Behebung der Erwerbsunfähigkeit gewöhnlich die Wiederaufnahme einer versicherungspflichtigen Beschäftigung folgt. A l l e i n das macht die dritte Teiluntersuchung bereits u m einiges schwieriger als die beiden vorausgehenden. Tiefergreifend als dies ist aber der zweite Grund für die Eigenart, Eigenständigkeit und Problematik der dritten Teiluntersuchung. Die Folge der demographischen und sozialen Erscheinungen, m i t denen w i r uns bisher befaßt haben, setzt sich jetzt u m ein entscheidendes Stück i n den ökonomischen Bereich hinein fort. A m Anfang unserer empirischen Einzeluntersuchungen stand die Sexualproportion der Geborenen, die i n

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ihrer jährlichen Höhe fast ganz von natürlichen, biologischen Faktoren beherrscht ist. I h r folgte die Bevölkerungssterblichkeit, bei der die Einflüsse, die vom Verhalten der Menschen ausgehen, schon deutlicher sichtbar werden. Bei der Eheschließungshäufigkeit waren dann menschliche Willensentscheidungen unmittelbar ausschlaggebend, wiewohl die wichtigste Triebfeder dafür immer noch tief i m Natürlichen wurzelt. Bei der Ehescheidungshäufigkeit hatte sich das Blatt schon fast gewendet. Jetzt aber, bei den Vorgängen i m Erwerbsleben dominieren die sozialen und ökonomischen Bestimmungsgründe, wohingegen die rein natürlichen Triebkräfte und Fakten, die freilich auch hier nicht zu leugnen sind, nur einen allgemeinen Rahmen oder Hintergrund abgeben. Gewiß steht hinter jeder Erwerbstätigkeit letzten Endes das natürliche Bestreben, sich und seine Familie mit den notwendigen Subsistenzmitteln zu versorgen. Wie lange aber ζ. B. der eigentlichen Erwerbstätigkeit eine Schul- oder Hochschulzeit vorausgeht, welche Stellung i m Beruf während der verschiedenen Lebensalter eingenommen wird, wie oft und wie lange die Erwerbstätigkeit durch Arbeitslosigkeit unterbrochen wird, dies alles ist weitgehend eine Sache individueller oder kollektiver Entscheidungen, die orientiert sind an individuellen oder allgemeinen Werten und mitbestimmt sind durch die jeweilige individuelle und allgemeine wirtschaftliche und soziale Situation, die selbst auch wieder ein Produkt individuellen und kollektiven Verhaltens ist. Sogar bei jenen Vorgängen, bei denen auf den ersten Blick die natürlichen Bedingungen zu dominieren scheinen, wie bei vorübergehender oder dauernder Arbeitsunfähigkeit wegen Krankheit, sind die sozialen Einflüsse erstaunlich stark; denn man darf nicht übersehen, daß es für die finanzielle Lage der Rentenversicherung nicht auf die physische Erkrankung an sich, sondern auf deren Bedeutung für die Arbeitsfähigkeit des Betroffenen ankommt. Die menschlichen Werte und Zwecke, die hier das Geschehen lenken und dabei nicht selten i n Konkurrenz miteinander geraten, sind zahlreich und vielschichtig, teils so gut wie unveränderlich, teils nur begrenzt, teils überhaupt nicht beständig. Das Streben nach Reichtum an Geld oder Gütern, nach Selbständigkeit, nach wirtschaftlicher und sozialer Sicherheit, nach Erhaltung oder Wiederherstellung der Gesundheit, nach Bequemlichkeit, nach Freizeit usw. sind nur einige von ihnen. I m ganzen gesehen resultiert daraus eine nicht zu übersehende, aber doch immer nur relative Stabilität der Struktur der Erwerbstätigkeit und auf lange Sicht jedenfalls eine weit größere Wandelbarkeit der Verhältnisse, als w i r sie bei unseren bisherigen Untersuchungen vorgefunden haben. Man denke nur an die außerordentlichen Schwankungen der Arbeitslosigkeit, die es i n der Vergangenheit gegeben hat, an die stetige Zunahme des Anteils der versicherungspflichtigen Bevölkerung infolge

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der Abwanderung vom Land zur Stadt, den Wechsel zwischen Zeiten m i t und ohne Wehrdienst usw. Solche und ähnliche Veränderungen sind auch heute i m Gange und werden auch die künftige Entwicklung nicht unberührt lassen. Welche Konsequenzen ergeben sich daraus nun für die bevorstehende Untersuchung? Zunächst einmal ist eine viel stärkere Strukturdiskrepanz zwischen Realität und Modell unvermeidlich, ja notwendig. Sollen i m Modell die i n einem einzigen kurzen Zeitraum beobachteten Entwicklungstendenzen und Verhaltensweisen für alle Zeit fixiert werden, dann müssen sich zwangsläufig starke Abweichungen von der realen historisch gewordenen Struktur ergeben, die noch alle Zeichen vergangener Hochkonjunkturen, Krisen, Kriege und politischer Umwälzungen trägt. Dies war ja gerade der Anlaß für unsere Untersuchung. Dadurch w i r d es jetzt aber verhältnismäßig schwer, immer und überall zu erkennen, was dann als wirklich normal u m die Zeit der Rentenreform anzusehen ist, welche Konsequenzen der eine Ansatz für den anderen hat, welche Ansätze überhaupt noch miteinander vereinbar sind usw. Deshalb muß hier mehr noch als bisher schon versucht werden, durch ein verständnisvolles Abwägen und Würdigen der erkennbaren ökonomischen und sozialen Gegenwartsströmungen zu einem einigermaßen verläßlichen Gesamtbild zu kommen, dessen Verhältnis zur Realität so gut wie eben möglich unserer Zielsetzung entspricht. Darüber hinaus stellt sich hier noch mehr als in den bisherigen Teiluntersuchungen das Bedürfnis ein, mögliche künftige Veränderungen i n Richtung und Ausmaß abzuschätzen und ihren Einfluß auf die Finanzlage der Rentenversicherungen durch Alternativrechnungen zu überprüfen. Problematisch bleibt freilich i n jedem Fall die Berücksichtigung der mehr oder weniger engen Wechselbeziehungen zwischen den verschiedenen ökonomischen und sozialen Vorgängen. Man kann allenfalls durch sachliche Überlegungen zu ergründen suchen, von welchen Vorgängen die relativ stärksten originären Wirkungen ausgehen, u m diese dann als erste i m Modell i n Ansatz zu bringen. Leider werden all diese Bestrebungen noch erschwert durch eine weitere Konsequenz der ökonomischen und sozialen Bedingtheit und Wandelbarkeit der jetzt zu untersuchenden Vorgänge. Wir werden uns nämlich nicht wie bisher auf ein relativ umfassendes, über längere Zeit hinweg vorhandenes und vergleichbares statistisches Material stützen können. I n der Bevölkerungsstatistik, die w i r bisher ausschließlich benutzt haben, geht es i m Grunde immer u m die gleichen Vorgänge: Geburten, Eheschließungen, Ehescheidungen, Sterbefälle. I n der Statistik des Erwerbslebens sind die Erscheinungen aber nicht nur zahlreicher und verschiedenartiger, es wechseln auch die Fragestellungen und Begriffe mit der ökonomischen und sozialen Situation und damit auch die

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Anknüpfungspunkte für die statistische Erhebung. Man braucht sich dabei nur an die Veränderungen i m Sozialversicherungsrecht seit der Schaffung der Invalidenversicherung zu erinnern. U m überhaupt zu brauchbaren Ansätzen zu kommen, ist auch aus diesem Grund ein viel flexibleres Abtasten, Abwägen, Prüfen und Auswählen des Materials und der Methoden nötig als bisher. 3. Die Entwicklung des endgültigen Programms für die dritte Teiluntersuchung

Nach diesen Vorbemerkungen scheint es notwendig, erst einmal eine gewisse Ordnung und Übersicht i n das heterogene Bündel von Detailaufgaben hineinzubringen, das als Gegenstand der dritten Teiluntersuchung nunmehr vor uns liegt. Daraus sollen sich zugleich Programm und Reihenfolge der empirischen Einzelstudien ergeben, i n deren Verlauf anschließend die den Modellablauf konstituierenden Abhängigkeitsrelationen zu entwickeln sind. Von vornherein ist ziemlich klar, daß die „klassische Methode" der Konstruktion einer Ablaufordnung auf der Grundlage der üblichen „Ereigniswahrscheinlichkeiten" hier nicht — mindestens nicht durchgehend — anwendbar ist. Dazu fehlt schon das statistische Ausgangsmaterial. Es gibt praktisch keine auch nur einigermaßen zuverlässigen Daten über die Fluktuation i m Erwerbsleben i m allgemeinen und schon gar nicht über die Aufnahme und Aufgabe von versicherungspflichtigen Beschäftigungen i m besonderen. Dieser Mangel ist es aber nicht allein, der gegen die „klassische Methode" i n ihrer reinen Form spricht. Schon die Betrachtungen über die Häufigkeit von Erst-Eheschließungen haben deutlich gemacht, daß die sog. „Ereigniswahrscheinlichkeiten" auch nur ein mehr oder weniger unvollkommenes statistisches Hilfsmittel neben anderen sind und nicht i n jedem Fall von vornherein als uneingeschränkt geeignet gelten können. Diese Auffassung findet jetzt eine weitere Bestätigung. Angenommen, w i r könnten für alle Altersjahre Quotienten von der Form Z a h l der Personen, die i m A l t e r i eine versicherungspflichtige Beschäftigung aufgenommen haben Z a h l der Personen, die i n das A l t e r i eingetreten sind, ohne versicherungspflichtig zu sein

tatsächlich berechnen, so hätten diese empirischen Häufigkeitsrelationen wohl auch nicht annähernd den Charakter von „Wahrscheinlichkeiten". Das zeigt sich bereits, wenn w i r erst einmal noch allgemeiner die Häufigkeit ins Auge fassen, m i t der noch nicht i m Erwerbsleben stehende Männer i n den Alters jähren zwischen 15 und 25 erwerbstätig (nicht unbedingt auch versicherungspflichtig) werden. Sie hängt bestimmt nicht einfach von einer für die einzelnen Altersstufen typischen

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Neigung zur Erwerbstätigkeit ab, sondern i n allererster Linie davon, wie weit bei den vorhandenen noch nicht erwerbstätigen Personen eine gerade durchlaufene Schul-, Fachschul- oder Hochschulausbildung fortgeschritten ist, insbesondere davon, wie viele von ihnen i n dem betreffenden Alters jähr ihr Ausbildungsziel erreichen. Bestimmend für die tatsächliche Häufigkeit des Eintritts ins Erwerbsleben ist also primär die bereits früher getroffene Entscheidung für eine bestimmte Ausbildungsart und -dauer und erst sekundär die Entscheidung, die Ausbildung nach einer bestimmten Dauer tatsächlich zu beenden, um unmittelbar anschließend oder nach einer gewissen Übergangszeit eine Erwerbstätigkeit aufzunehmen. War nun unmittelbar vor der Beobachtungszeit eine spürbare Verschiebung i n den Ausbildungsbedürfnissen und -bedingungen i m Gange, dann muß die mechanische Verknüpfung von „Wahrscheinlichkeiten" für den Eintritt ins Erwerbsleben — in der üblichen A r t gebildet — zu unbrauchbaren Resultaten führen. Solche Veränderungen waren aber i n den fünfziger Jahren tatsächlich i m Gange. W i r werden uns deshalb zuerst einmal über die u m das Jahr 1957 üblichen, normalen Schul-, Fachschul- und Hochschulbesuchsgewohnheiten Gedanken machen und dafür geeignete Abhängigkeitsrelationen zu finden uns bemühen müssen. Erst wenn die Schul-, Fachschul- und Hochschulausbildungszeiten, die w i r als mögliche Ausfallszeiten ohnehin brauchen, einmal i m Modell enthalten sind, dann ist auch ein sinnvoller Ansatz für die Häufigkeit des Eintritts ins Erwerbsleben möglich. Das ist dann sogar verhältnismäßig unproblematisch, weil heutzutage fast alle jungen Männer nach Beendigung ihrer Schul-, Fachschul- oder Hochschulausbildung eine Erwerbstätigkeit aufnehmen. Zu klären und i m Modell zu berücksichtigen ist dann eigentlich nur noch, daß ein sehr kleiner Bevölkerungsteil wegen körperlicher oder geistiger Gebrechen meist von vornherein nicht i n der Lage ist, eine regelmäßige Erwerbstätigkeit auszuüben, und allenfalls noch, daß ein Teil der Schulentlassenen erst nach einer kurzen Übergangszeit erwerbstätig wird. Besonderer empirisch gewonnener „Wahrscheinlichkeiten" bedarf es aber auch dazu nicht. Ist nach den genannten Grundsätzen der Eintritt ins Erwerbsleben einmal i m Modell enthalten, dann erhebt sich die weitere Frage, wie viele Personen sich jeweils für eine Erwerbstätigkeit entscheiden, die versicherungspflichtig ist. Auch da könnnte uns die „klassische Methode" der Ereignis Wahrscheinlichkeiten eher irreführen als weiterhelfen; denn die Versicherungspflicht ist bei der Berufswahl immer nur ein sekundäres Merkmal, mag dabei heute auch vielfach die A r t der künftigen Alters- und Hinterbliebenenversorgung keine ganz unwichtige Rolle spielen.

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Z u einer besseren Einsicht i n die Zusammenhänge führt uns dagegen die Differenzierung der Erwerbstätigkeiten nach der Stellung i m Beruf und damit die Einteilung der Erwerbstätigen i n Selbständige, mithelfende Familienangehörige, Beamte, Arbeiter und Angestellte. Die beiden letzten Gruppen dürfen dann i m großen und ganzen als versicherungspflichtig, die drei ersten dagegen als nichtversicherungspflichtig gelten 4 . Lediglich bei den Angestellten ist eine größere Zahl als versicherungsfrei abzusetzen, nämlich diejenigen, die mit ihrem regelmäßigen Arbeitsverdienst die Versicherungspflichtgrenze von 15 000 D M überschreiten und die w i r etwas vereinfachend als „leitende Angestellte" bezeichnen wollen. Diese Aufteilung der Erwerbstätigen ist nicht nur nützlich zur Bestimmung des Anteils der Versicherungspflichtigen beim E i n t r i t t ins Erwerbsleben, sondern sie erweist sich überhaupt als eine unentbehrliche Grundlage für die gesamte weitere Modellkonstruktion. Sie allein erlaubt nämlich, auch über den späteren Wechsel zwischen versicherungspflichtigen und nicht-versicherungspflichtigen Beschäftigungen einige Anhaltspunkte zu gewinnen und damit letzten Endes überhaupt zu vertretbaren Annahmen über die Zahl der Versicherungspflichtigen i n den verschiedenen Altersstufen zu gelangen. I n Tabelle 7 sind die männlichen Erwerbspersonen i m Oktober 1957 nach Stellung i m Beruf und Alter (bis 64) i n vT der jeweils gleichaltrigen männlichen Gesamtbevölkerung wiedergegeben. Der Anteil der Arbeiter und Angestellten, auf den es uns i m Grunde allein ankommt, nimmt darin von seinem Maximum i n der Gruppe der 20- bis 24jährigen an ständig ab. Der Grund dafür ist anfangs überwiegend der Wechsel der Stellung i m Beruf hin zu den Gruppen der Selbständigen und der Beamten, später mehr und mehr das Ausscheiden aus dem Erwerbsleben wegen Berufs- oder Erwerbsunfähigkeit. Wie man sieht, erfolgt die A b nahme der Ziffern nicht sehr regelmäßig, sondern i n wechselnd starken Sprüngen. Die Ursachen dafür müssen i n der historischen Entwicklung der Arbeiter- und Angestelltenquoten bei den verschiedenen Geburtsjahrgangsgruppen gesehen werden, vor allem i n der wechselnd starken Vorliebe für die verschiedenen Stellungen i m Beruf unter wechselnden politischen und wirtschaftlichen Verhältnissen, zum Teil aber auch i n der schwankenden Invalidisierungshäufigkeit während der vergangenen Jahrzehnte und nicht zuletzt auch i m Einfluß der Kriegsverluste 4 Siehe 1. Kapitel, Β I I 2. E i n Fehler läßt sich vollständig vermeiden, w e n n man bei der Verwendung statistischer Unterlagen über diese Personengruppen die nach der RVO u n d dem A V G versicherungspflichtigen Selbständigen, mithelfenden Familienangehörigen u n d Beamten m i t zur Gruppe der Arbeiter u n d Angestellten rechnet. Die dazu notwendige Aufgliederung der Ergebnisse der beiden Mikrozensus-Erhebungen v o m Oktober 1957 u n d v o m Oktober 1958 w u r d e dem Verfasser v o m StBA zur Verfügung gestellt. Näheres dazu siehe Anhang A , Ziffer 6.

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und der Kriegsinvalidität. Der Verlauf der tatsächlichen Gliederungszahlen i m Jahre 1957 taugt deshalb — für sich allein genommen — weder dazu die normale Häufigkeit des Wechsels der Stellung i m Beruf noch die normale Häufigkeit des Eintritts der Berufs- oder Erwerbsunfähigkeit zuverlässig abzuschätzen. Tabelle 7 Erwerbspersonen nach der Stellung im Beruf e) je 1000 männliche Personen gleichen Alters im Oktober 1957

Alter

Selbständige

mithelf. Familienang.

Beamte

Arbeiter u. Angest.

zusammen

0

1

2

3

4

5

15-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49 50-54 55-59 60-64

1 11 63 120 166 191 224 232 227 228

56 68 58 33 18 11

5 18 38 78 76 113 92 73 91

736 815 798 735 705 642 626 617 542 407

799 912 956 965 965 957 950 928 866 719

9

6 6

13

j ! Ι 1 ! !

71

!

a) Selbständige, mithelfende Familienangehörige und Beamte, die in der Rentenversicherung der Arbeiter oder der Angestellten pflichtversichert waren, wurden zur Gruppe der Arbeiter und Angestellten gerechnet. Gebiet: Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin. Quelle: StBA: Nicht veröffentlichte Ergebnisse des Mikrozensus vom Oktober 1957. Näheres siehe im Anhang A, Ziff. 6.

Weit größer ist die Regelmäßigkeit der Selbständigenquoten. Bis zum Alter von 50 Jahren, vermutlich sogar noch darüber hinaus, scheiden offenbar fortwährend Personen aus anderen Stellungen i m Beruf aus, u m selbständig zu werden, wohingegen ein umgekehrter Wechsel zumindest sehr viel seltener ist. Man kann den Zahlen allerdings nicht ansehen, inwieweit sie vor allem i n den höheren Altersklassen ebenfalls durch Verhältnisse mitbestimmt sind, die heute nur noch historisches Interesse haben. Eine ähnliche Tendenz wie bei den Selbständigen ist auch bei den Beamten zu erkennen, doch ist es dort um die Regelmäßigkeit ganz außerordentlich schlecht bestellt. Eine Erklärung dafür läßt sich aber finden, wenn man danach fragt, unter welchen politischen und ökonomischen Bedingungen die einzelnen Jahrganggruppen ihren Beruf gewählt haben 5 . s Näheres dazu siehe S. 191 f. 11 Grohmann

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Einen zwar völlig anderen, aber doch eigentlich recht plausiblen Verlauf nimmt die Zahl der mithelfenden Familienangehörigen je 1000 Personen gleichen Alters 6 . Alles i n allem sind die Gliederungszahlen der Tabelle 7 für den Modellansatz i n der vorliegenden Form kaum geeignet, jedenfalls auch nicht besser, als es die „Ereigniswahrscheinlichkeiten" wären, wenn man sie berechnen könnte. Es fragt sich aber, ob es nicht eine Möglichkeit gibt, die i n der Tabelle 7 enthaltenen Strukturen unter Verwendung anderer statistischer und nichtstatistischer Informationen zu entzerren, sie sozusagen i m Sinne unserer Zielsetzung zu normalisieren. Das soll in der Tat versucht werden. A n und für sich würde es genügen, nur die Anteilszahlen der Arbeiter und Angestellten zu normalisieren. Aber gerade das ist unabhängig von den anderen Tabellenwerten aus sachlichen Erwägungen heraus nicht möglich. I n Wirklichkeit bedingen sich alle Anteilszahlen einer Zeile gegenseitig. Ist ζ. B. der Anteil der Beamten bei den 40- bis 44jährigen anomal hoch, so muß die Quote mindestens bei einer der übrigen Stellungen i m Beruf anomal niedrig sein. W i r fragen deshalb zuerst einmal, für welche der verschiedenen Stellungen i m Beruf man unter Würdigung aller sonstigen Umstände noch relativ am ehesten zu „normalen" Anteilsziffern gelangen kann, ohne daß die übrigen schon vorweg bekannt sind. Dies führt sofort auf die weitere Frage, wie es denn überhaupt (in den verschiedenen Altersstufen) zur Entscheidung für die eine oder andere Stellung i m Beruf kommt, und welche dieser Entscheidungen folglich wohl am stärksten die ganze Verteilung bestimmen. Es ist offensichtlich, daß die Neigungen und die realen Chancen, i n die eine oder andere Gruppe hineinzugelangen, weder bei allen Menschen gleich noch rein zufällig verteilt sind, noch von Jahr zu Jahr zufällig schwanken. Die Möglichkeit, Arbeiter oder Angestellter zu werden, hat heute praktisch jeder Erwerbsfähige i n jedem Alter und zu jeder Zeit, die Möglichkeit, Selbständiger, mithelfender Familienangehöriger oder Beamter zu werden dagegen nicht so ohne weiteres. Selbständiger, auch mithelfender Familienangehöriger, w i r d man entweder, wenn ein landwirtschaftlicher oder gewerblicher Betrieb vorhanden ist, i n den man auf Grund familiärer Bindungen hineinwächst, oder wenn Anlagen, Neigungen und bestimmte äußere Umstände gerade zu dieser Berufsstellung hindrängen. Zum Beamten gehören eine bestimmte innere Einstellung einerseits und eine vorhandene Planstelle andererseits, die man nicht beliebig erlangt und wieder aufgibt. Wer das eine oder andere anstrebt, ist, bis er sein Ziel errreicht hat, meistens Arbeiter oder Angestellter. Ist er einmal Selbständiger oder Beamter, dann bleibt er es gewöhnlich bis zu seinem Ausscheiden aus dem Erwerbsleben. Wer es aus6 Auch darauf soll erst später eingegangen werden, siehe dazu S. 189.

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nahmsweise nicht tut, der kehrt i m allgemeinen i n den Kreis der Arbeiter und Angestellten zurück. E i n Arbeiter oder Angestellter aber, der seine Stelle einbüßt, w i r d meist eine andere suchen und nicht etwa — als eine Ausweichlösung — die Selbständigkeit oder die Beamtenlaufbahn anstreben. Die Gruppe der Arbeiter und Angestellten ist insofern gewissermaßen die große Sammelgruppe, der die meisten Erwerbstätigen angehören, ja der eigentlich alle angehören, die nicht gerade aus bewußtem Entschluß heraus oder wegen ihrer persönlichen, familiären Verhältnisse Selbständige, mithelfende Familienangehörige oder Beamte geworden sind 7 . Unter diesen Umständen ist es heute und bei uns offenbar eher möglich, statistische Relationen zu finden, die dem aktuellen Drang zur Selbständigkeit, zur Mithilfe i n einem Familienbetrieb oder zur Beamtenlaufbahn unter den derzeitigen wirtschaftlichen Chancen Ausdruck verleihen, als solche, die primär die Neigung zu einer Erwerbstätigkeit als Arbeiter oder Angestellter anzeigen. Zu einem sinnvollen Ablaufbild für die Gruppe der Arbeiter und A n gestellten kommen w i r deshalb nur, wenn w i r zuerst festlegen, wie viele Personen bei Konstanz der heutigen Berufsneigungen und -chancen i n den einzelnen Altersklassen Selbständige, mithelfende Familienangehörige und Beamte würden und wenn w i r danach jeweils alle übrigen Erwerbstätigen als Arbeiter oder Angestellte betrachten. Man kann es darüber hinaus sogar noch rechtfertigen, auf Grund empirischer Relationen auch die Zahl der leitenden Angestellten je 1000 Personen gleichen Alters schon festzulegen 8 , bevor sich als Restgruppe die Zahl der Arbeiter und Angestellten (ohne leitende Angestellte) je 1000 Personen gleichen Alters ergibt. Dieses Vorgehen bedarf aber noch einer wichtigen Ergänzung. M i t zunehmendem Alter scheiden aus allen Stellungen i m Beruf mehr und mehr Personen infolge von Krankheiten, Unfällen oder sonstigen physischen oder psychischen Schwächen für lange Zeit oder endgültig aus dem Erwerbsleben aus. Soweit davon Selbständige, mithelfende Familienangehörige, Beamte und leitende Angestellte betroffen sind, hat das für unser Modell keine Bedeutung. Die Häufigkeit des Ausscheidens von Arbeitern und Angestellten (ohne leitende Angestellte) wegen Berufsoder Erwerbsunfähigkeit ist dagegen gerade eines der zentralen Probleme unserer ganzen Modellkonstruktion. Sie darf deshalb auf gar 7 Das muß nicht immer so sein. Bei großem Überschuß an Arbeitskräften bilden möglicherweise die kleinen Familienbetriebe eine A r t Auffangbecken und folglich die mithelfenden Familienangehörigen diejenige Gruppe, deren A n t e i l an der Gesamtbevölkerung entscheidend von den Verhältnissen i n den anderen Gruppen abhängt. 8 Siehe dazu S. 197. ir

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keinen Fall nach der historisch bedingten Abnahme der tatsächlichen Arbeiter- und Angestelltenquote von Altersklasse zu Altersklasse beurteilt werden. Viel näher liegt es dagegen, hier wieder einmal den Versuch zu machen, mit der klassischen Methode der Ereigniswahrscheinlichkeiten zu einem sinnvollen Ansatz zu kommen. W i r modifizieren deshalb unseren zunächst gefaßten Plan i n der folgenden Weise. Zuerst werden für alle Altersklassen die Anteile der Selbständigen, der mithelfenden Familienangehörigen, der Beamten und der leitenden Angestellten einschließlich der aus diesen Berufsstellungen wegen Erwerbsunfähigkeit wieder Ausgeschiedenen bestimmt, und zwar so, wie sie sich vermutlich ergeben würden, wenn die Verhältnisse von 1957 schon seit eh und je bestanden hätten. Wie weit dies möglich ist, w i r d sich später noch zeigen. Hier genügt vielleicht der Hinweis, daß es dabei vor allem auf die Anteilsziffern i n den unteren Altersklassen ankommt. Die etwa um das 45. Lebensjahr erreichten Werte können dann bis zum 65. Lebensjahr ungefähr beibehalten werden, weil i n den dazwischen liegenden Jahren ein Wechsel der Stellung i m Beruf, durch den eine Versicherungspflicht begründet w i r d oder erlischt, relat i v selten ist. Die gesamte männliche Bevölkerung, die einmal ins Erwerbsleben eingetreten ist und weder zu den Selbständigen, den mithelfenden Familienangehörigen, den Beamten oder den leitenden Angestellten zählt, noch aus einer dieser Berufsstellungen wegen Erwerbsunfähigkeit ausgeschieden ist, gilt für uns dann als diejenige soziale Schicht, die von der gesetzlichen Rentenversicherung erfaßt werden soll. Sie setzt sich zusammen aus den aktiven Pflichtversicherten, die monatlich ihre Pflichtbeiträge entrichten, den vorübergehend Arbeitslosen oder Kranken, die w i r ebenfalls als aktive Versicherte betrachten wollen, weil sie nur zeitweilig ohne beitragspflichtigen Arbeitsverdienst sind, und den Rentnern, die wegen Berufs- oder Erwerbsunfähigkeit oder wegen Erreichens der Altersgrenze aus einer versicherungspflichtigen Beschäftigung ausgeschieden sind. Die Aufteilung dieser Schicht i n aktive Versicherte und Rentner in den einzelnen Alters jähren zwischen 15 und 64 w i r d wegen ihrer großen finanziellen Auswirkungen zur wichtigsten Aufgabe der dritten Teiluntersuchung werden. Für sie bietet sich — wie gesagt — mit gewisser Berechtigung die Methode der Ereigniswahrscheinlichkeiten an. Erforderlich sind dazu i n erster Linie altersspezifische Invalidisierungswahrscheinlichkeiten, daneben aber auch noch entsprechende Reaktivierungs- und Rentnersterbewahrscheinlichkeiten. Für die aktiven Versicherten ist außerdem noch festzulegen — und zwar ebenfalls mit Hilfe empirischer Relationen — ein wie großer Teil von ihnen i n den verschiedenen Alters jähren jeweils für längere Zeit arbeitslos oder krank ist.

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Eines besonderen empirischen Ansatzes für den Versicherungsfall des Alters bedarf es nicht. Es kann einfach unterstellt werden, daß alle Versicherten, die bei Vollendung des 65. Lebensjahrs eine Wartezeit von 180 Kalendermonaten erfüllt haben, von diesem Zeitpunkt an Altersruhegeld erhalten 9 . Die „vorgezogenen" Altersruhegelder werden der Einfachheit halber zusammen mit den Erwerbsunfähigkeitsrenten berücksichtigt. Bei diesem Programm ist zunächst unbeachtet geblieben, daß auch viele Selbständige, mithelfende Familienangehörige, Beamte und leitende Angestellte, sobald sie berufs- oder erwerbsunfähig werden oder die Altersgrenze erreichen, einen Anspruch auf Rente aus der gesetzlichen Rentenversicherung haben. Es sind dies alle Personen, die früher einmal mindestens 60 oder gar 180 Kalendermonate lang versicherungspflichtig gewesen waren. Sie sind jedenfalls nicht m i t i n der sozialen Schicht der A k t i v e n und Rentner enthalten, die nach dem bisherigen Plan als Restgröße übrig bleibt. Ihre Zahl muß folglich am Ende noch gesondert bestimmt werden. Begnügen w i r uns damit, für diesen Personenkreis dieselben Invalidisierungswahrscheinlichkeiten zu verwenden wie für die Pflichtversicherten, dann fehlt i n dem bisherigen Programm nur noch ein ergänzender Abschnitt, der es ermöglicht zu bestimmen, wie viele Personen jeweils eine Wartezeit von 60 bzw. 180 Kalendermonaten zurückgelegt haben. Bis jetzt ist nämlich lediglich vorgesehen, die absolute Zahl der Schüler, der Fachschüler, der Selbständigen usw. für jedes Alters jähr des Modelljahrgangs festzulegen. Von irgendwelchen Annahmen darüber, wie bei den einzelnen Modellpersonen Schul-, Fachschul- und Hochschulzeiten sowie Zeiten der versicherungspflichtigen und der nicht-versicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit aufeinanderfolgen, war bisher nicht die Rede. Solche Annahmen sind aber zur Ermittlung der jeweils zurückgelegten Wartezeit unbedingt notwendig. W i r brauchen sie überdies auch noch für drei weitere Zwecke, nämlich 1. um die Zahl der Personen zu finden, die zwei Jahre nach Erlöschen der Versicherungspflicht Anspruch auf Beitragserstattung haben, 2. u m die Zahl der Personen bestimmen zu können, bei deren Tode die Hinterbliebenen einen Rentenanspruch haben und 3. u m bei sämtlichen Rentenberechnungen feststellen zu können, welche Ausfallzeiten auf die Versicherungszeit angerechnet werden. 9 Dies ist nicht so selbstverständlich, w i e es vielleicht scheinen mag; denn Altersruhegeld w i r d i m m e r erst auf A n t r a g gewährt. Doch k a n n m i t der Stellung des Antrags i m allgemeinen gerechnet werden, w e n n die Wartezeit für das Altersruhegeld erfüllt ist.

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Bevor nun die einzelnen Arten von Modellansätzen, die nach diesem Programm i m Verlauf der dritten Teiluntersuchung zu gewinnen sind, noch einmal übersichtlich zusammengestellt werden, seien noch einige Zweifelsfragen ausgeräumt. Erstens. Schüler, Fachschüler und Hochschüler gelten für uns grundsätzlich als nicht erwerbstätig. Das entspricht zwar nicht ganz der Realität, kommt ihr aber doch sehr nahe, wenn w i r uns nur der statistischen Unterlagen über Vollzeitschüler, Regelschüler und ordentliche Studierende bedienen. Ein Fehler i n bezug auf die Versicherungspflicht entsteht dann praktisch überhaupt nicht, weil sowohl alle ordentlichen Studierenden als auch alle Personen, die nicht mehr denn eine Nebentätigkeit bestimmten Umfangs ausüben, versicherungsfrei sind. Zweitens. A l l e Personen, die einmal ins Erwerbsleben eingetreten sind, gelten entweder als voll i m Erwerbsleben stehend oder als ganz aus dem Erwerbsleben ausgeschieden. Nebentätigkeiten bleiben also auch hier i n jedem Falle unberücksichtigt. Der Fehler, den w i r damit begehen, ist wiederum gering. I m Oktober 1957 betrug bis zum Alter von 50 Jahren die Zahl der nur nebenberuflich Tätigen kaum mehr als 2 je 1000 Personen gleichen Alters, erst i m höheren Alter werden es etwas mehr. Dabei handelt es sich meist um Rentner, Pensionäre usw., die wir, ohne einen Fehler zu begehen, auch als ganz aus dem Erwerbsleben ausgeschieden behandeln können, es sei denn, daß sie gleichzeitig noch versicherungspflichtig sind. Die Zahl der Versicherungspflichtigen unter ihnen bleibt aber in allen Altersklassen unter 1 je 1000 Personen gleichen Alters 1 0 . Drittens. Eine Personengruppe haben w i r bisher ganz außer acht gelassen, die eigentlich ebenfalls ihren Platz i m Modell haben müßte: die Soldaten der Bundeswehr. Das ist jedoch m i t Absicht geschehen, und zwar aus folgendem Grund. Zur Zeit der Rentenreform befand sich die Bundeswehr noch i m ersten Stadium ihres Aufbaus. Sie bestand Anfang 1957 nur aus etwa 70 000 Freiwilligen, am 1. 4.1957 wurden die ersten Wehrpflichtigen eingezogen und Ende 1957 verfügte sie über rund 125 000 Mann. Die geplante Friedensstärke wurde damals aber m i t 350 000 Mann angegeben. Eine i m Aufbau befindliche Bundeswehr i n das Modell zu übernehmen, würde dessen Prinzipien völlig zuwiderlaufen. Es kam deshalb praktisch nur i n Betracht, sie entweder ganz herauszulassen oder sie i n voller Stärke anzusetzen. Der Einfachheit halber wurde der erste Weg gewählt. Welche Bedeutung die Einführung der Bundeswehr für die Finanzlage der Rentenversicherung unter sonst gleichen Modellbedingungen hat, läßt sich i m übrigen nachträglich einigermaßen zuverlässig abschätzen. U m die getroffene Entscheidung 10 Nach nichtveröffentlichten Ergebnissen des Mikrozensus v o m Oktober 1957; vgl. Anhang A, Ziffer 6.

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

17

auch konsequent zu verfolgen, wurde bei der Bildung von Verhältniszahlen i m Verlauf der dritten Teiluntersuchung als Bezugsgrundlage immer die „Gesamtbevölkerung ohne Soldaten der Bundeswehr" i n Ansatz gebracht. Da es unter den Modellbedingungen auch keine Zeiten der Gefangenschaft, der Internierung usw. geben kann, gibt es i m Modell keinerlei Ersatzzeiten. Die dritte Teiluntersuchung verlangt nunmehr den folgenden Aufbau. Zuerst werden geeignete Modellansätze für alle diejenigen Personengruppen gewonnen, die nach ihrer augenblicklichen Lebensstellung nicht zu der sozialen Schicht gehören, für die die Rentenversicherung geschaffen ist. Dies sind außer allen Personen unter 15 Jahren 1. die Personen i n Schul-, Fachschul- und Hochschulausbildung 2. die Personen, die nicht unmittelbar nach Beendigung ihrer Schul-, Fachschul- oder Hochschulausbildung ins Erwerbsleben eintreten und die dauernd Erwerbsunfähigen 3. die Selbständigen und die mithelfenden Familienangehörigen (einschließlich der wegen Arbeitsunfähigkeit aus dem Erwerbsleben ausgeschiedenen) 4. die Beamten (einschließlich der wegen Dienstunfähigkeit aus dem Erwerbsleben ausgeschiedenen) 5. die Angestellten, die wegen Überschreitens der Jahresarbeitsverdienstgrenze versicherungsfrei sind (einschließlich der wegen A r beitsunfähigkeit aus dem Erwerbsleben ausgeschiedenen) Die Stärke der einzelnen Personengruppen w i r d durch Gliederungszahlen ausgedrückt, Die einzelnen Ansätze bedeuten stets Personen der betreifenden Gruppe je 1000 Personen gleichen Alters. W i r d ihre Summe i n jedem Altersjahr von 1000 subtrahiert, so ergibt sich die Zahl der Versicherten je 1000 Personen gleichen Alters, wobei unter Versicherten sowohl die Aktiven einschließlich der vorübergehend Arbeitslosen und Kranken als auch die Rentner zu verstehen sind. Für diesen Personenkreis werden dann zusätzlich noch Modellansätze entwickelt, die es gestatten, eine Aufteilung i n A k t i v e und Rentner vorzunehmen und außerdem für die Aktiven anzugeben, welcher Teil der von ihnen i n dem betreffenden Alters jähr durchlebten Zeit auf Beitragszeit und welcher auf Zeiten der Arbeitsunterbrechung entfällt. Dazu bedarf es geeigneter Ansätze für die folgenden Vorgänge: 1. die Zeiten der Unterbrechung einer versicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit durch Arbeitslosigkeit, Krankheit oder aus sonstigen Gründen

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

2. den E i n t r i t t und die Behebung der Berufs- oder Erwerbsunfähigkeit 3. die Rentnersterblichkeit. U m aus den damit vorhandenen Ansätzen endgültig die absolute Zahl der aktiven Versicherten, der Berufs- oder Erwerbsunfähigkeitsrentner (auch derjenigen, die aus dem Kreis der Selbständigen, der mithelfenden Familienangehörigen, der Beamten und der leitenden Angestellten hervorgegangen sind), der Altersrentner, der Personen, bei deren Tode die Hinterbliebenen Anspruch auf Witwen- oder Waisenrente haben und der Personen m i t Anspruch auf Beitragserstattung vollständig berechnen zu können, fehlt dann noch eine Reihe zusätzlicher Annahmen über die zeitliche Folge von Ausbildungszeiten, Zeiten der versicherungspflichtigen und Zeiten der nichtversicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit bei den einzelnen Modellpersonen. Sind diese ebenfalls festgelegt, dann braucht wiederum nur noch das Rechenprogramm aufgestellt und ausgeführt zu werden. I I . Empirische Einzeluntersuchungen zur Gewinnung der Modellansätze 1. Die Personen in Schul-, Fachschul- und Hochschulausbildung a)

Vorbemerkung

A r t und Dauer der Ausbildung, die die heranwachsende Jugend an Schulen, Fachschulen und Hochschulen erfährt, bevor sie voll ins Erwerbsleben eintritt, sind i n ihren Grundzügen festen Regeln unterworfen und daher i m Zeitablauf sehr beständig. Dennoch sind sie im einzelnen vielfältig differenziert und insoweit auch i n fortwährender Wandlung begriffen. Überlieferte Normen und Auffassungen, bestehende Einrichtungen, Gesetze und Verordnungen sorgen auf der einen Seite dafür, daß sich die schulische Ausbildung i n festen und bewährten Bahnen vollzieht. Industrialisierung, technischer Fortschritt, wirtschaftliche und soziale Veränderungen fordern aber auf der anderen Seite stets von neuem zu notwendigen oder vermeintlich notwendigen Anpassungsmaßnahmen heraus. Insofern haben w i r es hier geradezu m i t einem Musterbeispiel für soziale und ökonomische Erscheinungen zu tun, die sich i n ihrer Struktur und i n ihren Entwicklungstendenzen zwar deutlich überschauen und auch zahlenmäßig fixieren lassen, dies aber nicht mit Hilfe rein mechanischer Methoden und nicht bis ins letzte exakt, sondern nur durch ein verständnisvolles, auf die sachlichen Hintergründe zurückgehendes Beobachten und nur i n allgemeinen Größenordnungen.

D. Entwicklung einer A b l a u f r d n u n g nach Merkmalen des Erwerbslebens

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Sinnvolle Modellannahmen über die Ausbildung an Schulen, Fachschulen und Hochschulen und den sich daran anschließenden Übergang ins Erwerbsleben setzen deshalb ein gewisses M i n i m u m an Kenntnissen über den Aufbau des Bildungswesens i n der Bundesrepublik voraus 11 . Dabei zeigt sich vor allem, daß eine Differenzierung der Modellannahmen wenigstens zwischen den wichtigsten Kategorien von Ausbildungseinrichtungen nicht zu umgehen ist. Anders wäre es ζ. B. nicht möglich, den unterschiedlichen Entwicklungstendenzen bei den verschiedenen Schularten und den zwischen ihnen bestehenden Abhängigkeiten durch die Wahl geeigneter statistischer Methoden i n angemessener Weise Rechnung zu tragen. Das statistische Quellenmaterial 1 2 erlaubt es, für alle Schultypen und für alle Kalenderjahre ab 1952 (außer 1956) die Zahl der Schüler bzw. Studierenden jedes Geburtsjahrgangs auf die Zahl aller A n gehörigen desselben Jahrgangs zu beziehen. Die so entstehenden Verhältniszahlen geben ζ. B. an, wie viele von 1000 männlichen Angehörigen des Geburtsjahrgangs 1943 i m Jahr 1957 die Mittelschule besucht haben. Nach unserer Definition des Alters als Differenz zwischen Beobachtungs- und Geburtsjahr sind dies zugleich die 14jährigen Mittelschüler je 1000 männliche Personen gleichen Alters i m Jahr 1957. Die Zahlen gelten zunächst nur für den Zeitpunkt der Erhebung 1 3 . Sie können jedoch auch für das jeweilige Jahresende als zutreffend unterstellt werden, weil i n der Zwischenzeit kaum Schulzu- oder -abgänge vorkommen, wenn man von der Sterblichkeit und der Außenwanderung absieht, die beide durch das Beziehen auf die jeweils gleichaltrige männliche Bevölkerung weitgehend eliminiert sind. Sie dürften i m allgemeinen sogar für die Dauer eines vollen Schul- oder Ausbildungsjahrs, das freilich nicht mit dem Kalenderjahr zusammenfällt, einigermaßen konstant bleiben. Diese Verhältniszahlen werden die wichtigste methodische Grundlage der folgenden Untersuchung bilden 1 4 . I h r besonderer Vorteil liegt darin, daß sie sich stets in dreifacher Weise analysieren lassen, nämlich erstens i m Hinblick auf das jeweilige Erhebungsjahr und damit auf die gerade herrschenden allgemeinen Zeitumstände, zweitens i m Hinblick auf das jeweilige Alters jähr und damit auf den etwa erreichten Ausbildungsstand und drittens i m Hinblick auf das jeweilige Geburtsjahr 11

E i n kurzer Überblick darüber findet sich i m Anhang A unter Ziffer 7. Näheres darüber siehe Anhang A, Ziffer 8. !3 Siehe Anhang A, Ziffer 8. 14 Es handelt sich hier von der Methode her u m die gleichen Verhältniszahlen, denen v. Carnap-Edding inzwischen den Namen „relativer Schulbesuch" gegeben haben, v. Carnap , Roderich u. Edding, Friedrich: Der relative Schulbesuch i n den Ländern der Bundesrepublik 1952 bis 1960, F r a n k f u r t a. M . 1962. Neuerdings verwendet auch das StBA diese Bezeichnung. StBA, Bevölkerung u n d K u l t u r , Reihe 10/V, Hochschulen 1959/60, erschienen i m Februar 1963, S. 12 f. und S. 17. 12

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

und damit auf die allgemeinen Zeitumstände, die den bisherigen Lebensund Ausbildungsgang begleitet haben. Betrachtet man ζ. B. alle Verhältniszahlen eines bestimmten Erhebungsjahres (ζ. B. des Jahres 1957), so zeigen diese „Querschnittsdaten" an, wie viele männlichen Personen i n den einzelnen Alters jähren damals die betreffende Schulart besucht haben, wenn man zuvor die unterschiedliche Stärke der Jahrgänge eliminiert (vgl. dazu ζ. B. Tabelle 9, S. 172). Anstieg und Abnahme dieser Zahlen scheinen zugleich anzudeuten, wie sich Zugang und Abgang bei der betreffenden Schulart über die Alters jähre hinweg üblicherweise gestalten. Vergleicht man dagegen alle Verhältniszahlen, die für ein bestimmtes Alters jähr berechnet worden sind (ζ. B. für i = 14), i n einer Reihe aufeinanderfolgender Kalenderjahre, so kommen die i n dieser Zeit vor sich gegangenen Entwicklungstendenzen des Schulbesuchs zum Ausdruck. Verfolgt man schließlich die einzelnen Werte für ein bestimmtes Geburtsjahr (ζ. B. 1943) über die Zeit und damit zugleich über eine Folge von Altersjahren hinweg, so läßt sich aus diesen „Längsschnittdaten" ablesen, wie sich der Zugang zu der betreffenden Schulart und der spätere Abgang von ihr bei ein und demselben Personenkreis tatsächlich vollzogen hat 1 5 . b) Die Schüler

an

Volksschulen

Die Zahlen der Schüler an Volksschulen einschl. der Sonderschulen je 1000 männliche Personen gleichen Alters sind in Tabelle 8 wiederTabelle 8 Schüler an Volksschulen*) je 1000 männliche Personen gleichen Alters 1952—1958 (jeweils nach Beginn des Schuljahrs) Alter 14 15 16 17

1952

1953

1954

1955

1956

1957

1958

648 104 13 3

595 94 13 3

513 91 12

475 92 10 3

•

393 86 13 3

379 87 15 5

!

3

a) einschließlich der Schüler an den entsprechenden Zweigen anderer Schularten und der Schüler an Sonderschulen. Gebiet: Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin. Quelle: Berechnet auf Grund folgender Unterlagen: StB VIII/9/7 bis 10, 12, 13; Bevölkerungsfortschreibung nach Anhang A, Ziffer 1; zur Berechnungsmethode siehe Anhang A, Ziffer 9. 15 Das S t B A hat bei seinen Vorausschätzungen der künftigen Schülerzahlen vor allem den an zweiter Stelle genannten Vergleich (gleiche Alters jähre) bevorzugt. Siehe WiSta. 1955, S. 138 ff. u n d WiSta. 1960, S. 716 ff. Auch bei v. Carnap-Edding steht diese Vergleichsart durchaus i m Vordergrund. Daneben w i r d hier der „relative Schulbesuch" auch für einzelne Kalenderjahre berechnet. Eine durchgängige Beobachtung des „relativen Schulbesuchs" bei einem bestimmten Geburtsj ahrgang ist dagegen bis auf eine Ausnahme unter-

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

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gegeben. Sie beginnen mit dem Alter i = 14. Vorher sind sie uninteressant, weil sie da m i t den Zahlen für die Mittel- und höheren Schulen zusammen 1000 ergeben. Der Verlauf innerhalb der einzelnen Spalten der Tabelle entspricht den Erwartungen. Die Zahlen sind i m Alter i = 14 noch sehr hoch, gehen dann aber schnell zurück. Verfolgt man sie jedoch i n horizontaler Richtung, so überrascht zunächst der außerordentlich starke Rückgang bei den 14jährigen. Dies ist i n der Hauptsache wohl eine Kriegsfolgeerscheinung. Die Zahl 648 i m Jahre 1952 gilt nämlich für den Geburtsjahrgang 1938, der 1944 das 6. Lebensjahr vollendet hat und zu einem großen Teil erst verspätet zur Schule gehen konnte. Dies trifft i n ähnlicher Weise auch noch für die folgenden Jahrgänge zu, schwächt sich aber in der Wirkung mehr und mehr ab. E i n zweiter Grund ist der verstärkte Andrang zu den Mittel- und höheren Schulen, auf den w i r gleich noch zu sprechen kommen werden. Beide Gründe lassen die Zahlen für 1952 bis 1955 als ungeeignet erscheinen. I m Jahr 1957, als der Jahrgang 1943 das 14. Lebensjahr vollendete, dürften sich aber die Verhältnisse bereits weitgehend normalisiert haben. Zumindest kann von einem verspäteten Schuleintritt nicht mehr die Rede sein. Was für das Alter i = 14 gilt, trifft abgeschwächt auch für i = 15 zu. W i r verwenden deshalb für den Modellansatz zweckmäßigerweise nur die vier Gliederungszahlen von 1957, begnügen uns diesmal also m i t einem einfachen „Querschnitt". (Siehe Anhang B, Tabelle 1/5, Spalte 1.) c) Die Schüler an Mittel-

und höheren Schulen

Für die Mittel- und höheren Schulen stehen die Schülerzahlen je 1000 männliche Personen gleichen Alters (jeweils nach Schuljahrbeginn) i n Tabelle 9. Diesmal wurden auch die unteren Alters jähre m i t einbezogen, u m die wesentlichen Veränderungen i m Besuch von Mittel- und höheren Schulen, die sich zwischen 1952 und 1958 vollzogen haben, schon in ihrem Ansatz erkennen und entsprechend berücksichtigen zu können. Für die Mittelschulen steigen die Zahlen, wenn man sie jeweils für ein einzelnes Kalenderjahr betrachtet, m i t dem Alter zunächst stark an. Nach dem Maximum beim Alter von 13 oder 14 Jahren gehen sie erst langsam, dann schnell zurück. Der größte Teil der Mittelschüler beendet seine Ausbildung offenbar mit 17 oder 18 Jahren. Trotz der erkennbaren Einheitlichkeit i n allen Tabellenspalten ist keiner dieser „Querschnitte" als Modellansatz geeignet. Wie nämlich ein Vergleich blieben, w e i l dafür noch nicht genügend lange Beobachtungsreihen zur V e r fügung ständen. Siehe v. Carnap , Roderich u. Edding, Friedrich: Der relative Schulbesuch . . a . a. O., S. 19 u n d Tabelle 19.

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

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Tabelle 9 Schüler an Mittel- und höheren Schulena) je 1000 männliche Personen gleichen Alters 1952—1958 (jeweils nach Beginn des Schuljahrs) Alter

1952

1954

1953

1955

1956

1 1

1957

1958

17 53 66 79

16 55 68 77 83

Mittelschulen 10 11 12 13 14 15 16 17 18

17

13 43 51 54 52 44 37 26

49 57 59 56 48 39 26

•

•

19

18 57

54

!

.

66

63 66 60 52 42 20

74 69 57 45 24 4

80 70 50 19 3

76

56 21 3

höhere Schulen 10

11

12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22

56 136 139 136 131 121 109 90 69 48 22 9 5

65

71

8

6

68 170

164

152 153 144 133 122 106 89 71 50 24

1 !

165 157 139 121 108 89 70 51 26 8 6

54 149 178 184

186

i

171 151 129 109 91 71 52 25 9 6

178 1

ι

.

ι

152 126 98 77 55 25 9 6

51 158 166 177 178

166 137

111 84 58 25 8 •

a) einschließlich der Schüler an den entsprechenden Zweigen anderer Schularten. Gebiet: Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin. Quelle: Berechnet auf Grund folgender Unterlagen: StB VIII/9/7 bis 10, 12, 13; Bevölkerungsfortschreibung nach Anhang A, Ziffer 1; zur Berechnungsmethode siehe Anhang A, Ziffer 9.

der Zahlen für jeweils dasselbe Alters jähr i n den einzelnen Kalenderjahren zeigt, hat der Mittelschulbesuch von 1952 bis 1958 stark zugenommen. Wenn aber die nachrückenden Jahrgänge immer mehr Mittelschüler je 1000 Personen gleichen Alters auf weisen, dann ergeben die Gliederungszahlen, die für ein bestimmtes Kalenderjahr berechnet worden sind, offensichtlich ein entstelltes B i l d vom Ablauf des Mittelschulbesuchs zwischen dem 10. und 18. Lebensjahr. Betrachtet man zum Beispiel allein die Zahlen von 1954, so könnte man glauben, daß von den 13jährigen Mittelschülern (66 je 1000 männliche Personen gleichen Alters) i m nächsten Jahr 10 v H abgehen; denn von 1000 14jährigen gingen 1954 nur 60 zur Mittelschule. Diese u m 10 v H geringere Zahl erklärt sich aber nicht aus einem wirklichen Abgang,

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

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sondern daraus, daß vom Jahrgang 1940 (der 1954 vierzehn Jahre alt wurde) von vornherein weniger Personen die Mittelschule besuchten als vom Jahrgang 1941 (der 1954 dreizehn Jahre alt wurde). Die Zahl der Mittelschüler je 1000 Angehörige des Jahrgangs 1941 hat sich i m Gegenteil i m nächsten Alters jähr sogar noch auf 69 erhöht, was freilich erst 1955 festgestellt werden konnte. Einen realistischen Ablauf zeigen hier also — wie bei den Eheschließungshäufigkeiten — wieder nur die Werte i n den Diagonalreihen der Tabelle („Längsschnitte"), von denen eine — die des Jahrgangs 1943 — beispielhaft hervorgehoben ist. Vergleicht man nun alle Diagonalreihen miteinander, so zeigt sich ein ununterbrochener Anstieg der Mittelschulbesuchshäufigkeit bis zum Jahrgang 1944 und dann wieder eine allerdings nur geringfügige Abschwächung. Die Ursachen für diese Entwicklung liegen auf der Hand. Die Geburtsjahrgänge 1938 bis 1943 kamen i n den Jahren 1948 bis 1954 i n das Alter, i n dem der Übergang von der Volksschule auf die Mitteloder höhere Schule üblich ist. Diese Jahre brachten aber neben der politischen Konsolidierung auch den beginnenden Wirtschaftsaufschwung und nicht zuletzt die Schulgeld- und Lernmittelfreiheit in einer Reihe von Bundesländern, wodurch vielen Eltern der Entschluß leichter gemacht wurde, ihre Kinder auf die Mittel- oder die höhere Schule zu schicken. Mitte der fünfziger Jahre war diese Phase des einmalig kräftigen Anstiegs vorbei. Der Mittelschulbesuch hält sich seitdem ungefähr auf gleicher Höhe. Die Nachwirkungen des einmaligen Anstiegs blieben aber noch solange zu beobachten, bis die betroffenen Jahrgänge ihre Schulausbildung beendeten. Sie reichen deshalb bei den höheren Schulen noch weiter als bei den Mittelschulen und sind am Zustrom zu den Universitäten sogar noch heute zu spüren. Zu einem vernünftigen Modellansatz kommen w i r folglich nur dann, wenn w i r den Zugang zu den Mittelschulen i n der Stärke annehmen, wie er um 1957 tatsächlich zu beobachten war, und von da an eine relative Abnahme der Schülerzahlen von Alters jähr zu Alters jähr unterstellen, die derjenigen bei den älteren Jahrgängen, die um 1957 zur Entlassung kamen, ungefähr entspricht. Diese Aufgabe ist am einfachsten graphisch zu lösen. Dazu werden die Werte der Tabelle 9 i n ein Koordinatensystem mit logarithmischer Ordinateneinteilung übertragen und jeweils für den gleichen Geburtsjahrgang geradlinig miteinander verbunden (siehe Abbildung 8) 1β . Jede einzelne der durchgezogenen Linien (Längsschnitte) zeigt also die Entwicklung der Mittelschülerzahlen je 1000 männliche Personen gleichen 16 U m die Übersicht zu wahren, wurden nur die Werte für die Geburtsjahrgänge 1937 bis 1943 i n das Diagramm aufgenommen. Diese wurden aber durch eine Schätzung für das Jahr 1956 ergänzt.

1

Drittes Kapitel: Entwicklung einer A b l a u f Ordnung 90> V

80

70-

605040 30

20

10

10

II

12

14

15

17

Jahre

Abb. 8: Mittelschüler je 1000 männliche Personen gleichen Alters Verbindungslinien zwischen den Werten desselben Geburtsj ahrgangs (Längsschnitte) Verbindungslinien zwischen den Werten desselben Beobachtungsjahrs (Querschnitte) Modellansatz Gebiet und Quelle: Siehe Tabelle 9.

Alters für einen der Geburtsjahrgänge 1937 bis 1943. Man sieht hier ganz deutlich, wie der Mittelschulbesuch von Jahrgang zu Jahrgang zugenommen hat. Zugleich fällt auf, daß die Linien alle fast parallel verlaufen, d. h., daß die relative Zu- oder Abnahme von Altersjahr zu Altersjahr bei allen Jahrgängen etwa die gleiche war. Vom 14. Lebensjahr an — die früheren Alters jähre interessieren jetzt nicht mehr — verläßt also jeweils ein bestimmter Prozentsatz die Mittelschule. U m nun feststellen zu können, wie viele von 1000 männlichen Personen gleichen Alters unter den Bedingungen, die um 1957 als normal gelten durften, i n jedem einzelnen Alters jähr die Mittelschule besuchen, braucht man folglich nur noch eine weitere Linie i n das Diagramm einzuzeichnen, die mit dem tatsächlichen Wert von 1957 bei i = 14 (Jahrgang 1943) beginnt und von da an etwa parallel zu den durchgezogenen Linien für die Jahrgänge vor 1943 verläuft (oberste Linie). Auf diese Weise ergibt sich zwar ein Mittelschulbesuch, der i n allen Altersjahren höher ist als er bis zum Jahr 1957 jemals beobachtet wurde, der aber bei dem um 1957 üblichen Andrang zur Mittelschule und den gleichzeitig üblichen Schulabgangsgepflogenheiten durchaus zu erwarten ist. Die Werte dagegen, die jeweils i n einem Kalenderjahr beobachtet wurden und i m Diagramm durch punktierte Linien verbunden sind (Querschnitte), erwecken alle den irrigen Eindruck eines starken vor-

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

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zeitigen Abgangs von der Mittelschule und sind für unsere Zwecke ungeeignet. Als Modellansatz dienen deshalb die Einzelwerte der gestrichelten Linie i n den Altersjahren 15 bis 19. Sie sind i n Spalte 2 der Tabelle 1/5 (Anhang B) zusammengestellt. A n den höheren Schulen hat sich i m Grunde die gleiche Entwicklung abgespielt. Deshalb war auch methodisch i n gleicher Weise vorzugehen. Die damit gewonnenen, i n das Modell einzufügenden Einzelwerte enthält die Spalte 3 der Tabelle 1/5. d) Die Schüler an Berufsfachschulen Die Tabelle 10, die über den Berufsfachschulbesuch Aufschluß gibt, vermittelt nur teilweise den gleichen Eindruck wie die über den Besuch von Mittel- und höheren Schulen. Einer der Gründe ist sicherlich, daß die Zahlen wesentlich kleiner und folglich auch mehr vom Zufall beeinflußt sind. Tabelle 10 Schüler an Berufsfachschulen je 1000 männliche Personen gleichen Alters 1952—1958 (jeweils im November) Alter

1952

1953

1954

14 15 16 17 18 19 20 21

13 21 16 10 6

16 24 17 10 6 4 2 1

19 25 18 10 6 4

, •

I 1

2 1

1955 ιi ! Ì 1 ! I

14 26 23 13 7 4 ! 2 1

! ! ! ! i i ί

1956

1957

1958

.

24 29 22 11 6 4 2

24 32 24 13 7 4 2 1

. .

. 1 ·

i

1

Gebiet: Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin. Quelle: Berechnet auf Grund folgender Unterlagen: StB VIII/15/4, 6, 7, 11, 13; StBRD Bde. 149, 214; Bevölkerungsfortschreibung nach Anhang A, Ziffer 1.

Zwischen dem Besuch von weiterführenden allgemeinbildenden Schulen und dem von berufsbildenden Schulen besteht jedoch noch ein anderer wichtiger Unterschied. Der Besuch der allgemeinbildenden Schulen beginnt lange vor dem 14. Lebensjahr. I n den Alters jähren, die für uns relevant sind, gibt es praktisch nur noch Schulabgänge. Der Besuch der berufsbildenden Schulen beginnt dagegen erst nach Erfüllung der Volksschulpflicht m i t 14, 15, 16 Jahren oder sogar noch später. Er dauert außerdem bei weitem nicht so lange. Während demnach die i n der Tabelle 9 i n einer Diagonalen stehenden Zahlen, die jeweils einen bestimmten Geburtsj ahrgang betreffen, vom Alter 14 an zeigen, wie ein

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

einmal vorhandener Personenkreis Jahr für Jahr durch Schulabgänge reduziert wird, wechselt der Personenkreis, der durch eine Diagonale der Tabelle 10 beschrieben wird, fortwährend durch Zu- und Abgänge. Diese Fluktuation hat zur Folge, daß die empirischen Gliederungszahlen nicht so stark von Vorgängen beeinflußt werden, die bereits einige Jahre zurückliegen. Sie haben insofern einen aktuelleren Charakter als die entsprechenden Gliederungszahlen für die weiterführenden allgemeinbildenden Schulen. Allerdings schlägt sich mindestens ein indirekter Einfluß des Zustroms zu den Mittel- und höheren Schulen Anfang der fünfziger Jahre auch i n den Schülerzahlen der Berufsfachschulen nieder, w e i l viele Berufsfachschüler von einer Mittel- oder einer höheren Schule kommen. So erschien schließlich doch ein ähnliches Vorgehen wie bei den Mittel- und bei den höheren Schülern angemessen. Die i n die Modellrechnung übernommenen numerischen Werte stehen i n Spalte 4 der Tabelle 1/5 (Anhang B). U m später auch zu einigermaßen realistischen Annahmen über die Folge von Ausbildungszeiten und Zeiten der versicherungspflichtigen sowie der nichtversicherungspflichtigen Erwerbstätigkeiten bei den einzelnen Modellpersonen zu kommen, fehlt uns noch ein ungefähres B i l d darüber, wie viele Berufsfachschüler ein, zwei, drei oder mehr Jahre eine solche Schule besuchen. Das statistische Quellenmaterial gibt darüber nicht unmittelbar Auskunft. M i t Hilfe der Angaben über die von den Berufsfachschülern jeweils noch erwartete künftige Ausbildungsdauer ist jedoch wenigstens eine grobe Schätzung möglich. Sie führt zu dem Ergebnis, daß ein Viertel aller männlichen Berufsfachschüler eine einjährige, etwa die Hälfte eine zweijährige, etwas weniger als ein Viertel eine dreijährige und ein kleiner Rest eine vierjährige Ausbildungsdauer hat. Einzelheiten über das Schätzverfahren enthält der Anhang A unter Ziffer 10. e) Die Schüler und Studierenden

an Fachschulen

Bei den Fachschulen einschließlich der Ingenieur- und Technikerschulen liegen die Verhältnisse ähnlich wie bei den Berufsfachschulen. Der Zugang erfolgt noch einige Jahre später und auf noch mehr Altersjahre verteilt. Der Schülerkreis verändert sich ständig sowohl durch Zu- als auch durch Abgänge. Da der Fachschulbesuch aber stets erst nach mindestens zweijähriger praktischer Tätigkeit beginnt, besteht — anders als bei den Berufsfachschulen — keinerlei Beziehung zwischen der Zahl der Abgänge aus Mittel- und höheren Schulen und der Zahl der Zugänge zu den Fachschulen. Der verstärkte Andrang zu den weiterführenden allgemeinbildenden Schulen dürfte deshalb ohne Wirkung auf die Fachschul-Besuchshäufigkeit geblieben sein. Tatsächlich ergibt

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

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eine graphische Darstellung, die der Abbildungen 8 entspricht 17 , ein Liniengewirr ohne eindeutige Tendenzen. Gegen eine Querschnittsreihe als Modellansatz ist deshalb hier nicht der gleiche gravierende Einwand zu erheben wie bei den Mittel-, den höheren und den Berufsfachschulen. Das gilt umso mehr als die Ausbildungszeiten an den Fachschulen i m allgemeinen ebenfalls nur kurz sind. Dennoch sind die für 1957 festgestellten Gliederungszahlen noch nicht unmittelbar geeignet, weil sie etwas sprunghaft verlaufen. Bereits geringfügige Abwandlungen, die kaum mehr als den Zufall ausgleichen, führen aber bereits zu einer brauchbaren Modellreihe (siehe Anhang B, Tabelle 1/5, Spalte 5). Wendet man — u m von der Dauer der Ausbildungszeiten einen allgemeinen Eindruck zu bekommen — wieder die gleiche Methode an wie bei den Berufsfachschulen, so ergibt sich etwa die folgende Verteilung der männlichen Fachschüler nach der Dauer der Ausbildung 1 8 : ein Jahr: zwei Jahre: drei Jahre: vier und mehr Jahre:

15 bis 20 55 bis 60 knapp 20 5 bis 10

vH vH vH vH

f) Die Studierenden an wissenschaftlichen Hochschulen und lehrerbildenden Anstalten Man könnte zunächst daran denken, die Zahl der männlichen Studierenden an den wissenschaftlichen Hochschulen und an den lehrerbildenden Anstalten i m Modell wie bei den anderen i n Ausbildung befindlichen Personengruppen gemäß ihrem Anteil an der männlichen Gesamtbevölkerung der entsprechenden Geburts jahrgänge festzulegen 19 . Die graphische Darstellung der für eine längere Folge von Kalenderjahren berechneten Gliederungszahlen ergibt i n der Tat ein recht befriedigendes Bild. Die „Längsschnittlinien" der Geburts jahrgänge 1929 bis 1933 mit Studienbeginn etwa zwischen 1948 und 1953 liegen sehr dicht beieinander, die der folgenden Jahrgänge erwartungsgemäß etwas darüber. Und doch ist damit kein vernünftiger Ausgangspunkt für unser Modell zu gewinnen, w e i l w i r die Häufigkeit des Besuchs von höheren Schulen u m fast 30 v H höher angesetzt haben, als er zu der Zeit war, da die heute Studierenden zur höheren Schule kamen. Wenn der A n 17 Die dazu benötigten Zahlen über die Schüler u n d Studierenden sind enthalten i n : StB VIII/15/4 bis 13. is Verwendete Quelle: StB VIII/15/4 bis 11. 19 Die dazu benötigten Studierendenzahlen sind enthalten i n : StB VIII/4/17, 22, 27, 35, 40; StB VIII/16/3 bis 7; StBRD Bd. 130, H. 1 u n d 2.

12 Grohmann

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

drang zur höheren Schule, wie er um 1957 i n den Alters jähren zwischen zehn und zwölf zu beobachten war, anhält, dann werden bald auch Jahr für Jahr mehr Reifezeugnisse erworben und dann drängen auch Jahr für Jahr mehr Abiturienten zu den Universitäten und Technischen Hochschulen. Die Zahl der männlichen Modellpersonen, die ein Reifezeugnis erwerben, läßt sich anhand des Bestands an höheren Schülern beim Eint r i t t i n das Kalenderjahr, i n dem das 19. Lebensjahr vollendet wird, veranschlagen. Dieser beträgt nach Tabelle 1/5, Spalte 3 (Anhang B) 90 je 1000 männliche Personen gleichen Alters. Ebenso groß dürfte auch die Zahl der Personen sein, die jährlich das 13. Schuljahr beginnen. Nun betrug i n den Jahren um 1957 die Zahl der Reifeprüfungen immer etwa 92 bis 94 v H der Zahl der Schüler, die ein Jahr vorher am Anfang des 13. Schuljahrs standen 20 . Danach muß die Zahl der Reifeprüfungen i m Modell etwa mit 84 je 1000 männliche Personen gleichen Alters angenommen werden. Da sich heute fast alle männlichen Erwerber eines Reifezeugnisses entweder sofort oder einige Jahre später dem Studium zuwenden, darf angenommen werden, daß von den 84 Abiturienten je 1000 männliche Personen gleichen Alters wohl etwas über 80 ein Studium an einer wissenschaftlichen Hochschule oder einer lehrerbildenden Anstalt aufnehmen werden. Da sich den letzteren wenig mehr als 10 v H aller männlichen Studienanfänger zuwenden 21 , können w i r die Zahl der Studienanfänger mit Reifeprüfung an wissenschaftlichen Hochschulen m i t insgesamt 75 je 1000 männlichen Personen gleichen Alters annehmen, so daß — wenn man noch einen Fachschulabsolventen hinzurechnet — i m ganzen 76 von 1000 männlichen Personen gleichen Alters zum Studium kommen. Diese 76 Personen nehmen freilich das Studium nicht alle i m gleichen Alter auf. Sie sind deshalb noch nach dem Alter bei Studienbeginn aufzuteilen. Dies konnte relativ einfach unter Verwendung der Altersgliederung der männlichen Studierenden geschehen, die während des Wintersemesters 1955/56 i m 1. oder 2. Semester standen 22 , freilich unter Berücksichtigung der unterschiedlichen Stärke der betroffenen Geburtsjahrgänge. So kam die folgende Verteilung der Studienanfänger je 1000 männliche Personen gleichen Alters zustande. U m aus den Zugängen zum Studium schließlich die vollen Studierendenzahlen entwickeln zu können, wurden von 1951 bis 1957 alle Gruppen von männlichen Studierenden, die i m selben Kalenderjahr ihr Studium aufgenommen haben, Jahr für Jahr weiterverfolgt, soweit 20 StB VIII/9/7 bis 10, 12, 13. 21 Vgl. z. B. StB VIII/4/35 u n d VIII/16/6, männliche Studierende i m ersten Semester. 22 StBRD Bd. 196, H. 1, S. 57.

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

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Tabelle 11 Studienanfänger je 1000 männliche Personen gleichen Alters (Modellannahme) Alter

Studienanfänger i n v T

Alter

19 20 21 22 23

12 22 18 10 5

24 25 26 27 28

Studienanfänger i n v T 3 2 2 1 1

dies anhand der Zahlen über die Studierenden nach Fachsemestern möglich war 2 3 . Daraus ergab sich nach einigen Ergänzungen und Abrundungen, daß die Zahl der Studierenden i m ersten Jahr auf etwa 95, i m zweiten auf 92, i m dritten auf 81, i m vierten auf 55, i m fünften auf 30, i m sechsten auf 15 und i m siebenten auf 5 v H der ursprünglichen Zahl zurückgeht. Diese Zahlen wurden dazu benutzt, die Dauer des Studiums für alle i n Tabelle 11 enthaltenen Studienanfänger zu bestimmen. Auf diese Weise kam es schließlich zu den Annahmen über die Zahl der Studierenden an wissenschaftlichen Hochschulen je 1000 männliche Personen gleichen Alters, die i n der Spalte 6 der Tabelle 1/5 (Anhang B) aufgezeichnet sind. Die Ergänzung der Spalten für die Studierenden an lehrerbildenden Anstalten erfolgte i n etwas vereinfachter Form. Ausgangspunkt waren hier — ähnlich wie bei den Volks-, Mittel-, höheren Schülern usw. — die Zahlen der Studierenden an lehrerbildenden Anstalten je 1000 männliche Personen gleichen Alters 2 1 . Sie lassen zwischen 1953 und 1957 keinen bemerkenswerten Trend erkennen, so daß es genügte, allein die von 1957 zu verwenden. Diese mußten dann allerdings entsprechend dem verstärkten Zustrom zu den höheren Schulen um 30 v H erhöht werden. Die Verteilung nach der Studiendauer wurde nach der gleichen Methode abgeschätzt, wie es für die Berufsfachschulen und für die Fachschulen geschehen ist. Die Ergebnisse stehen i n der Spalte 7 der Tabelle 1/5 (Anhang B). 2. Die Personen, die nicht unmittelbar nach Beendigung ihrer Schul-, Fach- oder Hochschulausbildung ins Erwerbsleben eintreten und die dauernd Erwerbsunfähigen

Über die Zahl der männlichen Personen i m erwerbsfähigen Alter, die nicht mehr i n Schulausbildung stehen und die dennoch weder Erwerbspersonen sind, noch eine frühere hauptberufliche Erwerbstätigkeit we23 StB VIII/4/13, 17, 22, 27, 35; StBRD Bd. 130, H. 1. 24 Studierendenzahlen i n : StB VIII/16/3 bis 7; StBRD Bd. 130, H. 2.

12·

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gen Erwerbsunfähigkeit aufgegeben haben, lassen sich nur einige sehr grobe Anhaltspunkte finden. I m Oktober 1957 gab es rund 1,5 M i l l , männliche Personen zwischen 15 und 64 Jahren, die nicht zu den Erwerbspersonen zählten 2 5 . Zieht man davon die Zahl der Vollzeitschüler (einschließlich der Studierenden) 26 , die Zahl der Empfänger einer Berufs- oder Erwerbsunfähigkeitsrente 2 7 und die geschätzte Zahl der Beamten i m Ruhestand 28 ab, so bleiben nur noch rund 250 000—300 000 Personen übrig. Darunter dürften noch nahezu 100 000 Empfänger einer Versehrtenrente der Kriegsopferversorgung m i t einer Erwerbsminderung von mehr als 70 v H sein, die nicht zugleich eine Rente aus der gesetzlichen Rentenversicherung beziehen 29 . Selbst wenn man berücksichtigt, daß ein Teil der Schüler und Rentenbezieher zugleich noch hauptberuflich erwerbstätig sein mag, ist die gesuchte Restgröße bei insgesamt 16 M i l l . Männern i m erwerbsfähigen Alter doch sehr klein. Versucht man schließlich noch, sie wenigstens i n ganz grober Weise nach dem Alter aufzugliedern, und bezieht die Ergebnisse dann auf die jeweilige männliche Bevölkerung gleichen Alters, so ergibt sich ein größerer Wert nur i n der Altersklasse zwischen 15 und 20 Jahren, nämlich rund 30 v T (etwa 70 000 Personen). I n allen übrigen Altersklassen ist die entsprechende Gliederungszahl ziemlich konstant und liegt unter 10 vT. Die damit i n der Tat sehr kleine Gruppe von Nichterwerbspersonen, die weder Schüler noch Rentner, Pensionäre, Altenteiler usw. sind, wurde daraufhin folgendermaßen i m Modell berücksichtigt. Als erstes wurde angenommen, daß eine größere Zahl von Personen nach Verlassen der Schule oder Hochschule noch einige Zeit ohne hauptberufliche Erwerbstätigkeit bleibt. Da diese Übergangszeit i n Wirklichkeit jedoch meist nur einige Monate dauert, w i r aber der Einfachheit halber nur einmal i m Jahr einen Wechsel von einer Personengruppe zur anderen annehmen wollen, wurde der Ansatz wesentlich niedriger als 30 vT gewählt. Die Verteilung nach einzelnen Altersjahren erfolgte dann unter Berücksichtigung der bereits i m Modell vorhandenen Schulabgangszahlen. Weiterhin wurden i n allen Altersklassen einheitlich zwei je 1000 männliche Personen gleichen Alters als dauernd erwerbsunfähig angenommen 3 0 . 25 S t B A : nicht veröffentlichte Ergebnisse des Mikrozensus, siehe Anhang A , Ziffer 6, vgl. auch WiSta. 1959, S. 542. 26 StB VIII/9/12, VIII/15/10 u n d 11, VIII/4/35, VIII/16/6, jeweils Geburtsjahrgänge 1942 u n d früher. 27 StddRentenvers. Bd. 7, S. 12 ff., 118; Knappschaftliche Rentenversicherung 1956, S. 18 ff., jeweils Geburts jahrgänge 1893 und später. 28 Sie ergibt sich i m Zusammenhang m i t den Berechnungen auf S. 194 f. 29 A S S t M i t t . 1958, S. 46; StBRD Bd. 137, H. 1, S. 88 ff. 30 Dies entspricht übrigens ziemlich genau dem Bevölkerungsanteil der Dauerinsassen von Heimen für Körperbehinderte u n d Irrenanstalten am

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

1

Damit bleiben nun nur noch jene Personen übrig, die eine einmal begonnene hauptberufliche Erwerbstätigkeit zeitweise unterbrechen, etwa beim Berufs- oder Arbeitsplatzwechsel, während der Dauer einer Strafverbüßung usw. Ihre Zahl dürfte i n den einzelnen Altersstufen kaum über fünf von 1000 männlichen Personen hinausgehen. Soweit es sich dabei um Personen handelt, die ohnehin nicht versicherungspflichtig sind, brauchen sie uns nicht weiter zu beschäftigen. Diejenigen aber, die eine versicherungspflichtige Beschäftigung vorübergehend unterbrechen, fassen w i r am besten mit denjenigen zusammen, die ihre Erwerbstätigkeit als versicherungspflichtige Arbeitnehmer wegen Arbeitslosigkeit oder Krankheit vorübergehend nicht ausüben. Ihre Zahl mag vielleicht in der Größenordnung von drei je 1000 männliche Pflichtversicherte gleichen Alters liegen. Es bleibt somit bei den beiden erstgenannten Annahmen über die nach Verlassen der Schule oder Hochschule noch nicht ins Erwerbsleben eingetretenen und die dauernd erwerbsunfähigen Personen, die i n Tabelle 1/6, Spalte 1 (Anhang B) zusammengestellt sind. Sie sind i n dieser Größe gewiß nur m i t erheblichen Vorbehalten aufzunehmen, sollten aber bei der Aufgliederung der Männer i m erwerbsfähigen Alter auch nicht vollständig fehlen. 3. Die Selbständigen und die mithelfenden Familienangehörigen (einschließlich der wegen Arbeitsunfähigkeit aus dem Erwerbsleben ausgeschiedenen) a) Die

Selbständigen

Unter den nichtversicherungspflichtigen Erwerbspersonen bilden die Selbständigen die weitaus größte Gruppe. Zu ihnen zählten i m Oktober 1957 knapp 2,5 M i l l , männliche Personen. Das waren etwa ein Sechstel aller männlichen Erwerbspersonen überhaupt. Die Gruppe der Selbständigen ist freilich recht inhomogen. Knapp 40 v H von ihnen sind Land- und Forstwirte, etwas weniger als 30 v H Handwerker, ungefähr ebenso viele sonstige Gewerbetreibende und Unternehmer in Handel, Industrie, Verkehr usw. und schätzungsweise 4 v H Angehörige der sog. freien Berufe 3 1 . Deshalb kann durch allgemeine Erörterungen und Zahlen vergleiche, wie sie hier zur Gewinnung von Modellansätzen sogleich angestellt werden sollen, immer nur ein recht grober Überblick über die Selbständigen als Gesamtheit gewonnen werden. Für unsere Zwecke reicht dies aber aus. Man muß sich nur eben dessen bewußt bleiben, daß die Behandlung 13. 9. 1950, der über alle Altersjahre hinweg erstaunlich konstant war. Siehe StBRD Bd. 36, H. 2, S. 211 u n d Bd. 35, H. 1, S. 8 ff. 31 Siehe WiSta. 1959, S. 178; StBRD Bd. 203, H. 3, S.4; WiSta. 1957, S. 658*.

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

einer so inhomogenen Masse als eine Einheit doch gewisse Einschränkungen für die Aussagefähigkeit der Ergebnisse m i t sich bringt. Die Gruppe der Selbständigen zeichnet sich gegenüber anderen Gruppen von Erwerbspersonen, vor allem gegenüber den versicherungspflichtigen Arbeitern und Angestellten, durch eine Reihe von Besonderheiten aus, die für unseren Modellansatz von einiger Bedeutung sind. Die meisten Selbständigen erlangen diese Stellung i m Beruf nicht schon bald nach dem E i n t r i t t i n das erwerbsfähige Alter, sondern erst viele Jahre später. Die Selbständigen i n der Landwirtschaft sind vorher fast alle erst einmal mithelfende Familienangehörige, die selbständigen Handwerker durchlaufen vorher regelmäßig eine längere Lehr- und Gesellenzeit, die sonstigen Gewerbetreibenden und Unternehmer i n Handel und Industrie beginnen ihr Erwerbsleben gewöhnlich als Angestellte oder auch als mithelfende Familienangehörige, und die Angehörigen der freien Berufe haben zum großen Teil eine sehr lange Ausbildungszeit. So kommt es, daß die Selbständigkeit als Berufsstellung fast immer erst i n der zweiten Hälfte des dritten oder gar erst i m Verlauf des vierten Lebensjahrzehnts erlangt wird, also etwa zwischen dem 25. und 40. Lebensjahr. Dann ist damit aber gewöhnlich auch die endgültige Berufsund Lebensstellung erreicht. W i r d schon der E i n t r i t t i n den Kreis der Selbständigen i m mittleren und höheren Alter immer seltener, so gibt es dann noch weniger Personen, die ihre einmal erlangte Selbständigkeit zugunsten einer unselbständigen Beschäftigung wieder aufgeben. Das gilt mindestens i n Zeiten m i t gleichbleibender allgemeiner W i r t schaftslage, wie sie der Modellvorstellung zugrunde liegt. Man w i r d dann lediglich m i t einer etwas größeren Zahl von älteren Selbständigen — besonders i n der Landwirtschaft — rechnen müssen, die die Leitung ihres Betriebs i n die Hand eines anderen Familienmitglieds legen, um selbst noch für eine zeitlang „mithelfende Familienangehörige" zu werden. Schließlich scheiden Selbständige i m großen und ganzen später aus dem Erwerbsleben aus als andere Erwerbspersonen. Statistische Untersuchungen über die Selbständigen, die sich für unsere Zwecke nutzbringend verwerten lassen, liefern die Berufszählungen, die jedoch immer nur i n großen Zeitabständen stattfinden 32 , und neuerdings der Mikrozensus 33 . Die Ergebnisse beider Arten von Erhebungen bieten durchweg die Möglichkeit, die Zahl der Selbständigen je 1000 männliche Personen gleichen Alters für alle Altersstufen zu berechnen. Irgendwelche Zahlen über den Zugang oder Abgang an Selbständigen nach dem Alter gibt es dagegen bisher nicht 3 4 . 32 Die beiden letzten ζ. B. 1939 u n d 1950. 33 Siehe A n h a n g A, Ziffer 6. 34 Allerdings wurde i n letzter Zeit der Versuch unternommen, den Wechsel zwischen den Stellungen i m Beruf wenigstens insgesamt näherungsweise zu ermitteln. Siehe WiSta. 1961, S. 295 f.

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

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Was nun die Eignung der altersspezifischen Selbständigenquoten für unser Modell anbetrifft, so liegen die Dinge hier ähnlich wie w i r sie schon einmal bei den Betrachtungen über die Häufigkeit von Eheschließungen lediger Männer angetroffen haben 35 . I n denjenigen Alters jähren, i n denen der Hauptzugang zur Gruppe der Selbständigen erfolgt, und i n denen demnach der Entschluß, selbständig zu werden oder unselbständig zu bleiben sich stark nach den aktuellen wirtschaftlichen und sozialen Bedingungen richtet, also etwa i n den Alters jähren zwischen 25 und 40, sind die Gliederungszahlen vielleicht besser geeignet als es irgendwelche „Zugangswahrscheinlichkeiten" sein könnten, weil sich bei ihnen zufällige Schwankungen und kurzfristige Veränderungen i n der allgemeinen Neigung zur Selbständigkeit während der jeweils vorangegangenen Jahre bis zu einem gewissen Grade von selbst korrigieren. Anders dagegen i n den Altersjahren über 40. Da die einmal erworbene Selbständigkeit nicht ohne weiteres wieder aufgegeben wird, sind die Selbständigenquoten i n diesen Altersklassen weit weniger ein Ausdruck gegenwärtiger Tendenzen als Relikte einer Zeit vor 10, 20 oder 30 Jahren. Es könnte deshalb wünschenswert erscheinen, unter diesem Aspekt die altersspezifischen Selbständigenquoten aus den Berufszählungs- und Mikrozensusergebnissen von 1925, 1933, 1939, 1950 und 1957 einander gegenüberzustellen. Da die früheren Zahlen jedoch alle für das Deutsche Reich, die neueren dagegen für das Bundesgebiet gelten und der Gebietswechsel zugleich eine wesentliche Strukturveränderung m i t sich gebracht hat, hat ein solcher Vergleich wenig Sinn. Ein Vergleich ab 1939 ist aber zumindest mit Einschränkung möglich, weil für dieses Jahr auch derjenige Bevölkerungsteil nach Geschlecht, Alter und Stellung i m Beruf gegliedert vorliegt, der damals i m heutigen Bundesgebiet wohnte 3 6 . Gewiß haben sich auch innerhalb des heutigen Bundesgebiets starke ökonomische und soziale Veränderungen vollzogen, so daß diesem Vergleich ebenfalls nur eine beschränkte Aussagefähigkeit zugebilligt werden kann. Vor allem der Bevölkerungszustrom aus den deutschen Ostgebieten und aus Mitteldeutschland hat die Selbständigenquoten i n den einzelnen Geburtsj ahrgängen keineswegs unberührt gelassen. Trotzdem dürften wenigstens die allgemeinen Tendenzen, die bei einer Gegenüberstellung der Verhältnisse von 1939, 1950 und 1957 zum Ausdruck kommen, i m großen und ganzen auch dann noch ihre Gültigkeit behalten, wenn man derartige Vergleichsstörungen ausschalten könnte. Das aber genügt bereits, u m wenigstens ungefähr zu erkennen, wie weit die Selbständigenquoten von 1957 durch einen zeitlich zurückliegenden Entwicklungstrend mitbestimmt sind und demzufolge für den Modellzweck abgewandelt werden müssen. 35 3. Kapitel, C I I 1. se StB VIII/8/28, S. 16 f. und 42 f.

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

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Tabelle 12 Selbständige und mithelfende Familienangehörige je 1000 männliche Personen gleichen Alters 1939, 1950 und 1957/58

Alter

15-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49 50-54 55-59 60-64

M i t h . Familienangeh.

Selbständige 1939a)

1950

0 16 76

0 17 64 124

174 239 269 297 296

181

224 241 258 267 260

1939^)

1950

1 13

120

123 169 194 224 232

39

93 91 74 46 29 17

1957/58

66

228 225

94 69

15 9 9

16

10 6 6 6

a) Bezugsgrundlage: Ständige Bevölkerung. Gebiet: Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin. Quelle: StB VIII/8/28, S. 17 u. 43; StBRD Bd. 35, H. 1, S. 8 ff.; StBRD Bd. 37, H. 4, S. 16; StBA: nicht veröffentlichte Ergebnisse des Mikrozensus vom Oktober 1957. I m Gegensatz zu den veröffentlichten Ergebnissen (vgl. WiSta 1959, S. 543) betreffen die hier verwendeten Unterlagen stets nur die Erwerbspersonen; außerdem sind alle nach RVO oder A V G Versicherungspflichtigen zu den Arbeitern und Angestellten gezählt. Vgl. Anh. A, Ziffer 6.

I n jeder der Spalten 1 bis 3 i n Tabelle 12 37 bestätigt sich zunächst die allgemeine Erwartung, daß der Zugang zur Gruppe der Selbständigen i n der Hauptsache zwischen dem 25. und 40. Lebensjahr erfolgt. Bei den unter 20jährigen gibt es fast noch keine Selbständigen, bei den 20- bis 24jährigen nur relativ wenige. Dann steigen die Gliederungszahlen stark an. Zwischen 40 und 44 Jahren sind rund ein Fünftel aller Männer Selbständige. Auch dann nimmt ihr A n t e i l an der jeweils gleichaltrigen Bevölkerung noch weiter zu, jedoch immer langsamer, bis zwischen 50 und 60 Jahren ein Maximum erreicht ist. Bedenkt man noch, daß der Rückgang am Ende hauptsächlich auf das Ausscheiden aus dem Erwerbsleben zurückzuführen ist, so scheinen die Zahlen anzuzeigen, daß der Zugang von den Abhängigen und mithelfenden Familienangehörigen zu den Selbständigen fast bis zum Alter von 65 Jahren größer ist als der Abgang i n umgekehrter Richtung. Doch handelt es sich hier u m Querschnittsdaten, die i n den höheren Altersklassen — wie schon angedeu37 Die d r i t t e Vergleichsreihe enthält Durchschnittswerte aus den M i k r o zensusergebnissen v o m Oktober 1957 und v o m Oktober 1958. Dies erwies sich als notwendig, w e i l die Z a h l der Selbständigen i m Oktober 1957 offenbar aus reinen Zufallsgründen zu niedrig ausgefallen war. Von 1957 bis 1958 ergab sich nämlich ein Anstieg der Z a h l der Selbständigen, der k a u m einen realen H i n t e r g r u n d gehabt haben dürfte. Vgl. WiSta. 1960, S. 19, 22 f. 1959 lag die Z a h l der Selbständigen tatsächlich auch wieder niedriger. Siehe WiSta. 1960, S. 518, siehe auch WiSta. 1961, S. 518.

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

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tet — leicht zu Fehlschlüssen Anlaß geben. Dies w i r d sofort deutlich, wenn man die einzelnen Zeilen der Tabelle ins Auge faßt. I n allen mittleren und höheren Altersklassen sinkt der Anteil der Selbständigen von einem Zählungsjahr zum anderen. Das mag ζ. T. m i t dem Bevölkerungsstrom aus Ost- und Mitteldeutschland zusammenhängen, ist dadurch allein aber nicht zu erklären. Besonders der Rückgang der Zahlen von 1950 bis 1957/58 muß noch andere Ursachen haben, weil der Wanderungsüberschuß i n dieser Zeit trotz seines absolut beträchtlichen Umfangs kaum 5 v H der männlichen Bevölkerung von Ende 1957 ausmachte und die wirtschaftliche Eingliederung der Vertriebenen zwischen 1950 und 1957/58 sogar auf eine Erhöhung der Selbständigenquote hingewirkt haben dürfte. Diese anderen Ursachen sind vor allem die Abwanderung aus der Landwirtschaft und der Rückgang der Zahl der selbständigen Handwerker. Eine Zunahme bei den sonstigen Gewerbetreibenden, den Unternehmern sowie den Angehörigen der freien Berufe hat diese Entwicklung zwar abschwächen, aber nicht umkehren können. Diese Verminderung der Selbständigenquoten zwischen 1939 und 1957/58 ist jedoch nicht i n erster Linie so vor sich gegangen, daß immer mehr selbständige Landwirte und Handwerker eine andere A r t der Erwerbstätigkeit aufgenommen hätten. Das mag zwar auch eine Rolle mitgespielt haben, wichtiger ist jedoch die Tatsache, daß immer mehr Jahrgänge m i t von vornherein niedrigeren Selbständigenquoten i n die mittleren und höheren Altersklassen aufgerückt sind. U m trotz der lückenhaften statistischen Unterlagen wenigstens einen ungefähren Eindruck von der Entwicklung der Selbständigenquoten bei den einzelnen Jahrgängen — also i m „Längsschnitt" — zu bekommen, kann das folgende Behelfsverfahren angewandt werden. I n Abbildung 9 sind zunächst einmal die Selbständigenquoten der Tabelle 12 durch Punkte bezeichnet und für jeden der drei Beobachtungszeiträume durch punktierte Linien untereinander verbunden worden. Jeder beliebige Punkt dieser Linien kann aufgefaßt werden als ein interpolierter Näherungswert für die Selbständigenquote desjenigen Geburtsjahrgangs, der i n dem betreffenden Beobachtungsjahr gerade i n dem auf der Abszisse verzeichneten Alters jähr stand. Durch geradlinige Verbindung dieser Selbständigenquoten-Näherungswerte für die Geburtsjahrgänge 1895,1905 und 1915 entstanden somit die drei eingezeichneten „Längsschnittfragmente". Jedes von ihnen zeigt, wie sich i n der Vergangenheit die Selbständigenquote eines einzelnen Geburtsj ahrgangs m i t zunehmendem A l t e r verändert hat, soweit dies auf Grund der vorhandenen Daten überhaupt i n Erfahrung zu bringen ist. Hier sieht man nun sehr deutlich, daß die realen Längsschnitte oberhalb des 40. Lebensjahrs viel flacher verlaufen als die Daten der drei Querschnitte und daß

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

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20

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30

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Jahre

Abb. 9: Selbständige je 1000 männliche Personen gleichen Alters Verbindunsglinien zwischen Werten desselben Geburts j ä h r gangs Verbindungslinien zwischen Werten desselben Beobachtungsjahrs Modellansatz (einschließlich der wegen Arbeitsunfähigkeit ausgeschiedenen u n d der zu den mithelfenden Familienangehörigen übergewechselten Personen) Gebiet und Quelle: Siehe Tabelle 12.

folglich jeder dieser Querschnitte — für sich allein genommen — einen irreführenden Eindruck erzeugt. I n einer Wirtschaft und Gesellschaft, die über sehr lange Zeit hinweg unter den allgemeinen Bedingungen des Jahres 1957 lebt und sich entwickelt, ist also zu erwarten, daß der Anteil der männlichen Selbständigen an der jeweils gleichaltrigen männlichen Gesamtbevölkerung bis zum 40. Lebensjahr etwa m i t den Querschnittsdaten von 1957/58 übereinstimmt, dann aber langsamer ansteigt, als diese es anzeigen, und nach dem 50. oder 55. Lebensjahr bereits wieder zurückgeht. A u f Grund dieser Anhaltspunkte wäre jetzt eigentlich der Modellansatz für die Zahl der Selbständigen je 1000 männliche Personen gleichen Alters — am besten durch eine zusätzliche Längsschnittlinie i n Abbildung 9 — zu entwickeln. Zuvor ist jedoch noch folgendes zu bedenken. Der als normal anzusehende Rückgang der Selbständigenquoten nach dem 50. oder 55. Lebensjahr hat zwei Ursachen: das endgültige Ausscheiden aus dem Erwerbsleben wegen Arbeitsunfähigkeit und das Hinüberwechseln i n die Gruppe der mithelfenden Familienangehörigen nach Übergabe des Betriebs an die nachfolgende Generation. Nun wollen w i r aber — wie an früherer Stelle dargelegt — die aus dem Erwerbsleben ausgeschiedenen Selbständigen gar nicht eliminieren, sondern sie auch weiterhin m i t i n den Modellansatz für die Selbständigen einbeziehen. Außerdem werden die mithelfenden Familienangehörigen später doch allesamt m i t den Selbständigen zu einer Gruppe zusammengefaßt. Es ist deshalb zweckmäßiger, beide Personenkreise von vornherein i m

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Modellansatz für die Selbständigen zu belassen. Dann entfällt nämlich die Notwendigkeit, die Selbständigenquoten i m Modell vom 50. oder 55. Lebensjahr an i n einem doch ungewissen Ausmaß wieder absinken zu lassen. Es ist dann bis zur Altersgrenze eher mit einem schwachen, stetigen Anstieg zu rechnen, weil der Wechsel von den Unselbständigen zu den Selbständigen i n diesen Altersstufen zwar gering, aber immer noch etwas größer sein dürfte als der Wechsel i n umgekehrter Richtung. Damit vereinfacht sich die Gewinnung des endgültigen Modellansatzes folgendermaßen: Die Zahl der Selbständigen (einschließlich der wegen Arbeitsunfähigkeit aus dieser Stellung i m Beruf ausgeschiedenen und einschließlich der i n den letzten Jahren des erwerbsfähigen Alters i n die Gruppe der mithelfenden Familienangehörigen übergewechselten Personen) je 1000 männliche Personen gleichen Alters w i r d i n Abbildung 9 durch einen Linienzug festgelegt, der bis zum 42. Lebensjahr m i t den Querschnittsdaten von 1957/58 übereinstimmt (unterste punktierte Linie) und sich dann davon löst, indem er bis zur Altersgrenze nur noch sehr langsam, aber stetig ansteigt (gestrichelte Linie). M i t einem solchen Verlauf etwa muß gerechnet werden, wenn i n einer Bevölkerung die um 1957 herrschende Neigung zur Selbständigkeit bei der gegebenen wirtschaftlichen Situation lange Zeit vorherrscht. b) Die mithelfenden

Familienangehörigen

Nachdem für die Selbständigen einigermaßen vertretbare Modellansätze gefunden sind, die auch schon einen kleinen Teil der mithelfenden Familienangehörigen m i t einschließen, wenden w i r uns nun dem Ansatz für die übrigen Angehörigen dieser Gruppe zu. Die mithelfenden Familienangehörigen bilden eine noch viel weniger scharf umrissene, heterogene Gesamtheit als die Selbständigen. Ihre begriffliche Abgrenzung hat den Statistikern und ebenso den Sozialversicherungsrechtlern schon seit eh und je Schwierigkeiten bereitet. Ganz allgemein handelt es sich bei ihnen u m Personen, die i m Betrieb oder Büro eines (selbständigen) Verwandten arbeiten und auf diese Weise ihren Lebensunterhalt sichern. Die praktisch vorkommenden Varianten reichen aber von einer fast uneingeschränkten M i t w i r k u n g i n der Geschäftsleitung bis zur einfachen weisungsgebundenen Tätigkeit, vom vollen Arbeitseinsatz bis zur mehr oder weniger sporadischen M i t hilfe, von der Mitbeteiligung an allen Gewinnen und Verlusten bis zur stundenweise berechneten Entlohnung oder zum bloßen Taschengeld neben der Gewährung von Wohnung, Kleidung und Verköstigung. Ist der Arbeitseinsatz i m Betrieb nur sehr geringfügig, dann gilt eine solche Person jedoch als „Angehöriger ohne Hauptberuf", ist die Gleichstellung mit anderen Betriebsangehörigen sehr groß, dann w i r d sie als Arbeiter

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

oder Angestellter gezählt. Versicherungspflicht i n der Rentenversicherung der Arbeiter oder der Angestellten besteht immer dann, wenn ein abhängiges Beschäftigungsverhältnis mit Entgeltzahlung vorliegt 3 8 . Obwohl es die verfügbaren statistischen Unterlagen wenigstens für 1950 und 1957/58 erlauben, die für uns allein relevante Zahl der nichtrentenversicherungspflichtigen männlichen mithelfenden Familienangehörigen je 1000 männliche Personen gleichen Alters für alle Altersgruppen zu berechnen, sind auch diese Angaben m i t gewissen Vorbehalten aufzunehmen, weil die Zuordnung zu diesem Personenkreis bei der Erhebung problematisch ist. Eine weitere Eigentümlichkeit, die die Gruppe der mithelfenden Familienangehörigen (wenigstens unter den männlichen Erwerbspersonen) gegenüber den anderen Erwerbspersonenkategorien auszeichnet, ist die größere Wechselhaftigkeit ihres Bestands. Für männliche Personen bedeutet eine Erwerbstätigkeit als mithelfender Familienangehöriger meistens eine Übergangszeit. Nach Beendigung der Schulausbildung, nach einer abgeschlossenen Lehrzeit oder nach einer mehr oder weniger langen weiteren praktischen Berufstätigkeit i n einem fremden Betrieb arbeiten viele junge Männer noch eine Reihe von Jahren i m Betrieb des Vaters oder eines anderen Verwandten, bis sie als M i t - oder Alleininhaber dieses oder eines anderen Betriebs selber zu den Selbständigen gehören. I m Alter kehrt der Selbständige dann oft wieder in die Stellung eines mithelfenden Familienangehörigen zurück. Das ist besonders in der Landwirtschaft so, i n der drei Viertel aller männlichen mithelfenden Familienangehörigen beschäftigt sind 3 9 . Wechselhafte Lebens- und W i r t schaftsbedingungen können relativ schnell zu einer Änderung dieser Gepflogenheiten, etwa zu einer Ausdehnung oder Einschränkung der Übergangszeit als mithelfender Familienangehöriger führen. Der Bestand an mithelfenden Familienangehörigen ist deshalb i n seinem Umfang wie i n seiner Zusammensetzung viel flexibler als der der Selbständigen. Aus alledem folgt für uns: Gegen die Umwandlung eines aktuellen Querschnitts i n einen hypothetischen Längsschnitt, die w i r bei den Selbständigen nur bis zum Alter von 40 Jahren für vertretbar halten konnten, sind hier nur weniger durchschlagende Einwendungen zu erheben. A u f der einen Seite ist zwar die Vergleichbarkeit der Mithelfendenquoten i n den Spalten 4 bis 6 der Tabelle 12 (S. 184) wegen der Uneinheitlichkeit und Problematik der Begriffsabgrenzung weit stärker getrübt als die der Selbständigenquoten, auf der anderen ist ein solcher Vergleich aber auch nicht so notwendig, weil der Einfluß der früheren 38

Vgl. Jantz-Zweng, 39 StJb. 1959, S. 115.

a. a. O., S. 21.

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

189

auf die gegenwärtigen Verhältnisse längst nicht so stark ist. W i r betrachten deshalb hier nur noch die Werte für 1957/58 (Spalte 6). Die Zahl der mithelfenden Familienangehörigen je 1000 männliche Personen gleichen Alters ist i n den unteren Altersklassen erwartungsgemäß am größten. Bei den unter 20jährigen ist sie nur deshalb kleiner als i n den folgenden Altersstufen, weil noch viele Personen zur Schule gehen oder zuerst einmal i n einem familienfremden Betrieb praktische Erfahrung sammeln wollen. Nach dem 25. Lebensjahr nehmen die Zahlen ständig ab, bis etwa i n demjenigen Alter das M i n i m u m erreicht ist, i n dem die Selbständigenquote am größten ist. W i r können deshalb wohl unterstellen, daß unter den allgemeinen Zeitumständen der Jahre 1957/58 zwar bemerkenswert viele männliche Personen i n jungen Jahren eine zeitlang als mithelfende Familienangehörige tätig sind, daß aber nur sehr wenige für die Dauer ihres Erwerbslebens oder doch für einen großen Teil davon i m Betrieb eines Verwandten mitarbeiten, ohne daß ein echtes Arbeitsverhältnis m i t Rentenversicherungspflicht besteht. W i r übernehmen deshalb die Querschnittswerte von 1957/58 bis zu ihrem M i n i m u m von 6 je 1000 männliche Personen gleichen Alters i n das Modell. Für die weiteren Alters jähre behalten w i r dann aber dieses M i n i m u m bei. Der Wiederanstieg der empirischen Mithelfendenquote bei den 60bis 64jährigen 1957/58 rührt sicher i n der Hauptsache daher, daß i n diesem Alter viele Selbständige ihren Betrieb an die nachfolgende Generation übergeben, als mithelfende Familienangehörige aber noch weiterhin erwerbstätig bleiben. Dieser Wiederanstieg wäre sogar noch stärker, wenn i n dem Alter nicht schon mehr und mehr Mithelfende ganz aus dem Erwerbsleben ausschieden. Beide Vorgänge, der Zugang von der Gruppe der Selbständigen und der Abgang durch Ausscheiden aus dem Erwerbsleben dürfen i m Modellansatz für die Mithelfenden nicht berücksichtigt werden. Die Selbständigen, die gegen Ende des erwerbsfähigen Alters wieder zu mithelfenden Familienangehörigen werden, sind bereits i m Modellansatz für die Selbständigen voll enthalten. Die aus dem Erwerbsleben Ausgeschiedenen bleiben — genau wie bei den anderen Stellungen i m Beruf auch — in den Modellansatz für die Mithelfenden einbezogen. Faßt man die so gefundenen Werte — auf einzelne Alters jähre verteilt — m i t den entsprechenden Modellwerten für die Selbständigen zusammen, so entstehen daraus die Zahlen der Tabelle 1/6, Spalte 2 (Anhang B). Sie geben an, wie viele von je 1000 männlichen Angehörigen des Modell jahrgangs i n den einzelnen Alters jähren als Selbständige oder mithelfende Familienangehörige ihrem Erwerb nachgehen oder eine solche Erwerbstätigkeit wegen Arbeitsunfähigkeit aufgegeben haben.

190

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung 4. Die Beamten (einschließlich der wegen Dienstunfähigkeit aus dem Erwerbsleben ausgeschiedenen)

Die Beamten erlangten i m Lauf der historischen Entwicklung i n Deutschland eine besondere Rechtsstellung, die sie von anderen Berufsgruppen wesentlich unterscheidet. Sie stehen i n einem dauerhaften Dienst- und Treueverhältnis zu ihrem öffentlichen Dienstherrn. Das Dienstverhältnis endet i n der Regel erst beim E i n t r i t t der Dienstunfähigkeit, beim Erreichen der Altersgrenze oder beim Tod des Beamten. Eine Entlassung aus anderen Gründen gegen seinen Willen ist überhaupt nur bei schweren Verfehlungen möglich. Der Dienstherr übernimmt seinerseits dafür die wirtschaftliche Sicherung des Beamten in den Wechselfällen des Arbeitslebens und i m Alter sowie die seiner Hinterbliebenen nach seinem Tod. Die Beamten sind deshalb von der Versicherungspflicht befreit: Die Anwartschaft auf beamtenrechtliche Versorgung macht eine andere Sicherung entbehrlich. Für unser Modell ist darüber hinaus wichtig, daß sich der Ablauf des Erwerbslebens beim weitaus größten Teil der Beamten i n festen Bahnen vollzieht. I m üblichen Einstellungsalter (zwischen 20 und 35 Jahren) muß deshalb der A n t e i l der Beamten an der Bevölkerung gleichen Alters rasch zunehmen. Später dürfte er dann, wenn man — wie es hier geschehen soll — auch die wegen Dienstunfähigkeit wieder ausgeschiedenen Beamten weiterhin mit einrechnet, ziemlich konstant bleiben. Ein freiwilliger Wechsel von der Beamtentätigkeit zurück zu einer versicherungspflichtigen Beschäftigung w i r d jedenfalls nicht sonderlich häufig sein. Damit ist allerdings noch nicht gesagt, daß auch über eine längere historische Entwicklung hinweg die Beamtenquoten i n den einzelnen Altersstufen ungefähr konstant bleiben müßten. Das ständige Vordringen des Staates i n immer weitere Lebensbereiche, die wachsenden Anforderungen, die an den Staat gestellt werden sowie die zunehmende Komplizierung und Perfektionierung des staatlichen Verwaltungsapparats lassen zunächst eine entsprechende Zunahme der Zahl der Beamten erwarten. Dem w i r k t aber vor allem i n neuerer Zeit eine andere Entwicklung entgegen: Bund, Länder, Gemeinden und erst recht die übrigen Körperschaften und Anstalten des öffentlichen Rechts beschäftigen i n stark zunehmenden Maße auch Angestellte und Arbeiter, und zwar nicht nur, wie ursprünglich gedacht, zur Erfüllung einmaliger und vorübergehender Aufgaben, sondern häufig sogar zur Erfüllung der gleichen Aufgaben, wie sie auch von Beamten wahrgenommen werden. Auf diese Weise verschafften sich die öffentlichen Dienstherrn eine größere Beweglichkeit i n der Gestaltung ihrer Personalpolitik. Die Folge davon ist aber auch, daß Veränderungen der allgemeinen W i r t schaftslage und Veränderungen i n der Auffassung der öffentlichen Dienstherrn über die zweckmäßigste Zusammensetzung ihres Personal-

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

191

bestands auf lange Sicht jedesmal zu unregelmäßigen Veränderungen der Beamtenquoten i n den verschiedenen Altersklassen führen. Das alles w i r d bestätigt durch die folgende Tabelle 13 m i t den altersspezifischen Beamtenquoten der Jahre 1939, 1950 und 1957/58. Diese Tabelle bietet auf den ersten Blick ein recht undurchsichtiges Bild. Doch finden sich für alle Abweichungen von dem zunächst zu erwartenden Verlauf recht plausible Erklärungen. Die Zahlen für die untersten Altersklassen i m Jahr 1939 sind mit den anderen überhaupt nicht vergleichbar, weil i n ihnen die damals sehr große Zahl von Wehrmachtangehörigen, die außerhalb von Kasernen wohnten, enthalten ist. Verfolgen w i r aber die davon betroffenen Jahrgänge (etwa 1910 bis 1920) i n ihrem Lebensablauf weiter, so stoßen w i r auf zwei weitere Anomalien. Nach dem zweiten Weltkrieg hatten viele Angehörige dieser Jahrgänge zwar einen längeren Wehrdienst (einschließlich Gefangenschaft) hinter sich, waren zum Teil i n höhere Dienstgrade aufgestiegen, hatten aber noch keine normale Berufsausbildung und -erfahrung erworben. Deshalb drängten relativ viele von ihnen wieder zum Staatsdienst, der einzigen Erwerbstätigkeit, bei der ihnen die lange bisherige Dienstzeit zustatten kam. 1950 konnte sich das noch nicht i n den Beamtenquoten niederschlagen, weil sich die staatlichen Verwaltungen erst i m Wiederaufbau befanden und zunächst viele verdrängte Beamte wiedereingestellt werden muß ten. Die Quoten sind deshalb 1950 (es handelte sich damals u m die 30- bis 39jährigen) sogar relativ niedrig. 1957/58 liegen sie aber bei den inzwischen u m 45 Jahre alt gewordenen Personen ungewöhnlich hoch.

Tabelle 13 Beamte je 1000 männliche Personen gleichen Alters 1939, 1950 und 1957/58 1939 a)

Alter 15-17 18-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49 50-54 55-59 60-64

3 18 139 76 J

56 95 116

J 110 63

1950 0 1 19 41 53 68 55 67 91 96 74

1957/58 Ì

'S

J

19 40 74 78 110 94 74 89 71

I

a) Bezugsgrundlage: Ständige Bevölkerung. Gebiet: Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin. Quelle: StB VIII/8/28, S. 17 u. 43; StBRD Bd. 35, H. 1, S. 8 ff.; StBRD Bd. 37, H. 4, S. 16; StBA: nicht veröffentlichte Ergebnisse des Mikrozensus vom Oktober 1957, vgl. Anhang A, Ziffer 6.

192

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

Die starke Zunahme i n der Zwischenzeit hat aber auch noch eine weitere Ursache. Bei den Kriegsteilnehmer Jahrgängen des ersten Weltkriegs (Jahrgänge 1885 bis 1895 etwa) war die Entwicklung nämlich ähnlich. Diese Jahrgänge waren 1939 um 50 Jahre und 1950 um 60 Jahre alt. Unter ihnen befanden sich — wie die Tabelle zeigt — ebenfalls relativ viele Beamte. Als sie dann zwischen 1950 und 1957/58 allmählich aus dem Dienst ausschieden, wurden die Stellen frei, i n die die Kriegsteilnehmer des zweiten Weltkriegs nachdrängen konnten. Ausgesprochen niedrige Beamtenquoten haben dagegen die sogenannten „weißen Jahrgänge", die 1939 um 35, 1950 u m 45 und 1957/58 um 50 Jahre alt waren. Dies mag genügen, u m darzutun, daß die i n der Tabelle enthaltenen Zahlen bestenfalls ungefähr über die Größenordnung der Beamtenquoten orientieren, nicht aber über ihren Verlauf von Altersstufe zu Altersstufe. Selbst die Quoten von 1957/58 i n den Alters jähren unter 30 geben nicht die wirklichen heutigen Tendenzen wieder, weil die Zahl der ins Beamtenverhältnis übernommenen jungen Männer weitgehend abhängt von der Zahl der vorhandenen und der davon bereits besetzten Planstellen. Die Anomalien der Vergangenheit wirken sich hier sogar auf die nachrückenden Jahrgänge aus. Die einzige Größe, die überhaupt als Ausdruck der gegenwärtigen Beschäftigungspolitik der öffentlichen Hand angesehen werden kann, ist offenbar die Gesamtzahl aller Beamten innerhalb der Gesamtbevölkerung. Denn sie w i r d i m wesentlichen durch die Zahl der Beamtenstellen i n den öffentlichen Haushaltsplänen bestimmt und ist von der gegenwärtigen Altersgliederung der Beamten unabhängig. Das Verhältnis zwischen Beamten- und Bevölkerungszahl erscheint somit auch als die einzige Abhängigkeitsrelation, die sich m i t einiger sachlicher Berechtigung von der Realität auf das Modell übertragen läßt. Bei näherer Betrachtung empfiehlt sich jedoch eine Abwandlung dieses zunächst recht einleuchtenden Ansatzes, die unserer spezifischen Zielsetzung noch etwas mehr entgegenkommt. Da w i r eine vollständige Ablauf Ordnung nur für den männlichen Teil des Modell jahrgangs entwickeln wollen, brauchen w i r auch nur die Zahl der männlichen Beamten. Anstatt zu diesem Zweck die weiblichen Beamten erst nachträglich zu eliminieren, was praktisch anhand einer zweiten empirischen Relation geschehen müßte, können war auch von vornherein schon mit der Zahl der männlichen Beamten innerhalb der Bevölkerung rechnen. Dieser Gedanke führt gleich noch zu der weiteren Frage, ob wirklich die gesamte Bevölkerung oder ebenfalls nur deren männlicher Teil die am besten geeignete Bezugsgrundlage ist. Zwar w i r d der Umfang der staatlichen und kommunalen Aufgaben weitgehend durch die Größe der ganzen Bevölkerung bestimmt; jedoch ist auch der Anteil

D. Entwicklung einer A b l a u f r d n u n g nach Merkmalen des Erwerbslebens

193

der Männer i n der Bevölkerung nicht ohne merklichen Einfluß auf die Zahl der männlichen Beamten. Schon die allgemeine ökonomische A k tivität, mehr aber noch die verfügbare Zahl an männlichen Arbeitskräften hängt i n starkem Maße von der Größe der männlichen Bevölkerung, besonders derjenigen i m erwerbsfähigen Alter ab. I n einer Bevölkerung mit erheblichem Männermangel — wie w i r ihn heute haben — ist die Zahl der männlichen Beamten vermutlich kleiner als i n einer gleich großen Bevölkerung mit ausgewogenem Geschlechterverhältnis. Verwenden w i r folglich als Bezugsgröße die heutige Gesamtbevölkerung, so übertragen w i r eine etwas zu kleine Beamtenzahl i n unser Modell. Andererseits fiele diese sicher zu groß aus, wenn w i r etwa nur die männliche Bevölkerung i m erwerbsfähigen Alter heranziehen wollten, weil dann nur auf das Potential an männlichen Arbeitskräften und gar nicht auf den Umfang der öffentlichen Aufgaben abgestellt würde. Ein sinnvoller Mittelweg besteht deshalb darin, das Verhältnis zwischen der Zahl der männlichen Beamten und der der männlichen Personen insgesamt für den Modellansatz heranzuziehen. Eine logische Schwierigkeit für den Ansatz der Beamtenzahlen besteht jetzt allerdings darin, daß w i r es vorerst nur m i t dem Lebensablauf eines einzelnen Jahrgangs zu tun haben, eine männliche Gesamtbevölkerung i m Modell also noch gar nicht existiert. Da jedoch i n einer stationären Bevölkerung, auf die w i r später i n erster Linie hinauswollen, die Bevölkerungszahl i n jedem Zeitpunkt gleich der Summe der alters jährlichen Überlebendenzahlen eines einzelnen Jahrgangs während seines ganzen Lebensablaufs ist, können w i r das empirische Verhältnis zwischen Beamten- und Bevölkerungszahl auch auf die Summe der Überlebendenzahlen unserer Ablaufordnung übertragen. Es gilt dann Männliche Beamte aller Alters jähre i n der realen Bevölkerung Männliche Personen aller Alters jähre i n der realen Bevölkerung _ Männliche Beamte aller Alters jähre i n der A b l a u f Ordnung Männliche Personen aller Alters jähre i n der A b l a u f Ordnung '

wobei es sich i m ersten Fall um Bevölkerungsbestandszahlen am A n fang eines bestimmten Kalenderjahrs handelt (Querschnitt), i m zweiten dagegen u m die Überlebendenzahlen eines bestimmten Jahrgangs jeweils beim E i n t r i t t i n ein neues Alters- und Kalenderjahr (Längsschnitt). Die Zahl der männlichen Beamten i m Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin betrug nach den Ergebnissen des Mikrozensus vom Oktober 1957 ungefähr 1 M i l l . 4 0 . Die männliche Gesamtbevölkerung i m selben 40 Aus v o m S t B A zur Verfügung gestellten Unterlagen (vgl. Anhang A, Ziffer 6).

13 Grohmann

194

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

Gebiet belief sich Ende 1957 auf 23,860 M i l l . 4 1 . Von tausend männlichen Personen waren also rund 42 Beamte. Dies ergibt bei einer Summe der Überlebendenzahlen unserer Ablaufordnung von 34,142 M i l l , rund 1,430 M i l l . Beamte i m Modell. A u f dieselbe Zahl kommt man auch, wenn man die tatsächliche Beamtenzahl (1 Mill.) m i t dem Verhältnis multipliziert, i n dem die fiktive zur realen Bevölkerungszahl steht, also mit 34,142 M i l l . 23,860 M i l l .

=

Unser Ziel ist es nun, die Zahl 1,430 M i l l , so auf die einzelnen Altersjahre des Modell jahrgangs zu verteilen, daß die absolute Zahl der Beamten von Altersjahr zu Altersjahr i n dem Maße steigt oder fällt, wie es unter den allgemeinen Bedingungen des Jahres 1957 auf lange Sicht zu erwarten ist. Z u berücksichtigen sind dabei besonders die staatlichen Laufbahnvorschriften, die Einstellungsgepflogenheiten der Behörden, die allgemeinen Regeln bei der Übernahme von Angestellten und A r beitern des öffentlichen Dienstes i n das Beamtenverhältnis, die Häufigkeit des Ausscheidens wegen Dienstunfähigkeit und schließlich die Sterblichkeit. Obwohl es uns nur auf allgemeine Größenvorstellungen ankommt, ist das alles nur möglich, wenn die Gesamtzahl der Beamten zuvor i n irgendeiner Form aufgeteilt w i r d nach Institutionen, Aufgabenbereichen und Laufbahngruppen. Da der Mikrozensus darüber keine Auskunft geben kann, wurde die Zahl der männlichen Beamten i m Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin i m Jahre 1957 unter Verwendung aller vorhandenen Personalstatistiken ein zweites M a l festgestellt, diesmal aber i n einer Gliederung, die eine sinnvolle Abstufung nach dem Eintritts- und Ausscheidealter erlaubt. Das Ergebnis der zum Teil recht diffizilen Zusammenstellungen und ergänzenden Schätzungen, über die i m Anhang A unter Ziffer 11 nähere Angaben gemacht sind, zeigt die folgende Tabelle 14. Neben den tatsächlich ermittelten oder geschätzten Beamtenzahlen stehen bereits die i n das Modell zu übernehmenden. Sie sind aus den ersteren durch Multiplikation mit 1,43 entstanden, mit dem Verhältnis also, i n dem die fiktive die reale an Umfang übersteigt. Die Gesamtzahl von 1,008 M i l l , männlichen Beamten stimmt m i t dem entsprechenden Mikrozensusergebnis gut überein. Der weiteren Aufteilung nach dem Alter konnten deshalb die Zahlen der Spalte 2 unverändert zugrunde gelegt werden. Für jede der gebildeten Gruppen läßt sich ungefähr angeben, i n welchem Alters jähr die ersten Personen Beamte werden, m i t welcher Stärke der Zustrom zur Beamtenlaufbahn i n den folgenden Alters jähren anwächst und bis zu welchem Alter etwa das Maximum der Beamtenquote StJb. 1959, S. 39.

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

195

Tabelle 14 Männliche Beamte nach Kategorien mit unterschiedlichem Eintrittsalter i n 1000 Beamtenkategorie

1957

im Modell

0

1

2

268

383

196 106 126

280 152 180

104

149

208

297

1008

1441

Beamte i m einfachen u n d mittleren Dienst ohne Polizei, Schulwesen u n d Bundesbahn Beamte i m gehobenen Dienst ohne Polizei u n d Schulwesen Beamte i m höheren Dienst ohne Polizei Beamte der Polizei Beamte i m Schulwesen, n u r mittlerer u n d u n d gehobener Dienst Beamte der Bundesbahn, n u r einfacher u n d mittlerer Dienst zusammen Gewinnung der Zahlen: Siehe Anhang A, Ziffer 11.

erreicht sein dürfte, immer unter der Annahme langfristig gleichbleibender normaler Bedingungen. Darüber hinaus gibt es einige zwar sehr unvollkommene, hier aber völlig genügende statistische Anhaltspunkte für die Häufigkeit des Ausscheidens aus dem Dienst wegen Dienstunfähigkeit. Außerdem konnte die Sterblichkeit der Beamten einfach der allgemeinen Bevölkerungssterblichkeit gleichgesetzt werden. (Weitere Einzelheiten darüber sind i m Anhang A unter Ziffer 12 aufgeführt.) Damit war es nunmehr ohne allzu große Schwierigkeiten möglich, für jede der fünf i n Tabelle 14 enthaltenen Beamtenkategorien eine eigene sachlich vertretbare Ablaufordnung aufzustellen, deren aufsummierte Überlebendenzahlen jeweils m i t den Zahlen i n der Spalte 2 der Tabelle 14 übereinstimmten. Aus verschiedenen Gründen muß ten diese fünf Ablauf Ordnungen dann jedoch noch i n mancherlei Hinsicht modifiziert werden. Vor allem waren am Schluß die wegen Dienstunfähigkeit ausgeschiedenen Beamten wieder einzufügen, weil der endgültige Modellansatz diesen Personenkreis einschließen sollte. Drückt man die Summe der auf diese Weise gefundenen Beamtenzahlen jedes Altersjahrs i n v T der jeweils gleichaltrigen männlichen Überlebenden der Absterbeordnung des Gesamtmodells aus, so ergeben sich die gesuchten Beamtenquoten für den Modellansatz, die damit i n die Spalte 3 der Tabelle 1/6 (Anhang B) übertragen werden konnten. Näheres über das Verfahren zur Aufstellung der fünf Teil-Ablaufordnungen und ihre anschließende Modifikation enthält der Anhang A unter Ziffer 13. 13*

196

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

5. Die Angestellten, die wegen Überschreitens der Jahresarbeitsverdienstgrenze versicherungsfrei sind (einschließlich der wegen Arbeitsunfähigkeit aus dem Erwerbsleben ausgeschiedenen)

Die letzte Gruppe von Erwerbspersonen, die grundsätzlich versicherungsfrei sind und deshalb von der Gesamtbevölkerung abgesetzt werden müssen, wenn als Rest die Versicherten übrig bleiben sollen, sind die Angestellten mit einem regelmäßigen Jahresarbeitsverdienst von mehr als 15 000 DM, hier der Einfachheit halber als „leitende A n gestellte" bezeichnet. M i t dieser Regelung ist offensichtlich beabsichtigt, diejenigen Personen von der Versicherungspflicht auszunehmen, denen wegen ihres hohen Einkommens eine Selbstvorsorge für die Wechselfälle des Lebens zugemutet werden kann. Daraus erklärt sich auch die unterschiedliche Behandlung von Angestellten und Arbeitern. Hat ein Angestellter die genannte Grenze m i t seinem regelmäßigen Arbeitsverdienst einmal überschritten, so w i r d er i n der Regel auch für die weitere Dauer seines Arbeitslebens i n dieser Gehaltsklasse bleiben. Bei den Arbeitern ist das häufig nicht der Fall. Sie sind deshalb bei jeder Verdiensthöhe versicherungspflichtig. Nun hat eine schematische, an äußere Merkmale anknüpfende Grenzziehung, durch die man eine i m Grunde qualitative Unterscheidung in den Griff zu bekommen trachtet, immer etwas Unbefriedigendes an sich. Bei langfristig steigendem Preisniveau repräsentiert ζ. B. der Betrag von 15 000 D M eine immer geringer werdende Kaufkraft und bei langfristig steigendem Verdienstniveau rückt ein immer größer werdender Teil der Angestellten m i t seinem Gehalt über die nominell festgehaltene Grenze hinaus. Bei einer jährlichen Steigerung des allgemeinen Verdienstniveaus um durchschnittlich 5 v H würde das Durchschnittsgehalt eines vollerwerbstätigen männlichen Angestellten in Handel und Industrie bereits i m Jahre 1971 über den Betrag von 15 000 D M hinauswachsen 42 . Da die Idee der Neuregelung jedoch gerade darin bestand, die soziale Sicherung der Arbeitnehmer gegen die Wechselfälle des Lebens auf eine von der Entwicklung des Lohn- und Preisniveaus unabhängige Grundlage zu stellen, w i r d der Gesetzgeber eines Tages die Verdienstgrenze weiter heraufsetzen müssen, wenn sich die Versicherung nicht allmählich i n ihrem Wesen verändern soll. Wir gehen deshalb bei unserem Modellansatz von der folgenden Überlegung aus. 42 1961 betrug dieses Durchschnittsgehalt 788,—DM monatlich (StJb. 1962, S. 529) = 9456 D M jährlich. Bis 1971 wäre es demnach auf 9456 · 1,05 10 = 15 403 D M jährlich angewachsen.

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

197

Die Angestellten, die 1957 regelmäßig mehr als 15 000 D M jährlich verdienten, galten gewissermaßen als soziale „Oberschicht" unter den sonst versicherungspflichtigen Arbeitnehmern, die eine bestimmte Funktion i m Wirtschaftsleben zu erfüllen hatte, i n dem gleichen Sinne etwa, wie man auch die Beamten und die Selbständigen jeweils als eine besondere soziale Schicht auffassen kann. Man kann deshalb auch die zahlenmäßige Stärke der „leitenden Angestellten" innerhalb der Gesamtwirtschaft i m Jahr 1957 als kennzeichnend für die wirtschaftlichen Verhältnisse u m die Zeit der Rentenreform ansehen, sie dementsprechend i m Modell veranschlagen und dort unverändert beibehalten, ganz gleich wie sich das allgemeine Verdienstniveau entwickelt. Statistische Unterlagen über die „leitenden Angestellten" (in diesem Sinne) und insbesondere über ihre Verteilung nach dem Alter sind nur sehr lückenhaft vorhanden. Dieser Mangel ist jedoch i n Kauf zu nehmen, weil ihre Zahl viel kleiner ist als die der Selbständigen und die der Beamten. U m zur Gewinnung der Modellansätze wenigstens das vorhandene Material so weit wie möglich ausschöpfen zu können, wurde folgendermaßen verfahren. (Nähere Einzelheiten darüber enthält der Anhang A unter Ziffer 14.) Zuerst wurde die Gesamtheit aller männlichen Angestellten i m Oktober 1957 (2,2 Mill.) i n vier Teilgesamtheiten aufgeteilt, für die sich jeweils gesondert der Anteil der Angestellten m i t einem Bruttojahresarbeitsverdienst von mehr als 15 000 D M bestimmen oder abschätzen ließ. Die größte dieser Gruppen bildeten die Angestellten, deren Verdienstverhältnisse durch die Gehalts- und Lohnstrukturerhebung vom Oktober 1957 erfaßt worden sind (1,4 Mill.). Erwähnenswert ist außerdem noch die Gruppe der Angestellten i m öffentlichen Dienst, die sich anhand von Personalstatistiken wenigstens nach Laufbahngruppen gliedern ließen (0,3 Mill.). Die gefundene Gesamtzahl aller männlichen „leitenden Angestellten" wurde i n Anlehnung an Unterlagen aus der Gehalts- und Lohnstrukturerhebung nach dem Alter verteilt. So ließ sich am Ende für jede Altersklasse die Zahl der männlichen „leitenden Angestellten" in v T der jeweils gleichaltrigen männlichen Bevölkerung ausdrücken. Diese Ergebnisse wurden schließlich noch um die mutmaßliche Zahl der wegen Erwerbsunfähigkeit vorzeitig Ausgeschiedenen erhöht. A u f diese Weise ergaben sich Anteilzahlen, die zwischen dem 25. und dem 50. Lebensjahr von 0 auf 10 v T ansteigen und sich dann praktisch nicht mehr verändern. Nach einer Verteilung auf einzelne Alters jähre sind sie schließlich i n die Spalte 4 der Tabelle 1/6 (Anhang B) übertragen worden.

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung 6. Die Zeiten der Unterbrechung einer versicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit durch Arbeitslosigkeit, Krankheit oder aus sonstigen Gründen a) Zeiten

der

Arbeitslosigkeit

Die Arbeitslosigkeit ist eine unvermeidbare Begleiterscheinung der technischen und ökonomischen Entwicklung i n einer dynamischen, marktwirtschaftlich organisierten Industriegesellschaft. Verfolgt man ihre Entwicklung über einen längeren Zeitraum hinweg, so zeigen sich Schwankungen von einem Ausmaß, wie w i r sie bisher noch bei keiner der zahlreichen Einzeluntersuchungen festgestellt haben. So betrug die jahresdurchschnittliche Zahl der männlichen Arbeitslosen i m Deutschen Reich 1925 rund V2 Mill., 1926 2 Mill., 1927 und 1928 jeweils etwas mehr als 1 Mill., 1929 IV2 Mill., 1930 fast 3, 1931 über 4, 1932 über 5 M i l l , und sank dann rasch wieder ab bis auf weniger als V2 M i l l , i m Jahr 193843. Mag die enorme Zunahme i m Verlauf der Weltwirtschaftskrise auch einmaliger Natur gewesen sein, so sind doch selbst i n jüngster Zeit noch recht erhebliche Veränderungen zu beobachten, wie ein Blick auf Abbildung 10 lehrt.

Abb. 10: Männliche Arbeitslose 1948 bis 1959 Gebiet: Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin. Quelle: ASStMitt 1957, S. 9, 1958 u. 1959.

Die jahresdurchschnittliche und ebenso die i m September oder Oktober liegende jahresminimale Arbeitslosigkeit ist nach einem vorübergehenden Anstieg kurz nach der Währungsreform seit 1950 erstaunlich stark und keineswegs gleichmäßig zurückgegangen. Wie die wirtschaftlichen Konstellationen selbst, so wechselt auch der Umfang der Arbeitslosigkeit rasch i n der einen oder i n der anderen Richtung. Noch deut43

Siehe S t R A : Deutsche Wirtschaftskunde, ein Abriß der deutschen Reichsstatistik, B e r l i n 1933, S. 294 u n d StJb. 1941/42, S. 426.

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

199

licher treten i n Abbildung 10 die jahreszeitlichen Schwankungen der Arbeitslosigkeit hervor, die m i t dem Sinken der strukturellen und konjunkturellen Arbeitslosigkeit sogar größer geworden sind. Zu den allgemeinen ökonomischen und naturbedingten Bestimmungsfaktoren der Arbeitslosigkeit kommt schließlich noch, daß man sich heute — wenn nötig — bemüht, die Zahl der Arbeitslosen durch staatliche Interventionen i n den engstmöglichen Grenzen zu halten. Die Erfahrungen während und nach der Weltwirtschaftskrise und die Erkenntnisse der modernen Nationalökonomie haben dafür die Wege gewiesen, ökonomische Tatsachen lassen sich dadurch aber nicht nach Belieben umkehren. Ein Wiederanstieg der Arbeitslosenzahlen, etwa bei einer nachhaltigen Verschlechterung der deutschen Konkurrenzfähigkeit auf dem Weltmarkt, kann deshalb — zumindest bei langfristiger Betrachtung — nicht ohne weiteres ausgeschlossen werden. Immerhin ist die allgemeine Stabilität der Beschäftigung heute weit größer als früher. Aus alledem folgt für die Wahl unserer Modellansätze zweierlei. Erstens sind w i r wegen der fortwährenden Anpassung des Arbeitsmarkts an die jeweilige wirtschaftliche und politische Gesamtsituation i n erster Linie auf die Arbeitslosenzahlen von 1957 angewiesen; denn nur i n ihnen, nicht i n denen früherer oder späterer Jahre, spiegeln sich die zur Zeit der Rentenreform herrschenden Verhältnisse zutreffend wider. Zweitens kommt es wegen der starken Veränderungen, die bei der Arbeitslosigkeit immer wieder zu beobachten sind und auch künftig i m Bereich des Möglichen liegen, nicht so sehr auf große Genauigkeit der Modellansätze an; denn je unstabiler eine ökonomische oder soziale Erscheinung, die w i r i m Modell als konstant annehmen, i n Wirklichkeit ist, desto geringer ist der Aussagewert der darauf aufbauenden Modellergebnisse und desto mehr besteht das Bedürfnis nach Alternativrechnungen. Die Arbeitslosigkeit als Unterbrechung einer versicherungspflichtigen Beschäftigung bedeutet erst einmal während ihrer ganzen Dauer ein Aussetzen der Beitragszahlung. Dauert sie länger als sechs Wochen, so gilt sie gleichzeitig, aber nur vom Ablauf der sechsten Woche an, als Ausfallzeit bei der Rentenberechnung, vorausgesetzt, daß auch die übrigen Bedingungen dafür erfüllt sind 4 4 . Schließlich erhält ein Versicherter, der das 60. Lebensjahr vollendet und eine Wartezeit von mindestens 180 Kalendermonaten erfüllt hat, wenn er seit mehr als einem Jahr arbeitslos ist auf Antrag bereits Altersruhegeld. Unser Interesse richtet sich deshalb diesmal i n erster Linie nicht auf die absolute Zahl der Arbeitslosen (oder deren Anteil an der Personenzahl gleichen Alters), sondern auf die von ihnen als Arbeitslose durch44 Siehe S. 46.

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

lebte Zeit. W i r wollen wissen, welcher Bruchteil der Zeit, die von den aktiven Versicherten der verschiedenen Altersgruppen i m Jahr 1957 insgesamt durchlebt worden ist, auf Arbeitslosigkeit entfällt und welcher Teil davon wiederum auf eine über sechs Wochen bzw. über ein Jahr hinausgehende Arbeitslosigkeit kommt. (Nur bei den Dauerarbeitslosen sind „Personenzahl" und „während des betreffenden Jahres durchlebte Zeit der Arbeitslosigkeit" identisch.) Die zuerst genannte Anteilsziffer ergibt sich i n ganz brauchbarer Annäherung, wenn man die monatsdurchschnittliche Zahl der männlichen Arbeitslosen durch die monatsdurchschnittliche Zahl der männlichen Arbeiter und Angestellten einschließlich der Arbeitslosen dividiert. Die Zahl der männlichen Arbeitslosen betrug i m Durchschnitt der 12 Monate des Jahres 1957 416 000 Personen 45 . Die Zahl der männlichen Arbeiter und Angestellten (Erwerbspersonen) belief sich i m Oktober 1957 auf knapp 11 M i l l . 4 6 . Nimmt man an, daß auch die letztere Zahl etwa dem Monatsdurchschnitt i m Jahr 1957 entspricht, was sich vertreten läßt, w e i l weder m i t großen saisonalen Schwankungen noch m i t einem allzu starken Trend zu rechnen ist, dann kommt man auf einen Anteil von 38 vT. 38 v T der von Arbeitern und Angestellten i m Jahr 1957 durchlebten Zeit entfiel demnach auf Arbeitslosigkeit. Träfe die Arbeitslosigkeit alle Altersklassen gleichmäßig, so könnten w i r einheitlich 38 vT der gesamten Aktivzeit als Zeiten der Arbeitslosigkeit annehmen. Das ist aber nicht der Fall. Die wenigen verfügbaren Altersgliederungen von Arbeitslosenzahlen i m Jahr 1957 zeigen deutlich, daß die Arbeitslosigkeit m i t zunehmendem Alter ziemlich stark wächst. Die Zahlen der Spalte 1 i n Tabelle 15 dürften vermutlich die richtige Tendenz ungefähr wiedergeben. Über ihre Entstehung siehe Anhang A, Ziffer 15. Wieviel von den angenommenen Anteilssätzen auf Arbeitslosigkeit entfällt, die über sechs Wochen hinausgeht, kann ebenfalls nur geschätzt werden. Die dafür vorhandenen statistischen Anhaltspunkte 4 7 lassen vermuten, daß etwa die Hälfte der gesamten von männlichen Arbeitern und Angestellten als Arbeitslose durchlebten Zeit auf Arbeitslosigkeit von mehr als sechs Wochen (abzüglich der ersten sechs Wochen) entfallen dürfte. (Siehe Tabelle 15, Spalte 2) Die über ein Jahr hinausgehende Dauerarbeitslosigkeit i n der Altersklasse von 60 bis 64 Jahren kann etwa m i t 25 v T der von männlichen Arbeitern und Angestellten insgesamt durchlebten Zeit und damit auch etwa m i t 25 v T der Zahl aller männlichen aktiven Ver45 Nach A S S t M i t t . 1957 u n d 58 (monatliche Zahlen). 46 S t B A : nicht veröffentlichte Ergebnisse des Mikrozensus v o m Oktober 1957, siehe Anhang A, Ziffer 6. 47 A N B A 1957, S. 441 ff., 491 ff. u n d 673; 1958, S. 602; 1959, S. 324.

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

201

Tabelle 15 Zeiten der Unterbrechung einer versicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit in v T der von den männlichen aktiven Versicherten insgesamt durchlebten Zeit (einschl. der Unterbrechungen) Modellgrundlage Arbeitsunterbrechungen wegen Arbeitslosigkeit insgesamt

(darunter mögl. Ausfallzeit)

wegen Krankheit (zugleich mögl. Ausfallzeit)

aus sonst. Gründen (keine Ausfallzeit)

insgesamt

(darunter mögl. Ausfallzeit)

0

1

2

3

4

5

6

15-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49 50-54 55-59 60-64

14 18 23 28 33 38 43 50 65 70

7 9 11,5 14 16,5 19 21,5 25 32,5 35

7 9 11,5 14 16,5 19 21,5 25 32,5 47,5

3 3 3 3 3 3 3 3 3 3

24 30 37,5 45 52,5 60 67,5 78 100,5 120,5

14 18 23 28 33 38 43 50 65 82,5

Alter

sicherten angenommen werden Ziffer 15). b) Zeiten

(siehe dazu ebenfalls

der Arbeitsunterbrechung

wegen

Anhang

A,

Krankheit

Bei den Arbeitsunterbrechungen wegen Krankheit liegen die Dinge schon wieder wesentlich anders. Die Häufigkeit, mit der Krankheiten die arbeitenden Menschen befallen und ihre Dauer sind i n erster Linie einmal genau wie die Sterbehäufigkeit abhängig von den Gesundheitsverhältnissen i n der Bevölkerung, von K l i m a und Wetter, vom Stand der Medizin und Pharmazie, von der allgemeinen menschlichen Lebensführung, den Arbeitsbedingungen usw. 48 . Einige Unterschiede sind allerdings auch nicht zu übersehen. Der Widerstand zumindest gegen leichtere Erkrankungen ist geringer als der gegen lebensbedrohende Krankheiten, so daß eine ungesunde Lebensweise eher die Krankheitshäufigkeit als die Sterbehäufigkeit ansteigen läßt. Außerdem können gerade die lebenserhaltenden Erfolge der Medizin dazu führen, daß mehr Menschen mit schwächerer, anfälligerer Konstitution ein höheres Alter 48 Vgl. S. 103 ff. u n d S. 110 fï.

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

erreichen. Ein Sinken der Sterblichkeit kann deshalb durchaus von einem Steigen der Krankheitshäufigkeit begleitet sein. Abgesehen von starken saisonalen Schwankungen braucht mit kräftigen und unerwarteten Veränderungen wohl heutzutage nicht gerechnet zu werden. Die großen Seuchen und Epidemien haben ihre Schrecken weitgehend verloren, und neue gesundheitsbedrohende Allgemeingefahren sind noch nicht heraufgezogen. Daran ändert sich auch nichts Grundlegendes, wenn man nicht unmittelbar an den Tatbestand der Krankheit selbst, sondern an die von der gesetzlichen Krankenversicherung registrierten Arbeitsunfähigkeitstage denkt. Dann entsteht zwar auf einmal unverkennbar auch eine Beziehung zwischen der relativen Häufigkeit der „Krankheitstage" auf der einen und der allgemeinen Beschäftigungslage sowie der Höhe des bei Krankheit drohenden Verdienstausfalls auf der anderen Seite. Solche Veränderungen aber, wie sie beim Umfang der Arbeitslosigkeit auftreten, sind hier nicht i m entferntesten zu erwarten. Verfolgt man von 1950 bis 1959 Monat für Monat die Zahl der arbeitsunfähig kranken männlichen Pflichtmitglieder der gesetzlichen Krankenversicherung i n v T der jeweiligen Gesamtzahl dieser M i t glieder, so ergibt sich — abgesehen von starken jahreszeitlichen Ausschlägen — mindestens bis Mitte 1957 eine langsame stetige Aufwärtsentwicklung von 32 v T (Minimum 1951) bis 41 v T (Minimum 1957) bzw. von 36 v T (Durchschnitt 1951) bis 44 v T (Durchschnitt 1956)49. Dann folgt i n der zweiten Hälfte 1957 ein ungewöhnlicher Ausschlag nach oben, der zum größten Teil auf die damals herrschende asiatische Grippe, zu einem anderen Teil aber auch auf das Inkrafttreten des „Gesetzes zur Verbesserung der wirtschaftlichen Sicherung der Arbeiter i m Krankheitsfall" am 1. 7.1957 zurückzuführen ist 5 0 . Der Krankenstand i n den folgenden Jahren liegt dann offensichtlich etwas höher als er ohne dieses Gesetz wohl zu erwarten gewesen wäre, sehr groß ist die Differenz aber tatsächlich nicht. 1959 belief sich der Krankenstand i m Monatsdurchschnitt ζ. B. auf 48 v T 5 1 . Der Monatsdurchschnitt von 1957 i n Höhe von 52 v T 5 2 wäre demnach i n Anbetracht der langfristig steigenden Entwicklung für einen Modellansatz offensichtlich etwas zu hoch, aber 45 v T müssen doch w o h l als damals normal angesehen werden. Unser Interesse an der Häufigkeit und Dauer von Arbeitsunterbrechungen wegen Krankheit ist wiederum ein zweifaches. Einerseits erhebt sich wieder die Frage nach dem Beitragsausfall, andererseits 4» A S S t M i t t . 1952 bis 1960, siehe besonders 1960, S. 400. so B G B l . 1957, T e i l I, S. 649. 51 A S S t M i t t . 1960, S. 45. 52 A S S t M i t t . 1958, S. 63.

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

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die nach anrechenbaren Ausfallzeiten. U m sie beide beantworten zu können, müssen w i r auch hier wieder einen Unterschied machen zwischen einer Unterbrechung der versicherungspflichtigen Beschäftigung von weniger und einer solchen von mehr als sechs Wochen, wobei die Zeit der Arbeitsunterbrechung immer erst von dem Tag an gerechnet werden darf, von dem an kein Arbeitsentgelt mehr gezahlt wird. Arbeitsunterbrechungen (in diesem Sinne) unter sechs Wochen kommen als Ausfallzeiten nicht i n Betracht. Durch sie w i r d i n der Regel auch das Arbeitsverhältnis nicht aufgehoben. Nur der Arbeitsverdienst und damit zugleich die Beitragsleistung sinkt für diesen kurzen Zeitraum auf N u l l ab. Dessen ungeachtet w i r d aber diese Zeit als Beitragszeit mitgerechnet, w e i l in den Versicherungskarten die gesamte Dauer des Beschäftigungsverhältnisses einschließlich der Krankheitstage aufgeführt wird. W i r verzichten deshalb ganz darauf, die weniger als sechs Wochen dauernde Arbeitsunfähigkeit wegen Krankheit i m Modell überhaupt i n Ansatz zu bringen. Anders ist es mit den Arbeitsunterbrechungen über sechs Wochen, die vollständig vom ersten Tage an als Ausfallzeiten angesehen werden, wenn zugleich auch die übrigen Bedingungen dafür erfüllt sind 5 3 . Denn hier werden Rentenbestandteile gewährt, denen keine Leistung des Versicherten gegenübersteht. Allerdings sind w i r gezwungen, hier etwas sehr schematisch und grob vorzugehen, weil keine ausreichenden Unterlagen einen besseren Ansatz erlauben. Als Ausgangspunkt dient die oben getroffene Feststellung, daß bei normaler Entwicklung 1957 i m Monatsdurchschnitt immer 45 v T aller Versicherten wegen Krankheit arbeitsunfähig waren. Das bedeutet zugleich, daß ungefähr 45 v T der von den Versicherten durchlebten Zeit auf Krankheitstage entfiel. Bei einer durchschnittlichen Krankheitsdauer je Fall von rund 22 Tagen 54 ist deshalb kaum anzunehmen, daß die Krankheitszeiten über sechs Wochen mehr als 20 v T der von den Versicherten insgesamt durchlebten Zeit ausmachen, eher etwas weniger. Es erscheint deshalb am einfachsten, i n allen Altersklassen gerade die Hälfte der für Arbeitslosigkeit angenommenen Promillesätze zu wählen. Das führt auf einen durchschnittlichen Prozentsatz von 18 v T und zugleich zu einer Altersdifferenzierung, die auch der Realität etwa entsprechen könnte, nämlich eine starke Zunahme mit wachsendem Alter. Anders als bei der Arbeitslosigkeit bedeutet die gesamte damit i n Ansatz gebrachte Krankheitszeit hier zugleich Unterbrechung der Beitragsleistung und potentielle Ausfallzeit (Siehe Spalte 3 der Tabelle 15, S. 201). 53 Siehe S. 45 f. 54 Vgl. ζ. B. SozKV 1956, S. 33 und 1958, S. 38.

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

c) Sonstige Unterbrechungen der versicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit Als dritte Gruppe von Unterbrechungen der Beitragszeiten haben w i r nun noch jene Zeiten zu ergänzen, i n denen eine versicherungspflichtige Beschäftigung aus sonstigen Gründen vorübergehend nicht ausgeübt wird, ζ. B. bei Arbeitsplatzwechsel, privaten Auslandsreisen usw. Von ihr war oben schon einmal die Rede 55 . Da ihre Dauer sehr unterschiedlich und häufig kürzer als ein Jahr ist, bringen w i r sie am einfachsten i n derselben Weise i n Ansatz, wie es bei der Arbeitslosigkeit und der Krankheit geschehen ist, nämlich als Anteil an der von den aktiven Versicherten insgesamt durchlebten Zeit. Die Größenordnung ist bereits auf Seite 181 festgelegt worden. Eine Altersdifferenzierung erübrigt sich hier. Es bleibt damit bei den Werten der Spalte 4 i n Tabelle 15. I n den beiden letzten Spalten der Tabelle 15 sind die für die spätere Beitrags- und Rentenberechnung wichtigen Promillesätze der Beitragszeitunterbrechungen und der darin enthaltenen möglichen Ausfallzeiten zusammengezählt. Ihre Verteilung auf einzelne Alters jähr e enthalten die Spalten 1 und 2 der Tabelle 1/7 (Anhang B). 7. Der Eintritt und die Behebung der Berufs- oder Erwerbsunfähigkeit

a) Vorbemerkung I n diesem Abschnitt stoßen w i r wieder auf eines der zentralen Probleme der gesamten Arbeit: die Häufigkeit des Eintritts und der Behebung der Berufs- oder Erwerbsfähigkeit. Berufs- und Erwerbsunfähigkeit gehören zu jenen Wechselfällen des Lebens, gegen deren nachteilige wirtschaftliche Folgen die soziale Rentenversicherung einen Schutz bieten soll. W i r d ein Versicherter berufs- oder erwerbsunfähig, so belastet dies die Versicherung regelmäßig i n doppelter Weise: Einerseits hört fast immer die Beitragszahlung auf, andererseits beginnt die monatliche Zahlung einer Rente. W i r d die Berufs- oder Erwerbsunfähigkeit wieder behoben, so t r i t t die entgegengesetzte Wirkung ein: Die Rente fällt weg, und die Beitragszahlung setzt — wenigstens i n der Mehrzahl der Fälle — wieder ein. Möglichst treffende Modellansätze für beide Arten von Ereignissen zu gewinnen, ist deshalb für den Aussagewert des Modells von ganz besonderer Bedeutung. Gerade i n diesem Fall stehen w i r aber wieder einmal vor ungewöhnlichen Schwierigkeiten. Sie hängen i n erster Linie mit der Sache selbst, also dem Phänomen der Berufs- oder Erwerbsunfähigkeit zusammen, zum nicht geringen Teil aber auch m i t dessen statistischer 55 S. 181.

D. Entwicklung einer A b l a u f r d n u n g nach Merkmalen des Erwerbslebens

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Erfassung. Die Schwierigkeiten werden allein schon daran sichtbar, daß es die heutige versicherungsrechtliche Fassung der Begriffe Berufsund Erwerbsunfähigkeit — einheitlich i n beiden Rentenversicherungen — erst seit 1957 gibt, unsere Betrachtung aber auf eine völlig unzureichende Grundlage gestellt bliebe, würden w i r nicht auch die Entwicklung bis 1956 m i t einbeziehen. I m Grunde haben w i r überhaupt nur dann Aussicht, unserer Aufgabe gerecht zu werden, wenn w i r uns von den Legaldefinitionen erst einmal lösen und das hinter ihnen stehende medizinische und sozialökonomische Phänomen als solches ins Auge fassen. W i r werden deshalb vorläufig überhaupt nicht mehr von Berufs- und Erwerbsunfähigkeit sprechen, sondern ganz allgemein von „Invalidität", gewissermaßen i n einem übergeordneten Sinn. Dieser Begriff soll sowohl das allgemeine Phänomen als solches als auch sämtliche bisherigen Legaldefinitionen der Invalidität (im engeren Sinne), der Berufs- und der Erwerbsunfähigkeit umschließen. Eine Beschränkung soll er dagegen i n einer anderen Hinsicht erfahren: W i r wollen nur dann von Invalidität sprechen, wenn eine tatsächliche Beeinträchtigung der Erwerbsfähigkeit vorliegt bzw. i m Rentenverfahren anerkannt wird, nicht dagegen, wenn sie nur aus Altersgründen kraft Gesetzes unterstellt wird. Wir befassen uns also i m wesentlichen nur mit der Invalidität vor Erreichen der Altersgrenze, d. h. nur m i t der sogenannten „vorzeitigen" Invalidität. (Nur i n den Fällen, i n denen ein Versicherter bei Vollendung des 65. Lebensjahrs eine Wartezeit von mindestens 60, aber weniger als 180 Kalendermonaten zurückgelegt hat, w i r d ausnahmsweise auch einmal von einer Invalidität i m höheren Alter die Rede sein.) I n den folgenden Ausführungen w i r d vorwiegend der Eintritt der (vorzeitigen) Invalidität bzw. der Rentenzugang behandelt werden. Daraus ergibt sich zugleich auch das Wesentliche über die Behebung der Invalidität (vor Erreichen der Altersgrenze) bzw. den Rentenwegfall, so daß eine besondere Diskussion über diesen Gegenstand entbehrlich scheint. Lediglich auf einige Besonderheiten w i r d gelegentlich aufmerksam gemacht werden müssen. b) Der Begriff

der (vorzeitigen)

Invalidität

Als vor über 70 Jahren die deutsche „Invalidenversicherung" geschaffen wurde, war man gezwungen, den Begriff der Invalidität exakt und zugleich praktisch verwendbar zu definieren und — daran anknüpfend — Maßstäbe zu entwickeln, die es erlaubten, i n jedem Einzelfall zu entscheiden, ob Invalidität vorliegt oder nicht.

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

Die ursprüngliche gesetzliche Regelung ist seitdem mehrfach geändert worden. A l l e n bisherigen Legaldefinitionen ist aber gemeinsam, daß stets zwei voneinander wesensverschiedene Voraussetzungen gegeben sein müssen, wenn Invalidität (hier i m allgemeinen Sinne gebraucht) vorliegen soll, nämlich erstens eine nachhaltige Beeinträchtigung der körperlichen oder geistigen Leistungsfähigkeit infolge von Krankheit oder anderen Gebrechen und zweitens eine dadurch herbeigeführte wesentliche Minderung der Fähigkeit, die verfügbare Arbeitskraft i n einer sozial zumutbaren Weise wirtschaftlich zu verwerten 5 6 . Das erste ist ein medizinisch-biologisches Faktum, über das i m Rentenverfahren der ärztliche Sachverständige ein Urteil abzugeben hat, das zweite ist ein sozial-ökonomisches Faktum, über dessen Vorliegen der Verwaltungsbeamte oder Richter auf Grund seiner Kenntnis des Arbeitsmarkts und unter Berücksichtigung des beruflichen Werdegangs des Rentenbewerbers sowie seiner Kenntnisse und Fähigkeiten zu befinden hat 5 7 . M i t der jeweiligen Legaldefinition ist freilich immer nur ein allgemeiner Rahmen für die Entscheidung i m Einzelfall gegeben. Zum Invaliden mit Anspruch auf Rente w i r d ein Versicherter immer erst dann, wenn er (erfüllte Wartezeit, früher auch erhaltene Anwartschaft vorausgesetzt) einen Rentenantrag stellt und der zuständige Versicherungsträger — ggf. auch erst das zuständige Gericht — die Rente bewilligt. Diese wenigen Andeutungen über den Invaliditätsbegriff: genügen bereits, u m zu zeigen, welche grundlegenden Faktoren i m Einzelfall über das Vorliegen von Invalidität entscheiden und wovon demnach die Invalidisierungshäufigkeit und ihre zeitlichen Veränderungen i m wesentlichen abhängen. c) Die grundlegenden Bestimmungsfaktoren häufigkeit und ihre Veränderungen

der Invalidisierungsim Zeitablauf

Den ersten grundlegenden Bestimmungsfaktor der Invalidisierungshäufigkeit bilden die Gesundheitsverhältnisse der versicherten Bevölkerung. I n dieser Hinsicht bestehen offensichtlich enge Beziehungen zwischen der Invalidisierungshäufigkeit und der Sterblichkeit, mit der w i r uns an früherer Stelle eingehend befaßt haben 58 . Da die physische se Vgl. ζ. B. die beiden Legaldefinitionen auf S. 37. 57 Vgl. z.B. Riecheis, Ernst: Z u r Rolle des ärztlichen Sachverständigen i m Verfahren der gesetzlichen Rentenversicherung u n d i m Sozialgerichtsverfahren, SozVers. 13. Jg., 1958, S. 277 fï. u n d die nachfolgende Diskussion unter Beteiligung von Gercke, W. u n d Hertel, G., SozVers. 14. Jg. 1959, S. 146 ff.; siehe auch die Erläuterungen zu §§ 1246 u n d 1247 RVO i n den Kommentaren von Jantz-Zweng, a. a. O. u n d Dersch, Knoll u. a., a. a. O. 58 Siehe S. 101 ff., besonders S. 110 ff.

D. Entwicklung einer A b l a u f r d n u n g nach Merkmalen des Erwerbslebens

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und psychische Konstitution, auf die es hier ausschließlich ankommt, i n erster Linie biologisch bedingt ist, halten sich zeitliche Veränderungen i n engen Grenzen und gehen vor allem nur langsam vor sich. Daß sie dennoch immer wieder zu erhoffen oder zu befürchten sind, ist auf eine Reihe sozialer Einflüsse zurückzuführen, besonders den medizinischen Fortschritt, die staatlichen und privaten Maßnahmen zur Hebung der Volksgesundheit, die Veränderungen der Lebensweise, der Arbeitsbedingungen, der Arbeitsgewohnheiten usw. 5 9 . Todesursachen- und Invaliditätsursachenstatistik lassen deshalb zahlreiche gleichlaufende Entwicklungstendenzen erkennen. A m auffallendsten ist die langsame aber fast stetige Zunahme der Bedeutung der degenerativen Krankheiten sowohl als Todes- als auch als Invaliditätsursachen. Sie führen heute schon rund die Hälfte aller Invalidisierungen i n beiden Rentenversicherungen herbei 6 0 . Dabei mag freilich — mehr noch als bei der Sterblichkeit — die Tatsache eine Rolle spielen, daß der Sterblichkeitsrückgang der vergangenen Jahrzehnte relativ vielen Menschen mit von Natur aus schwächerer Konstitution erst ermöglicht hat, bis i n das Alter zu gelangen, i n dem sich die degenerativen Krankheiten allmählich einstellen. Die vorzeitig Gestorbenen von gestern haben so gewissermaßen ihr Gegenstück i n den vorzeitig Invaliden von heute 61 . Eine Herabsetzung der Invalidisierungshäufigkeit durch gesundheitsfördernde Maßnahmen erscheint damit noch schwieriger als eine Verminderung der Sterblichkeit. Eine andere Entwicklungstendenz, die sowohl in der Todesursachenwie i n der Invaliditätsursachenstatistik ihren Niederschlag findet, ist der Rückgang der Tuberkulose. Während jedoch die Tuberkulosesterblichkeit fast verschwunden ist, konnte die Invalidität infolge von Tuberkulose längst nicht i n gleichem Maße eingedämmt werden 6 2 , obwohl gerade auf diesem Gebiet die Krankheitsbekämpfungsmaßnahmen der Versicherungsträger besonders zielbewußt und mit hohem Aufwand betrieben werden 6 3 . Hier besteht also — besonders i n den unteren Altersstufen — noch ein gewisser Spielraum für eine künftige Senkung der Invalidisierungshäufigkeit, der bei der Sterblichkeit praktisch nicht mehr vorhanden ist. 59 Vgl. z.B. Götz, Ernst: Die vorzeitige I n v a l i d i t ä t i n der Arbeiterrentenversicherung aus ärztlicher Sicht, B A r b B l . 1960, S. 375 ff. «ο Vgl. z . B . StddRentenvers. Bd. 11, S. 17, 25 u n d 59; siehe auch Martin, R. W.: Herz- und Gefäßkrankheiten i n ihrer Bedeutung für die F r ü h i n v a l i dität u n d nachgehende Fürsorge, SozVers. 11. Jg. 1956, S. 217 ff. ei Vgl. F. S.: Überalterung u n d F r ü h i n v a l i d i t ä t — Gefahren oder Schlagworte?, SozVers. 11. Jg. 1956, S. 358. 62 Vgl. z.B. S t B A : Die Tuberkulose i m Jahr 1960, WiSta. S. 588 ff. 63 Vgl. z.B. Schewe, Dieter: Die Regelung der Tuberkulosebekämpfung i n der Sozialversicherung, B A r b B l . 1959, S. 481 ff.

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

Stärkere Unterschiede zwischen der Sterblichkeits- und der Invaliditätsentwicklung ergeben sich vor allem daraus, daß einige Krankheitsgruppen für beide eine ganz unterschiedliche Bedeutung haben. Die Infektionskrankheiten (ohne Tuberkulose) ζ. B., deren starker Rückgang erheblich zur Verminderung der Sterblichkeit beigetragen hat, haben als Invaliditätsursachen auch früher keine sehr große Rolle gespielt, so daß die großen medizinischen Erfolge auf diesem Gebiet die Invalidisierungshäufigkeit nicht ebenso stark herabmindern konnten wie die Sterblichkeit. Dafür kommt unter den Invaliditätsursachen den Krankheiten der Bewegungsorgane (besonders den Arthrosen), deren Bekämpfung weit weniger aussichtsreich ist, eine viel größere Bedeutung zu. Was — unter dem medizinischen Aspekt — für das Invalidisierungsrisiko gilt, gilt entsprechend i m umgekehrten Sinn auch für die Chancen der Rehabilitation, für die i n wachsendem Maße M i t t e l der Rentenversicherung bereitgestellt werden und die gerade durch die Reform noch einmal stark i n den Vordergrund gerückt worden ist 6 4 . Bei den Krankheiten, die noch nicht zu den Abnutzungskrankheiten zählen, und damit besonders bei jüngeren Menschen, sind die Bemühungen bisher nicht ohne Erfolg geblieben und werden es auch i n Zukunft sicher nicht sein. I n den letzten Jahren vor Erreichen der Altersgrenze läßt sich dagegen die Invalidisierungshäufigkeit durch Heilbehandlung allein nur sehr schwer herabmindern 6 5 . Soweit die Häufigkeit von Invalidisierungen und Reaktivierungen also von den allgemeinen Gesundheitsverhältnissen i n der Bevölkerung bestimmt w i r d — und das ist unzweifelhaft i n ganz entscheidendem Maße der Fall — ist heute allenfalls mit sehr langsamen Verbesserungen zu rechnen, und zwar i n den unteren Altersstufen noch eher als etwa i n den letzten Jahren vor der Altersgrenze. Nun ist für das Vorliegen von Invalidität der Gesundheitszustand des Versicherten aber nicht allein entscheidend. Es kommt vielmehr gleichzeitig darauf an, welche sozial zumutbaren Erwerbsmöglichkeiten ihm angesichts seiner gesundheitlichen Schädigung noch verblieben sind. Zu den gesundheitlichen Verhältnissen der versicherten Bevölkerung t r i t t somit als zweiter grundlegender Bestimmungsfaktor der Invalidisierungshäufigkeit die allgemeine Erwerbssituation, und zwar sowohl das allgemeine Beschäftigungsniveau als auch die Struktur des Arbeitskräftebedarfs und des Arbeitskräftepotentials. I n dem Maße, wie sich bei stei64 Vgl. Jantz-Zweng, a. a. O., S. 54 ff. 65 Ger cke, Wolfgang: Z u r Neuordnung der sozialen Leistungen. Die medizinische Wiederherstellung der menschlichen Leistungsfähigkeit, ihre Möglichkeiten u n d Grenzen, gesehen aus der Praxis der Rentenversicherungsträger, SozVers. 11. Jg., 1956, S. 104 ff.; Tönnis, W.: Forderungen für eine wirksame Rehabilitation nach ärztlichen Erfahrungen, B A r b B l . 1962, S. 245 ff.

D. Entwicklung einer A b l a u f r d n u n g nach Merkmalen des Erwerbslebens

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gender oder fallender Konjunktur die Erwerbsaussichten der vermindert Leistungsfähigen ändern, muß es geradezu zwangsläufig zu einer echten — nicht nur scheinbaren — Veränderung der Invalidisierungshäufigkeit kommen. Aber auch schon eine zunehmende Berufsspezialisierung m i t stark unterschiedlichen Ausbildungswegen oder eine durchgreifende Wandlung i n den Arbeitsanforderungen kann einen ähnlichen Effekt bewirken. Auf diese Weise entstehen i n der Tat weit stärkere Schwankungen der Invalidisierungshäufigkeit als allein durch die Veränderungen der gesundheitlichen Verhältnisse. Doch fehlt es auch hier nicht an mancherlei Regelmäßigkeiten. W i r werden darauf i m nächsten Abschnitt bei der Betrachtung der tatsächlichen Entwicklung der Invalidisierungshäufigkeit zurückkommen. Damit könnten w i r uns zufrieden geben, wenn es nur u m das Phänomen der Invalidität an sich ginge. Die tatsächliche Entwicklung der Invalidisierungshäufigkeit, die zu einer finanziellen Belastung der sozialen Rentenversicherung führt, w i r d aber noch durch eine Reihe weiterer Faktoren mitbestimmt, deren Einfluß nur sehr schwer zu beurteilen ist. Dazu gehören i n erster Linie die Änderungen der versicherungsrechtlichen Definitionen der Invalidität. So galt z. B. i n der Invalidenversicherung vor 1949 derjenige als invalide, der nicht imstande war, durch eine i h m zumutbare Tätigkeit mehr als ein D r i t t e l dessen zu erwerben, was eine gesunde Vergleichsperson zu verdienen pflegte. Durch das Sozialversicherungs-Anpassungsgesetz vom 17. 6.1949 wurde dieses sogenannte „Lohndrittel" abgewandelt zur „Lohnhälfte" 6 6 . Der Invaliditätsbegriff wurde also erweitert, und es ist kaum anzunehmen, daß sich dies nicht auf die Invalidisierungshäufigkeit ausgewirkt hat. Eine nicht minder wichtige Rolle spielt i n den Legaldefinitionen die Frage, auf welche Arten von Tätigkeiten der i n seiner Gesundheit Geschädigte billigerweise verwiesen werden kann. Je enger nämlich der Kreis dieser Tätigkeiten gezogen ist, desto eher ist bei Rentenbewerbern, die aus Gesundheitsgründen ihre bisherige Tätigkeit aufgeben mußten, Berufsbzw. Erwerbsunfähigkeit zu bejahen. A u f diese Weise ist z. B. der Invaliditätsbegriff i n der Arbeiterrentenversicherung durch die Reform von 1957 etwas erweitert worden. I m Kommentar von Dersch, K n o l l u. a. heißt es dazu: „Es gibt nicht wenige Fälle, die bei demselben Tatbestand zur Annahme von Berufsunfähigkeit neuen Rechts, aber nicht von Invalidität alten Rechts nötigen, wohingegen kaum ein Fall denk66 § 2 Gesetz über die Anpassung von Leistungen der Sozialversicherung an das veränderte L o h n - und Preisgefüge u n d über ihre finanzielle Sicherstellung (Sozialversicherungs-Anpassungsgesetz) v o m 17. 6. 1949, Gesetzblatt der V e r w a l t u n g des Vereinigten Wirtschaftsgebietes, S. 99.

14 Grohmann

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bar ist, i n dem ein nach § 1254 a. F. invalider nicht auch berufsunfähig ist 6 7 ." Ein praktisch unlösbares Rätsel gibt die Frage auf, welchen Einfluß gewisse psychologische Faktoren auf die Invalidisierungshäufigkeit ausüben. Bei schlechter Beschäftigungslage ζ. B. drängen nicht nur diejenigen darauf, eine Rente zu bekommen, die wegen ihres Gesundheitszustands den gewöhnlich i n einer solchen Erwerbssituation erhöhten Anforderungen nicht mehr gewachsen sind, sondern auch diejenigen, die zwar ebenfalls irgendein Leiden haben, aber nicht aus diesem, sondern aus anderem Grund entlassen worden sind und nicht wieder eingestellt werden. Zwischen beiden Gruppen gibt es freilich keine scharfe Trennung, was die Beurteilung des Einflusses der psychologischen Faktoren nur umso schwieriger macht. Aber nicht nur bei schlechter Konj u n k t u r verstärkt sich die Neigung, einen durch das Leiden möglicherweise noch nicht unbedingt gerechtfertigten Rentenantrag zu stellen, sondern auch dann, wenn die Aussicht besteht, als Rentner wirtschaftlich nicht wesentlich schlechter gestellt zu sein als vorher. Das gilt ζ. B. für Personen, die auch während des Rentenbezugs noch eine geregelte Erwerbstätigkeit auszuüben gedenken. Daß ζ. B. die Rentenreform von 1957 i n dieser Hinsicht nicht ohne Einfluß geblieben ist, dürfte schon deswegen anzunehmen sein, weil durch die begriffliche Unterscheidung zwischen Berufs- und Erwerbsunfähigkeit jetzt sehr deutlich zum Ausdruck gebracht wurde, daß eine regelmäßige Erwerbstätigkeit m i t dem Bezug einer Rente sehr wohl zu vereinbaren ist 6 8 . Außerdem bietet die neue Rentenhöhe i n vielen Fällen einen zusätzlichen Anreiz. M i t der Stellung des Rentenantrags ist freilich die Rente noch nicht bewilligt. Deshalb sind auch die Gutachter praxis der ärztlichen Sachverständigen und die Handhabung der gesetzlichen Vorschriften durch die Versicherungsträger und die Gerichte nicht ohne Einfluß auf die Invalidisierungshäufigkeit. Sie dürften ζ. B. nach 1933 strenger gewesen sein als heute 69 . Dies trifft übrigens noch verstärkt für die Häufigkeit der Rentenentziehungen wegen Behebung der Invalidität zu. Jedoch schaffen auch medizinische Fortschritte mehr und mehr die Möglichkeit, die Diagnosen zu objektivieren und damit manche Unsicherheiten i n der Beurteilung der physiologischen Leistungsfähigkeit zu beseitigen. Ein rein technisch-organisatorischer Grund für vorübergehende Schwankungen der Invalidisierungshäufigkeit ist schließlich die wechselnde Arbeitsbelastung der Versicherungsträger, die vor allem die 67 Dersch, Knoll u. a., a. a. O., A n m e r k u n g 1 zu § 1246 RVO. «s Vgl. Jantz-Zweng, a.a.O., S. 73. Vor der Reform gab es i n jeder der beiden Rentenversicherungen nur einen Invaliditätsbegriff (in der Angestelltenversicherung unter der Bezeichnung „Berufsunfähigkeit"). 69 Vgl. Jahn, E r w i n : Frühe Erwerbsunfähigkeit i m internationalen Vergleich, K ö l n 1961, S. 97.

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Rentenzugangszahlen unmittelbar nach 1949 (wegen des Sozialversicherungs-Anpassungsgesetzes), i m Jahr 1954 (wegen der Übernahme der Aufgaben der Angestelltenversicherung durch die Bundesversicherungsanstalt für Angestellte) und nach 1957 (wegen der NeuregelungsGesetze) erheblich beeinflußt hat. d) Die Entwicklung der Invalidisierungshäufigkeit seit den dreißiger Jahren und die Wahl des Berechnungszeitraums für die Invaliditätsmaßzahlen des Modells Als die eigentlich erstrebenswerte Methode zur Messung der Invalidisierungshäufigkeit werden i m allgemeinen Verhältniszahlen angesehen, die nach der A r t der Ereigniswahrscheinlichkeiten gebildet sind und gewöhnlich als Invaliditäts- oder Invalidisierungswahrscheinlichkeiten bezeichnet werden 7 0 . Zu ihrer Berechnung müßte i m Nenner jeweils die Zahl der Versicherten eines bestimmten Alters und Geschlechts stehen, die i m Fall der Invalidität einen Rentenanspruch haben, und i m Zähler die Zahl derjenigen aus diesem Personenkreis, denen i n dem betreffenden Jahr tatsächlich eine Rente bewilligt worden ist. Wie so oft, sind auch hier die statistischen Unterlagen für die Zähler weitgehend vorhanden 71 . Für die Nenner können sie dagegen bestenfalls geschätzt werden. Solche Schätzungen hat vor dem zweiten Weltkrieg das Reichsversicherungsamt als oberste Reichsbehörde für die Sozialversicherung selbst vorgenommen, zuerst anhand von Berufszählungsergebnissen, später jährlich unter Verwendung der Zahlen über den Beitragsmarkenverkauf 72 . Für die Zeit nach dem zweiten Weltkrieg bieten die Ergebnisse der Volks- und Berufszählung vom 13. 9. 195073 und des Mikrozensus (seit 1957)74 einen Anhaltspunkt, w e i l dabei unter anderem auch nach der A r t der Altersversorgung gefragt worden ist. Besonders problematisch ist bei allen statistischen Erhebungen und Schätzungen des Versichertenbestands — noch dazu i n der Gliederung nach Geschlecht und Alter — die Ermittlung der Zahl derjenigen Versicherten, die keine Pflichtbeiträge mehr entrichten und dennoch auf Grund früherer Beitragszeiten beim Eintritt der Invalidität einen Rentenanspruch haben. Diejenigen unter ihnen, die regelmäßig freiwillige Beiträge zahlen, werden gewöhnlich als „freiwillige Versicherte" noch zum größten Teil m i t erfaßt. Über die „sonstigen Versicherten" aber, ™ Vgl. ζ. B. Heubeck, Georg: Gutachten . . . , a. a. O., S. 17; aber auch Tietz, Georg: Stellungnahme zum Gutachten . . . , a. a. O., S. 774. 71 S t d d I V u A V Bde. 1 bis 5; StddRentenvers. Bde. 6, 9, 11 u n d 14. 72 Die deutsche Sozialversicherung i m Jahre 1928 m i t einem Blick auf das Jahr 1929, S. 65 u n d Anhang S. 121 ff.; Die deutsche Sozialversicherung 1938, S.125. 73 StBRD Bd. 37, H. 4, S. 16 ff. 74 WiSta. 1959, S. 348 ff., ab 1958 jedoch nicht mehr veröffentlicht. 1*

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die nur h i n und wieder oder nie mehr einen Beitrag leisten, bleibt man dagegen praktisch immer i m Ungewissen. Außerdem ist es niemals möglich, diejenigen Pflichtversicherten zu eliminieren, die die Wartezeit noch nicht erfüllt haben; allerdings w i r d deren Zahl bei den Männern vermutlich nur i n den untersten Altersstufen beachtlich sein. Trotz dieser Schwierigkeiten gibt es eine Reihe empirischer Untersuchungen über die Entwicklung der Invalidisierungshäufigkeit während der letzten Jahrzehnte, auf die w i r hier m i t Vorteil zurückgreifen können 7 5 . Den radikalsten Ausweg haben Schewe-Zöllner eingeschlagen, indem sie ganz auf die Verwendung von Versichertenzahlen verzichteten und den nach Alter und Geschlecht gegliederten jährlichen Rentenzugang auf die Gesamtbevölkerung gleichen Alters und Geschlechts bezogen. Ihre Verhältniszahlen haben gegenüber allen anderen deshalb den Vorzug größerer Exaktheit und Klarheit. Außerdem lassen sie sich für eine längere Reihe von Jahren fortlaufend berechnen. Gegen sie ist (vor allem bei zeitlichen Vergleichen) umso weniger einzuwenden, je weniger sich die Versichertenquoten i m Zeitablauf vermutlich geändert haben. Ein Vergleich zwischen zwei auf solche Weise gebildeten Verhältniszahlen, hinter denen jedoch stark unterschiedliche Versichertenquoten stehen, ist dagegen so gut wie sinnlos. Auch diese Methode ist jedenfalls nicht mehr als eine unter mehreren möglichen Hilfslösungen m i t ganz bestimmten Vorzügen und ganz bestimmten Schwächen. Die Maßzahlen von Schewe-Zöllner geben vor allem einen guten Überblick über die Entwicklung i n der Invalidenversicherung. Verfolgt man diese Maßzahlen während der letzten dreißig Jahre vor der Rentenreform, so zeigen sich i n allen Altersgruppen nahezu die gleichen Auf- und Abwärtsbewegungen, die Schewe-Zöllner ausführlich diskutiert haben 7 6 : Die Häufigkeit der Invalidisierungen erreicht i n den Jahren der Weltwirtschaftskrise ihr größtes Ausmaß. Dann sinkt sie i n den Jahren m i t zunehmender Beschäftigung bis auf weniger als die Hälfte ihres höchsten Stands. 1950 setzt sie wiederum sehr hoch ein, u m anschließend ebenfalls — wenn auch etwas langsamer als vor dem Krieg — wieder zurückzugehen. 1955 ist etwa der Stand von 1933 (in der obersten Altersklasse der von 1934/35) erreicht. Das Niveau i n den Vollbeschäftigungsjähren ist nach dem Krieg also etwas höher als vorher. 75 Schewe, Dieter u n d Zöllner, Detlev: Die vorzeitige I n v a l i d i t ä t i n der sozialen Rentenversicherung, B e r l i n 1957; Kindel, K a r l - W i l h e l m u n d Schackow, Eckart: Die Bedeutung der Altersgrenze i n den Systemen der sozialen Sicherung, B e r l i n 1957; Zöllner, Detlev: Neuere Untersuchungsergebnisse über E n t w i c k l u n g u n d Ursachen der vorzeitigen Invalidität, B A r b B l . 1959, S. 723 ff.; Jahn, E r w i n : Frühe Erwerbsunfähigkeit i m internationalen Vergleich, K ö l n 1961. ™ Schewe-Zöllner, a.a.O., S. 31 ff. u n d Zöllner, Detlev: Neuere U n t e r suchungsergebnisse . . . , a. a. O., S. 725 f.

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Tabelle 16 Rentenzugang in der Invalidenversicherung je 1000 männliche Personen gleichen Alters 1926—1955 (Invaliditätsmaßzahlen von Schewe-Zöllner) Altersgruppe Jahr 1926 1927 1930 1931 1932 1933 1934 1935 1936 1936 1938 1939 1950 1951 1952 1953 1954 1955

20-39

40-44

45-49

50-54

55-59

60-64

1,9 1,7 1,5 1,5 1,3 1,1 1,0 0,9 0,9 0,8 0,8 0,8 2,4 2,1 1,9 1,5 1,4 1,3

3,5 3,1 3,8 3,5 2,9 2,5 2,2 2,1 1,8 1,9 1,8 1,9 4,1 3,3 3,1 2,7 2,6 2,3

5,2 4,5 5,3 4,9 4,1 3,7 2,9 2,7 2,5 2,4 2,4 2,4 5,0 4,2 3,9 3,6 3,5 3,4

9,2 8,4 10,3 9,0 7,0 6,8 5,2 4,8 4,5 4,2 4,3 4,2 8,7 7,6 6,4 6,0 5,8 5,8

16,3 14,7 19,2 19,3 15,7 14,1 11,2 9,9 9,0 8,6 8,8 7,8 17,4 15,0 12,9 12,1 11,9 12,4

35,3 32,2 40,8 37,9 31,9 30,6 28,3 23,7 23,5 20,9 21,4 18,7 39,6 32,1 27,0 26,0 25,4 25,4

Quelle: Schewe, Dieter und Zöllner, Detlev: Die vorzeitige Invalidität in der sozialen Rentenversicherung, Berlin 1957, S. 14.

Die Gründe für diese Vorgänge sind einleuchtend. I n Jahren m i t großer Arbeitslosigkeit verringern sich die Beschäftigungsmöglichkeiten für nicht mehr v o l l leistungsfähige Arbeitskräfte. Hat die einem i n seiner Gesundheit Geschädigten verbliebene Arbeitskraft vorher noch ausgereicht, den Anforderungen des Erwerbslebens gerecht zu werden, so tut sie es i n Zeiten des allgemeinen Beschäftigungsrückgangs nicht mehr. Die Invalidisierungshäufigkeit steigt zwangsläufig an. A m Tiefpunkt der Krise sind dann praktisch nur noch voll leistungsfähige Arbeitskräfte erwerbstätig. Beim nachfolgenden wirtschaftlichen Wiederaufstieg sinkt deshalb die Invalidisierungshäufigkeit sogar unter ihr u m diese Zeit als normal anzusehendes Maß herab, um erst später wieder anzusteigen. Schewe-Zöllner nennen dies eine Pendelbewegung. Etwaige Veränderungen i n den gesundheitlichen Verhältnissen werden durch diese vorherrschenden Bewegungen stets weitgehend überdeckt 77 . Aus dem hohen Invaliditätszugang 1950 und 1951 und dem nachfolgenden Absinken der Zahlen schließen Schewe-Zöllner auf einen ähnlichen Ablauf auch nach dem Krieg 7 8 . Doch sind beide Entwicklungs77 Vgl. Schewe-Zöllner, a. a. O., S. 46 f. 78 Schewe-Zöllner, a. a. O., S. 36 u n d 46.

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phasen nur zum Teil miteinander vergleichbar. Zunächst war die Arbeitslosigkeit um 1950 nicht so erdrückend wie u m 1930 und damit blieben auch die Beschäftigungsmöglichkeiten für nicht voll Leistungsfähige größer. Der Pendelausschlag nach unten konnte deshalb nicht i n gleicher Stärke folgen. Die Zahlen für 1950 und 1951 sind vermutlich aber auch aus anderen Gründen überhöht, die gar keine Pendelbewegung auslösen. Auf den beachtlichen Anteil an Kriegsfolgerenten weisen Schewe-Zöllner selbst hin 7 9 . Der Neuzugang an Kriegsfolgerenten ist nach 1951 aber nicht wegen der zunehmenden Beschäftigung, sondern wegen der zunehmenden zeitlichen Entfernung vom Kriegsende immer mehr zurückgegangen. Hinzu kommen die Auswirkungen des Sozialversicherungs-Anpassungsgesetzes von 1949, durch das der Invaliditätsbegriff erweitert und die Erhaltung der Anwartschaft für Personen als gegeben angesehen wurde, die sie nach den früheren Vorschriften verloren hatten. Auch dies ist ein einmaliger Einfluß gewesen, der keine Vorwegnahme späterer Invalidisierungen darstellte. Sind deshalb die Invaliditätsmaßzahlen der Tabelle 16 für die Jahre unmittelbar vor dem Krieg möglicherweise anomal niedrig, so sind es diejenigen für die Zeit nach 1950/51 höchstwahrscheinlich nicht, wenigstens nicht i n gleichem Maße. I n ihnen dürften tatsächlich die für die damalige Beschäftigungslage, die damaligen Gesundheitsverhältnisse und die damalige Größe des Versichertenbestands charakteristischen Invalidisierungsrisiken einigermaßen treffend zum Ausdruck kommen 8 0 . Eine Prüfung der Frage, ob sich vielleicht ein anderes B i l d ergibt, wenn man bei der Messung der Invalidisierungshäufigkeit Veränderungen i m Umfang des Versichertenbestands nicht einfach ignoriert, können w i r uns mit einem Hinweis auf die Arbeit von Jahn ersparen 81 . Jahn hat i m Gegensatz zu Schewe-Zöllner den jährlichen Rentenzugang auf geschätzte Versichertenzahlen bezogen, vor dem Krieg auf die vom Reichsversicherungsamt veröffentlichten, nachher auf die von i h m selbst vom 13. 9.1950 an fortgeschriebenen. Gerade i n den Punkten, auf die es uns hier ankommt, gelangt Jahn zum gleichen Ergebnis wie ScheweZöllner. Auch seine Invalidisierungsmaßzahlen liegen 1954 etwa auf dem Niveau von 1933/34 (bei der höchsten Altersgruppe auf dem von 1934/35), nachdem sie i n den vorangegangenen Jahren noch darüber gelegen hatten. Die Berechnungen von Jahn können gleichzeitig dazu dienen, einen ungefähren Eindruck von der Entwicklung in der Angestelltenversiche79 Schewe-Zöllner, a. a. O., S. 44. 8° Dieses Ergebnis unterstreicht freilich n u r die von Schewe-Zöllner gezogene Schlußfolgerung, daß nämlich aus den verfügbaren Unterlagen nicht auf eine Verschlechterung des allgemeinen Gesundheitszustands gegenüber der Vorkriegszeit geschlossen werden kann, sondern angesichts der erleichterten Bedingung für den Rentenbezug eher auf das Gegenteil. 81 Jahn, E r w i n : Frühe E r w e r b s u n f ä h i g k e i t . . . , a.a.O., S. 86 ff.

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rung zu vermitteln. Denn für diesen Zweck sind die Maßzahlen von Schewe-Zöllner unbrauchbar, w e i l hier der Kreis der Versicherten gegenüber der Vorkriegszeit stark zugenommen hat. Die von Jahn berechneten Invalidisierungsmaßzahlen für die Angestelltenversicherung liegen durchweg wesentlich niedriger als die für die Invalidenversicherung. Sie machen aber die gleichen Auf- und Abwärtsbewegungen durch wie diese und liegen 1954 etwas unter dem Niveau von 193682. U m speziell die Nachkriegsentwicklung i n beiden Versicherungen zusammen noch einmal i m ganzen übersehen zu können, wurden unabhängig von den Berechnungen anderer Autoren die Verhältniszahlen der Tabelle 17 berechnet. Tabelle 17 Rentenzugang in den Rentenversicherungen der Arbeiter und der Angestellten je 1000 männliche Personen gleichen Alters am Anfang des Kalenderjahrs 1951—1959 Alter

1951

1952

1953

1954

1955

1956

1957

1958

1959

20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49 50-54 55-59 60-64

1,2 2,8 3,2 3,9 4,3 5,3 9,5 19,8 42,7

1,0 2,7 2,9 3,9 4,0 5,0 8,4 17,7 36,6

0,9 1,9 2,3 3,1 3,5 4,5 7,6 16,2 35,5

0,8 1,6 2,1 2,6 3,1 4,0 6,7 14,0 30,8

0,8 1,6 2,1 2,5 3,2 4,4 7,3 15,5 37,7

0,7 1,4 1,9 2,2 3,2 4,1 7,2 15,1 35,4

0,5 1,0 1,5 1,7 2,7 3,6 6,1 12,7 30,0

0,8 1,7 2,2 2,8 4,6 6,3 11,2 24,5 59,8

0,8 1,7 2,1 2,6 4,5 6,4 11,1 23,4 52,3

65

345

353

337

299

379

357

263

493

443

Gebiet: Bundesgebiet ohne Saarland, 1951—1953 ohne Berlin 1954—1959 mit Berlin. Quelle: Berechnet auf Grund folgender Unterlagen: StddIVuAV Bde. 1 bis 5; StddRentenvers Bde. 6, 9,11; Bevölkerungsfortschreibung nach Anhang A, Ziffer 1; StBRD Bde. 198, S. 81 und 90 und 245, S. 48 und 57.

Hier sind die nach dem Alter gegliederten Rentenzugänge beider Versicherungszweige zusammen i n den Jahren 1951—1959 auf die entsprechende Bevölkerung am Anfang des Kalenderjahrs bezogen. Auch hier kommt die kontinuierlich abfallende Entwicklung bis 1956 deutlich zum Ausdruck, wenn man berücksichtigt, daß der Rentenzugang i n der Angestelltenversicherung aus organisatorischen Gründen (Errichtung der Bundesversicherungsanstalt für Angestellte) 1954 zu niedrig und 1955 entsprechend zu hoch ausfallen mußte. Hätten w i r das Ziel, die i n der Zeit unmittelbar vor der Rentenreform für normal zu haltende Invalidisierungshäufigkeit i n der Invaliden· und i n der Angestelltenversicherung i n unser Modell zu übertra82 Jahn, E r w i n : Frühe E r w e r b s u n f ä h i g k e i t . . . , a.a.O., S. 89 ff.

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gen, so wäre es ausreichend und sogar zweckmäßig, allein auf die Daten des Jahres 1956 zurückzugreifen. Sie können kaum noch als anomal hoch, aber auch kaum als anomal niedrig angesehen werden. Dies festzuhalten ist deshalb wichtig, weil w i r praktisch darauf angewiesen sind, von diesen Daten aus auch auf die unter normalen Umständen für das Jahr 1957 zu erwartende Invalidisierungshäufigkeit zu schließen; denn für die Zeit nach der Rentenreform gibt es bisher noch keine für unsere Zwecke brauchbaren Daten. Wie die letzten drei Spalten der Tabelle 17 zeigen, war der Invaliditätszugang i n den ersten Jahren nach der Reform — verglichen mit der vorausgegangenen Entwicklung — völlig anomal. 1957 war er außerordentlich niedrig, einfach deshalb, w e i l die Versicherungsträger wegen der durch die Reform erzwungenen Arbeitsumstellung nicht i n der Lage waren, die eingehenden Rentenanträge i n der gleichen Zeit zu erledigen wie früher 8 3 . I m Jahre 1958 begann dann der Abbau der hohen Antragsbestände, so daß i n den beiden folgenden Jahren weit mehr Anträge erledigt wurden als neu eingingen. Dabei dürfte der Neueingang von Rentenanträgen i n der ersten Zeit nach der Reform weit höher als die Zahl der neu eingetretenen Versicherungsfälle gewesen sein; denn durch den Wegfall der Anwartschaftsvorschriften erhielten viele früher einmal versichert gewesene Personen einen Rentenanspruch, den sie vor 1957 schon endgültig verloren glauben mußten. Daß der hohe Rentenzugang von 1958 und 1959 nicht allein und nicht einmal zum großen Teil von einer echten Zunahme der eigentlichen Invalidisierungshäufigkeit herrührte, erweist sich übrigens auch daran, daß der Zugang an Altersrenten nach 1956 fast genau die gleichen Ausschläge zeigt. Weder die Zahlen von 1957 noch die der folgenden Jahre noch irgendwelche Durchschnittswerte daraus sind folglich für den Modellansatz geeignet. W i r sind deshalb genötigt, auf die Daten des Jahres 1956 zurückzugreifen. Dies ist auch nicht einmal so unbefriedigend, wie es auf den ersten Blick scheinen könnte; denn die beiden grundlegenden Bestimmungsfaktoren der Invalidisierungshäufigkeit, die gesundheitlichen Verhältnisse und die allgemeine Erwerbssituation der versicherten Bevölkerung, haben sich von 1956 auf 1957 vermutlich kaum verändert. Z u fragen ist deshalb nur, um wieviel die Invalidisierungshäufigkeit i n dieser Zeit vermutlich höher gelegen hätte, wenn das neue Recht nicht damals erst i n Kraft getreten, sondern schon seit langem gültig gewesen wäre. Auf diese Frage gibt es bisher keine auch nur einigermaßen quantifizierbare Antwort. Als Ursachen für eine Zunahme der InvalidisieT » Zahl der unerledigten Anträge (aller Art) stieg von 240 000 (Ende 1956) bald auf 555 000 (Ende 1957) an. StJb. 1959, S. 354 f.

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

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rungshäufigkeit kommen hauptsächlich die Neufassung (und zugleich Spaltung) des Invaliditätsbegriffs, die durchgängige Rentenerhöhung und der Wegfall der Anwartschaftsvorschriften i n Betracht. Auf der anderen Seite könnte dem allerdings die Erhöhung der Ausgaben für gesundheitsfördernde Maßnahmen bis zu einem gewissen Grade entgegenwirken. I m ganzen ist jedenfalls damit zu rechnen, daß die Invalidisierungshäufigkeit — abgesehen von allen vorübergehenden Ausschlägen — durch die Neuregelung angehoben worden ist und auch i n Zukunft größer bleiben wird, als sie es vorher war. Das Ausmaß dürfte aber viel geringer sein, als es die Zahlen von 1958 und 1959 auf den ersten Blick vermuten lassen. Es erscheint deshalb i n der Tat als die beste Lösung, den Modellansatz auf Grund der Daten von 1956 zu entwickeln. Die finanzielle Bedeutung der möglicherweise durch die Reform ausgelösten nachhaltigen Erhöhung der Invalidisierungshäufigkeit w i r d dann besser durch eine Zusatzrechnung abgeschätzt als durch einen von vornherein problematischen Ansatz i n das Modell einbezogen. Die Verwendung der empirischen Daten von 1956 hat aber auch noch einen zweiten Nachteil. Sie erlaubt keine unmittelbare Aufteilung des Rentenzugangs i n Berufs- und Erwerbsunfähigkeitsrenten, weil eine solche Differenzierung dem alten Recht fremd war. Die Invalidenversicherung kannte bis zur Rentenreform nur den Begriff der Invalidität (im engeren Sinn) und die Angestelltenversicherung nur den der Beruf sunfähigkeit (alten Rechts). Beiden entspricht seit der Neuregelung etwa der Begriff der Berufsunfähigkeit (neuen Rechts), dessen Einführung i n der Arbeiterrentenversicherung zwar eine gewisse — aber doch nur geringe — Ausweitung bedeutete 84 und i n der Angestelltenversicherung so gut wie keine materielle Änderung gebracht hat. Der neue Begriff der Erwerbsunfähigkeit trägt demgegenüber allein dem Bedürfnis Rechnung, die Fälle des vollständigen oder nahezu vollständigen Verlusts der Erwerbsfähigkeit besonders herauszuheben. Hätte es demnach schon 1956 die heutige Regelung gegeben, dann wäre sicher ein Teil der damals neu bewilligten Invaliden- bzw. Berufsunfähigkeitsrenten (alten Rechts) zu Erwerbsunfähigkeitsrenten und der andere Teil zu Berufsunfähigkeitsrenten (neuen Rechts) erklärt worden. Als Ergänzung zu den Maßzahlen für die Invalidisierungshäufigkeit i m Jahr 1956 brauchen w i r also für jedes Alters jähr noch ein Angabe darüber, welcher Anteil am gesamten Rentenzugang damals unter normalen Bedingungen wohl auf Erwerbsunfähigkeitsrenten entfallen wäre. Dies ist zuverlässig freilich überhaupt nicht, hilfsweise allenfalls auf Grund von Daten der Jahre nach 1956 abzuschätzen. Zur Unsicherheit über die Größe des Anteils der Erwerbsunfähigkeitsrenten am gesamten Rentenzugang i n den einzelnen Alters jähren 84 Siehe S. 209.

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t r i t t aber noch eine weitere, viel größere Unsicherheit, die alles Bemühen, die erste tunlichst i n engen Grenzen zu halten, weitgehend um seinen Nutzen bringt. Wichtiger als die Gliederung des Rentenzugangs i n Berufs- und Erwerbsunfähigkeitsrenten ist nämlich die des jeweiligen Rentenbestands, und diese hängt nicht nur von der Gliederung des Rentenzugangs, sondern auch von der des Rentenwegfalls und von der Häufigkeit und A r t von Rentenumwandlungen ab. Über diese Dinge gibt es zwar auch schon eine ganze Reihe statistischer Unterlagen aus der Zeit nach der Rentenreform 85 . Sie sind aber noch weniger für unsere Zwecke geeignet als die über den Rentenzugang 86 . Trotzdem bestätigen diese Angaben zumindest, was wohl auch ohnedies zu erwarten war und woran sich auch unter völlig normalen Verhältnissen auf die Dauer kaum etwas ändern dürfte: Die Chancen einer vollständigen Behebung der Invalidität sind bei Berufsunfähigen größer als bei Erwerbsunfähigen, die Erwerbsunfähigen unterliegen dagegen einer größeren Sterblichkeit, und unter den Rentenumwandlungen 8 7 überwiegen diejenigen von Berufs- i n Erwerbsunfähigkeitsrenten. Das aber bedeutet, daß sich die verschiedenen Tendenzen i n ihrer Wirkung auf die Zusammensetzung des jeweiligen Rentenbestands wenigstens teilweise gegenseitig wieder aufheben. Wir begnügen uns deshalb hier mit einem empirisch begründeten Modellansatz für den Anteil der Erwerbsunfähigkeitsrenten am Rentenzugang. Welche Bedeutung der Anteil der Erwerbsunfähigkeitsrenten am Rentenwegfall und welche Bedeutung die Rentenumwandlungen für die Zusammensetzung des Rentenbestands haben, werden w i r stattdessen erst später m i t Hilfe von Alternativrechnungen zu beurteilen versuchen. e) Die Gewinnung

der im Modell anzusetzenden

Invaliditätsmaßzahlen

aa) Zur Methode Nach den bisherigen Ausführungen mag als selbstverständlich gelten, daß die Übertragung der Invaliditätsverhältnisse von 1956 auf unser 85 z.B. StddRentenvers. Bd. 11, S. 110ff., 148, 211 u n d 232; Bd. 14, S. 112ff., 152, 219 und 270. 86 Vor allem enthält der heutige Rentenbestand noch zu einem ansehnlichen T e i l Renten, die bereits vor der Reform bewilligt worden waren u n d die, w e i l es damals die Unterscheidung zwischen Berufs- u n d Erwerbsunfähigkeitsrenten noch nicht gab, durchweg als Erwerbsunfähigkeitsrenten behandelt werden. Die Zahl der seit 1957 weggefallenen oder i n Berufsunfähigkeitsrenten umgewandelten „Erwerbsunfähigkeitsrenten" besagt deshalb k a u m etwas über die Chancen u n d Risiken für den Wegfall u n d die U m w a n d l u n g von Erwerbsunfähigkeitsrenten bei bereits seit langer Zeit geltendem neuen Recht. 87 ohne Umwandlungen i n Altersruhegeld.

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Modell am besten mit Hilfe der Methode der Ereignishäufigkeiten vorgenommen wird. Die i m Jahre 1956 herrschende Bedrohung der Versicherten durch Invalidität läßt sich i n der Tat wohl am zuverlässigsten durch altersspezifische „Invalidisierungshäufigkeiten" messen, zu deren Berechnung die i n diesem Jahr eingetretenen Invaliditätsfälle jeweils auf den Jahresanfangsbestand an gleichaltrigen Versicherten bezogen werden 8 8 . Ebenso werden die Chancen einer Reaktivierung am zweckmäßigsten mit Hilfe von empirischen „Reaktivierungshäufigkeiten" i n Ansatz gebracht, die sich ergeben, wenn man — wiederum nach dem Alter getrennt — die 1956 wegen Behebung der Invalidität weggefallenen Renten auf den entsprechenden Rentenanfangsbestand bezieht. Nachdem w i r jedoch i n einigen früheren Abschnitten dieser Arbeit zu dem Ergebnis gelangt waren, daß manchmal empirische Anteilsziffern für den Modellansatz besser geeignet sein können als empirische Ereignishäufigkeiten 89 , scheint es doch nicht ganz überflüssig, diese Frage auch hier wenigstens kurz zu erörtern. Es ist also zu überlegen, ob nicht vielleicht i n den empirischen Anteilen der Rentner an der Gesamtzahl aller gleichaltrigen Versicherten (Aktiven und Rentnern) von Ende 1956 die für diese Zeit charakteristischen Invaliditätsverhältnisse ebensogut oder gar noch besser zum Ausdruck kommen als i n den empirischen Invalidisierungs- und Reaktivierungshäufigkeiten. Diese „Rentnerquoten" wären für unsere Zwecke offenbar dann geeignet, wenn der Wechsel i m Personenkreis der Rentner durch Invalidisierungen und Reaktivierungen zu jeder Zeit der aktuellen Situation Rechnung trüge, wenn also etwa bei einer Verschlechterung der Erwerbssituation die Invalidisierungen häufiger und die Reaktivierungen seltener würden und wenn bei einer entgegengesetzten Entwicklung der Rentenzugang mehr und mehr zurückginge, während gleichzeitig ein verstärkter Rentenwegfall wegen Behebung der Invalidität einsetzte. Bis auf das letzte dürfte dies alles auch wirklich so sein. Die volle Wiedereingliederung von Personen aber, die einmal eine Rente beziehen, ins Erwerbsleben, und zwar allein auf Grund der wieder gestiegenen Erwerbschancen ist praktisch nur schwer erreichbar 9 0 . Dies und nichts anderes ist ja gerade der Grund für die oben besprochene Pendelbewegung. Wäre es nämlich anders, dann dürfte der Invaliditätszugang nach der Krise nur auf seinen Normalzustand 88 Dagegen sind Invaliditätsmaßzahlen nach Schewe-Zöllner m i t der gleichaltrigen Gesamtbevölkerung als Bezugsgrundlage hier unbrauchbar, w e i l die altersspezifischen Versichertenquoten zwischen Modell u n d Realität differieren. 89 Siehe S. 137 u n d S. 183. 90 Vgl. Jahn, E r w i n : Frühe E r w e r b s u n f ä h i g k e i t . . . , a. a. O., S. 92.

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bei Vollbeschäftigung zurückgehen. So aber sinkt er erst einmal sichtbar unter diesen Stand herab. Wie sich die Beziehungen zwischen empirischen Ereignishäufigkeiten einerseits und empirischen Rentnerquoten andererseits bei wechselnder Wirtschaftslage vermutlich gestalten, zeigt die folgende Überlegung. Es sei angenommen, man habe während einer längeren Zeitspanne m i t wechselnder Konjunktur für jedes Kalenderjahr sowohl die empirischen Invalidisierungs- und Reaktivierungshäufigkeiten als auch die empirischen Rentnerquoten berechnet. Dann sei mit Hilfe der genannten Ereignishäufigkeiten (unter gleichzeitiger Heranziehung entsprechender empirischer Maßzahlen für die Aktiven- und die Rentnersterblichkeit) für jedes Kalenderjahr eine Ablauf Ordnung aufgestellt worden, aus der sich am Ende fiktive Rentnerquoten ablesen lassen. Stellte man nun Jahr für Jahr diese fiktiven den empirischen Rentnerquoten gegenüber, so müßte sich eigentlich folgendes ergeben: I n Zeiten eines starken Beschäftigungsrückgangs mit hohem Invaliditätszugang müßten die fiktiven Rentnerquoten noch wesentlich größer ausfallen als die i n dieser Zeit ebenfalls anomal hohen empirischen. I n den darauffolgenden Jahren m i t zunehmender Beschäftigung und abnehmender Invalidisierungshäufigkeit müßten bei allmählichem Rückgang der empirischen Rentnerquoten auf ihr „Vollbeschäftigungsniveau" die fiktiven ihre Pendelbewegung ausführen und erst anomal tief sinken, um später ebenfalls den „Vollbeschäftigungs-Normalstand" zu erreichen. I n diesem Augenblick müßten dann die fiktiven und die empirischen Rentnerquoten annähernd übereinstimmen. Eine ebensolche die Normallage kennzeichnende Übereinstimmung müßte nach unserer Auffassung aber auch 1956 festzustellen sein, weil der Rückgang der empirischen Invalidisierungshäufigkeiten nach 1950 kaum als Teil einer Pendelbewegung zu betrachten, sondern vielmehr aus einem Nachlassen einmaliger Sondereinflüsse zu erklären ist. Wenn es i n der Tat so wäre, dann könnten w i r i n unserem Modell grundsätzlich entweder empirische Invalidisierungs- und Reaktivierungshäufigkeiten oder empirische Rentnerquoten verwenden. Die erste Lösung wäre allerdings dann dennoch vorzuziehen, w e i l w i r zur Bestimmung der Rentenhöhe auch den Rentenzugang i n jedem Altersjahr brauchen, die Rentnerquoten aber nur den Saldo zwischen Zugang und Wegfall erkennen lassen. Die vorausgehenden Überlegungen haben aber deutlich gemacht, daß zu einer sachgerechten Beurteilung der Invaliditätsverhältnisse i n einem bestimmten Jahr oder i n der zeitlichen Entwicklung eigentlich immer auch die empirischen Rentnerquoten — wenigstens ergänzend — m i t herangezogen werden müssen. Das hat übrigens Jahn auch getan, und zwar für die Jahre 1933 bis 1936 und für das Jahr 195391.

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I n der Zeit nach der Wirtschaftskrise zeigte sich dabei tatsächlich ein viel schwächerer Rückgang, als ihn die Invalidisierungshäufigkeiten auf weisen. Die Rentnerquoten von 1953 scheinen außerdem zu bestätigen, daß der Rückgang der Invalidisierungshäufigkeit nach dem Krieg tatsächlich anders beurteilt werden muß als der vorher. Obw o h l 1953 die Invalidisierungshäufigkeiten noch durchweg höher lagen als um die Mitte der dreißiger Jahre, waren die Rentnerquoten bereits beträchtlich kleiner. Von anomal niedrigen Invalidisierungshäufigkeiten infolge einer Pendelbewegung kann also i n der Nachkriegszeit kaum die Rede sein. W i r werden aus diesem Grund versuchen, neben den empirischen Invalidisierungs- und Reaktivierungshäufigkeiten auch empirische Rentnerquoten für 1956 zu ermitteln. Diese können dann entweder den Invalidisierungshäufigkeiten eine wertvolle Stütze verleihen, oder sie können i m Gegenteil erst recht ihre Unzulänglichkeit erweisen. bb) Die Berechnung der Invalidisierungshäufigkeiten Zur praktischen Berechnung von Invalidisierungshäufigkeiten stehen als wichtigstes Ausgangsmaterial zur Verfügung: Für den Rentenzugang die Rentenzugangsstatistik des Verbands Deutscher Rentenversicherungsträger 92 und für den Versichertenbestand die Ergebnisse des Mikrozensus vom Oktober 195793. Beide Statistiken enthalten vor allem die unentbehrliche Gliederung nach Geschlecht und Alter (Geburtsj ahrgangsgruppen). Trotzdem bereitet die Berechnung selbst noch ungewöhnliche Schwierigkeiten. Als erstes fällt schon die Tatsache auf, daß der Versichertenbestand nicht — wie gewünscht — für den 1.1.1956, sondern für einen viel späteren Zeitpunkt verfügbar ist. Viel schwerer wiegen aber noch die Mängel, die mit dem Nachweis des Rentenzugangs und des Versichertenbestands nach der A r t des Versichertenverhältnisses zusammenhängen. Der gesamte Rentenzugang während eines Jahres geht hervor aus drei Kategorien von Versicherten: den „Pflichtversicherten", die bis zum Eintritt des Versicherungsfalls eine versicherungspflichtige Erwerbstätigkeit ausgeübt haben, den „freiwillig Versicherten", die bis i n die letzte Zeit vor Eintritt des Versicherungsfalls freiwillig Beiträge entrichtet haben und den „sonstigen Versicherten", die ihren Rentenanspruch ausschließlich aus früheren Beitragsleistungen herleiten, i n der letzten Zeit vor E i n t r i t t des Versicherungsfalls aber nicht 91

Jahn, E r w i n : Frühe E r w e r b s u n f ä h i g k e i t . . . , a. a. O., S. 94. Der Rentenzugang u n d der Rentenwegfall i n der Invaliden- und Angestelltenversicherung i m Jahre 1956, S t d d I V u A V Bd. 5, S. 38 f. u n d S. 107. 93 S t B A : nicht veröffentlichte Ergebnisse des Mikrozensus v o m Oktober 1957, vgl. Anhang A, Ziffer 6. 92

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Drittes Kapitel: Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

mehr als Versicherte i n Erscheinung getreten sind. I n der Rentenzugangsstatistik werden alle drei Kategorien erfaßt und auch getrennt ausgewiesen; es fehlt aber eine kombinierte Gliederung nach Versicherungsverhältnis und Alter. Die statistischen Daten über die Versicherten enthalten zwar diese gewünschte Merkmalskombination, sie erstrecken sich aber nur auf die Pflicht- und die freiwillig Versicherten, während über die Zahl der sonstigen Versicherten nichts bekannt ist. Außerdem kann die Gliederung der Versicherten nach der A r t des Versicherungsverhältnisses i m Oktober 1957 wegen der Änderung der gesetzlichen Vorschriften nicht ohne weiteres auf die Versicherten Anfang 1956 übertragen werden. Weitere Mängel bei der Berechnung von Invalidisierungshäufigkeiten für 1956 rühren daher, daß unter den statistisch erfaßten Versicherten auch solche waren, die die Wartezeit noch nicht erfüllt hatten und folglich als Rentner gar nicht i n Betracht kamen, daß ferner die Handwerkerrenten und die i n Berlin (West) bewilligten Renten i n der Angestelltenversicherung nicht ohne weiteres eliminiert werden konnten und daß schließlich i m Rentenzugang der Angestelltenversicherung „vorgezogene" Altersruhegelder enthalten waren, i n dem der Arbeiterrentenversicherung dagegen nicht. Unter diesen Umständen war es notwendig, mancherlei Alternativund Ergänzungsrechnungen vorzunehmen, Vergleiche anzustellen, Fehlermöglichkeiten abzuwägen usw. Dadurch gelang es am Ende aber doch, trotz aller Erfassungs-, Gliederungs- und Abgrenzungsmängel zu Ergebnissen zu kommen, die zwar noch immer nicht als besonders zuverlässig, für unsere Zwecke jedoch als einigermaßen tragbar angesehen werden können. Zumindest dürfte es gelungen sein, Richtung und Ausmaß eines möglicherweise enthaltenen Fehlers näherungsweise abzuschätzen. Einzelheiten über die verwendeten Unterlagen und über das angewandte Verfahren finden sich i m Anhang A unter Ziffer 16. Die Rechnungsergebnisse stehen i n Tabelle 18, Spalte 1. Sie sind, wie sich aus den Darlegungen i m Anhang ergibt, vermutlich etwas zu hoch, jedenfalls wenn man sie als Ausdruck der wirklichen Verhältnisse von 1956 anzusehen gewillt ist. Der Fehler dürfte i n den unteren Altersklassen gering sein. Dann nimmt er vermutlich mit steigendem Alter zu, bleibt aber sicherlich stets unter 10 vH. I n der letzten Altersklasse vor Erreichen der Altersgrenze, wo er zunächst am größten ist, verschwindet er fast völlig wieder, wenn festgelegt wird, daß die für diese Klasse berechnete Maßzahl auch den Zugang an vorgezogenen Altersruhegeldern i n beiden Versicherungszweigen mit einschließen soll. Die verbleibende mutmaßliche Überhöhung der berechneten Werte erscheint schließlich umso weniger störend, als die durch die Neufassung des Invaliditätsbegriffs bedingte Invaliditäts-

D. Entwicklung einer A b l a u f r d n u n g nach Merkmalen des Erwerbslebens

223

Tabelle 18 Invalidisierungs- und Reaktivier ungshäufigkeiten in den Rentenversicherungen der Arbeiter und der Angestellten im Jahr 1956 (nur männliches Geschlecht) Alter

Invalidisierungshäufigkeiten

15-19 20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49 50-54 55-59 60-64

0,03 0,93 1,76 2,57 3,11 4,67 6,13 10,9 25,6 75,8

Reaktivierungshäufigkeiten

250 180 123

80

44 18,7 1,7

Gebiet und Quelle: Siehe Anhang A, Ziffer 16 und 17.

zunähme noch nicht berücksichtigt ist. I m übrigen w i r d der Vergleich zwischen den fiktiven und den empirischen Rentnerquoten, der noch aussteht, später dazu dienen, das Urteil über die berechneten Invalidisierungshäufigkeiten zu stützen oder abzuwandeln. Ein Vergleich der hier berechneten Invalidisierungshäufigkeiten m i t entsprechenden Maßzahlen anderer Autoren ist dadurch erschwert, daß hier Invaliden- und Angestelltenversicherung als Einheit aufgefaßt wurden, was sonst nicht üblich ist. Berechnet man aber aus denselben Unterlagen und nach derselben Formel Invalidisierungshäufigkeiten für beide Versicherungszweige getrennt, dann sieht man, daß die hier für 1956 geltenden Werte erwartungsgemäß etwas kleiner sind als die von Jahn für 1953 berechneten 94 und natürlich erst recht kleiner als ζ. B. die von Herberger, denen die Daten von 1959 zugrunde liegen 95 . Verglichen mit der Vorkriegszeit bewegen sie sich etwa auf dem Niveau von 1934/35. Ebenso stark wie i n den Berechnungsergebnissen anderer Autoren kommt auch i n den hier ermittelten Verhältniszahlen die Altersabhängigkeit des Invaliditätsrisikos zum Ausdruck. Bis zum Alter von 50 Jahren bewegt sich die Invalidisierungshäufigkeit — nur langsam ansteigend — auf einem sehr niedrigen Niveau, nämlich weit unter 10 v T aller gleichaltrigen Aktiven. Dieser Wert w i r d erst zwischen 50 und 54 Jahren erreicht. Dann aber steigt die Zahl der Invalidi94

Jahn, E r w i n : Frühe E r w e r b s u n f ä h i g k e i t . . . , a. a. O., S. 90. H erb er g er, L o t h a r : Vorzeitiger Rentenzugang u n d vorzeitiges scheiden aus dem Erwerbsleben, WiSta. 1962, S. 259 ff. 95

Aus-

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

tätsfälle sprunghaft auf über 25 v T (zwischen 55 und 59 Jahren) und schließlich auf über 75 v T (zwischen 60 und 64 Jahren) an. So wichtig also die Diskussion u m die Frühinvalidität i n allen Altersstufen aus medizinischen und sozialen Gründen auch sein mag, eine für die Finanzlage der Rentenversicherung entscheidende Bedeutung hat vermutlich nur die Invalidität i n den beiden letzten Jahrfünften vor der Altersgrenze. Alle bisherigen Überlegungen und Rechnungen bezogen sich auf die Invalidität bis zum Alter von 64 Jahren. Bei Vollendung des 65. Lebensjahrs werden nahezu alle Versicherten, die bis dahin noch aktiv sind, zu Altersrentnern. Nur ein kleiner Teil hat i n diesem Augenblick zwar eine Wartezeit von 60, nicht aber eine solche von 180 Kalendermonaten zurückgelegt. Diese Personen erhalten möglicherweise noch i m höheren Alter eine Berufs- oder Erwerbsunfähigkeitsrente zugesprochen. Für sie brauchen w i r darum auch i n diesen Altersjahren noch Invalidisierungsmaßzahlen. Die bisher verwendeten Statistiken über den Rentenzugang und über die aktiven Versicherten bieten dafür keinen geeigneten Anhaltspunkt. Da der Kreis der betroffenen Personen i m Modell nur klein sein wird, begnügen w i r uns m i t sehr groben Annahmen, die darauf hinauslaufen, daß bis spätestens zum 78. Lebensjahr alle noch lebenden Versicherten, die jemals eine Wartezeit von 60 Kalendermonaten zurückgelegt haben, Erwerbsunfähigkeits- oder Altersrentner werden. Die endgültigen Modellansätze für die Häufigkeit des Eintritts von Invaliditätsfällen einschließlich der Fälle eines vorgezogenen Altersruhegelds sind i n der Tabelle 1/7, Spalte 3 (Anhang B) zusammengestellt. Damit ist nur noch eine Frage offen geblieben, die i m Hinblick auf die spätere Rentenberechnung zu klären ist. Sie betrifft das Verhältnis zwischen den Berufs- und den Erwerbsunfähigkeitsrenten beim Rentenzugang. Dafür gibt es aus der Zeit vor der Reform naturgemäß keine Anhaltspunkte. Soweit sich aus dem Rentenzugang von 1958 und 1959 auf die normale Entwicklung bei größerer zeitlicher Entfernung vom Inkrafttreten der Neuregelungsgesetze überhaupt etwas schließen läßt, überwiegen durchweg die Erwerbsunfähigkeitsrenten und zwar i n den unteren Altersstufen beträchtlich, mit zunehmendem Alter jedoch immer weniger. Erst jenseits der Altersgrenze werden mehr und mehr Erwerbsunfähigkeitsrenten bewilligt (siehe Tabelle 19). Ob es bei den Prozentsätzen von 1958 und 1959 auch i n Zukunft bleiben wird, ist ungewiß. Anzunehmen ist aber wohl, daß die relativ größte Bedeutung der Berufsunfähigkeitsrenten auch künftig i n den Jahren vor der Altersgrenze liegen wird. Es erscheint deshalb am zweckmäßigsten, die Anteile der Erwerbsunfähigkeitsrenten am gesamten Invaliditätsrentenzugang i n den einzelnen Altersklassen etwa

D. Entwicklung einer A b l a u f r d n u n g nach Merkmalen des Erwerbslebens

225

i n der Höhe anzusetzen, wie sie sich i m Jahr 1959 tatsächlich ergeben haben. Tabelle 19 Erwerbsunfähigkeitsrenten in v H des Zugangs an Berufs- und Erwerbsunfähigkeitsrenten in den Rentenversicherungen der Arbeiter und Angestellten 1958 und 1959 nach Altersklassen (nur männliches Geschlecht) Alter

1958

1959

20-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49 50-54 55-59 60-64 65-69 70 u.d.

77 80 79 77 74 70 65 57 55 64 87

75 75 73 70 67 64 60 53 52 58 85

Gebiet: Bundesgebiet einschließlich Saarland und Berlin. Quelle: Rentenzugang und Ren ten wegfall in der Rentenversicherung der Arbeiter und in der Rentenversicherung der Angestellten im Jahre 1959, StddRentenvers Bd. 11, S. 40 ff., 161 und 163.

U m den Modellansatz möglichst durchsichtig zu gestalten, werden i n allen Altersjahren unter 30 einheitlich 75 v H Erwerbsunfähigkeitsrenten angenommen; dann soll dieser Anteilsatz linear absinken auf 60 v H beim Alter von 54 und schließlich auf 50 v H beim Alter von 64 Jahren; jenseits der Altersgrenze erscheint dagegen ein schrittweiser Wiederanstieg sogar bis auf 100 v H angemessen. Die einzelnen i m Modell angenommenen Prozentsätze finden sich i n Spalte 5 der Tabelle 1/7 (Anhang B). cc) Die Berechnung der Reaktivierungshäufigkeiten Die Berechnung von Reaktivierungshäufigkeiten für das Jahr 1956 ist — ebenso wie die von Invalidisierungshäufigkeiten — auf Grund der verfügbaren statistischen Unterlagen zwar möglich, jedoch nicht unproblematisch. Da allerdings die jährliche Zahl der Reaktivierungen viel geringer ist als die der Invalidisierungen, bleiben die aus sachlichen oder statistischen Gründen unvermeidbaren Mängel ohne allzu große Bedeutung für das Gesamtmodell. I m Jahr 1956 kam ζ. B. auf sieben wegen Invalidität neu bewilligte Renten nur eine wegen Behebung der Invalidität weggefallene. Ganz kann allerdings auf einen Ansatz von Reaktivierungshäufigkeiten i m Modell auch nicht verzichtet werden. Besonders i n den unteren Altersklassen fällt ein nicht unbeträchtlicher Teil der Renten schon nach relativ kurzer Bezugs15 Grohmann

226

Drittes Kapitel: Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

dauer wegen Behebung der Invalidität wieder weg. Außerdem sind besonders i n den mittleren Altersstufen die Fälle nicht selten, wo ein und derselbe Versicherte mehrmals nacheinander eine Rente bew i l l i g t und wieder entzogen bekommt, so daß die Rechnung allein mit Invalidisierungshäufigkeiten ein falsches B i l d erzeugte. Formal ergeben sich die gesuchten Reaktivierungshäufigkeiten, wenn man die Zahl der wegen Behebung der Invalidität weggefallenen Renten auf den Rentenbestand am Jahresanfang bezieht, aus dem sie hervorgegangen sind. Für den Ansatz i m Modell sind sie aber nur dann geeignet, wenn die Zusammensetzung des Rentenbestands, soweit sie Einfluß auf die Reaktivierungschancen hat, (also ζ. B. die Zusammensetzung nach der bisherigen Rentenbezugsdauer) i m Modell etwa so angenommen werden kann wie i n der Realität. Aus diesem Grund war es notwendig, die Kriegsfolgerenten vor der Berechnung zu eliminieren; denn deren Empfänger sind mit den übrigen Invaliditätsrentnern i m selben Alter nicht zu vergleichen, allein schon deshalb nicht, w e i l von den letzteren die meisten immer erst seit kurzer Zeit berufs- oder erwerbsunfähig sind und die Chance einer Behebung der Invalidität i n der ersten Zeit des Rentenbezugs am größten ist. Weitere Einzelheiten über die Berechnung der Reaktivierungshäufigkeiten, besonders auch über die Feststellung des als Bezugsgrundlage dienenden Rentenbestands i n allen Altersstufen, finden sich i m A n hang A unter Ziffer 17. Die Ergebnisse sind zunächst i n Tabelle 18, Spalte 2 wiedergegeben und nach ihrer Verteilung auf einzelne Altersjahre i n die Spalte 4 der Tabelle 1/7 (Anhang B) übernommen worden. dd) Die Berechnung der Rentnerquoten Ausgangspunkt für die Berechnung von Rentnerquoten (Anteilen der Rentner an der Gesamtheit von A k t i v e n und Rentnern) für den 31. 12.1956 waren dieselben Aktiven- und Rentnerbestandszahlen, die bei der Berechnung der Invalidisierungs- und Reaktivierungshäufigkeiten als Bezugsgrundlagen gedient haben. Beim Rentnerbestand sind die Kriegsfolgerentner wieder eliminiert, beim Aktivenbestand fehlen wieder die „sonstigen Versicherten". Der zuletzt genannte Mangel w i r d hier aber vermutlich durch andere Fehler weitgehend ausgeglichen. Überhaupt schließt die Verwendung von teilweise denselben Unterlagen für die Ereignishäufigkeiten und für die Rentnerquoten keineswegs aus, daß die Ergebnisse später dazu benutzt werden, sich gegenseitig zu stützen oder zu widerlegen; denn jeder Fehler der zweifach verwendeten Unterlagen hat i m einen und i m anderen Falle eine ganz unterschiedliche Auswirkung. Nähere Einzelheiten über die verwendeten Rechnungsunterlagen und über die Durchführung der Rechnung stehen i n Ziffer 18 des

D. Entwicklung einer A b l a u f r d n u n g nach Merkmalen des Erwerbslebens

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Anhangs A, die Rechnungsergebnisse i n Spalte 8 der Tabelle II/6 (Anhang B). Ihre Bedeutung für den Aussagewert der berechneten Invalidisierungshäufigkeiten w i r d i m Abschnitt D I I I auf S. 242 f. diskutiert. 8. Die Aktiven- und die Rentnersterblichkeit

Weder für die zahlreichen nichtversicherungspflichtigen Personengruppen des Modell jahrgangs, wie Schüler, Selbständige, Beamte usw. noch für die zunächst als eine Einheit aufgefaßte Gruppe der versicherungspflichtigen A k t i v e n und der aus ihrem Kreis hervorgegangenen Rentner erschien es bisher notwendig, besondere Sterbe Wahrscheinlichkeiten zu berechnen und i n Ansatz zu bringen. Das hat die Gewinnung der Modellansätze für alle genannten Personengesamtheiten wesentlich erleichtert; denn dadurch war es möglich, sämtliche vorkommenden Personenzahlen (ζ. B. die der höheren Schüler, der Selbständigen, der „leitenden Angestellten" usw.) i n vT der jeweils gleichaltrigen männlichen Bevölkerung auszudrücken und dann die Zuoder Abnahme dieser vT-Zahlen von Alters jähr zu Alters jähr allein als einen Wechsel zwischen den Personengesamtheiten zu interpretieren. Ein solches Vorgehen mag nicht i n letzter Konsequenz richtig sein. Einen großen Fehler begehen w i r dadurch aber vermutlich nicht. Immerhin machen die (aktiven und invaliden) Versicherten, auf die es uns jetzt hauptsächlich ankommt, i n allen Alters jähren zwischen 25 und 65 weit über die Hälfte aller männlichen Personen aus, und es ist kaum anzunehmen, daß sich ihre Sterblichkeit von der der Gesamtbevölkerung wesentlich unterscheidet. Sollen jetzt aber mit Hilfe der inzwischen gewonnenen Invalidisierungs« und Reaktivierungswahrscheinlichkeiten die Versicherten des Modells aufgeteilt werden i n A k t i v e und Rentner, dann ist es völlig unhaltbar, auch für diese beiden Teilgruppen wiederum die gleiche Sterblichkeit anzunehmen. Zwischen Aktiven und Rentnern sind die Sterblichkeitsunterschiede sogar noch weit größer als zwischen Verheirateten und Unverheirateten, für die w i r i m Rahmen der zweiten Teiluntersuchung ja ebenfalls besondere Sterbewahrscheinlichkeiten berechnet haben. A u f die Ursachen der unterschiedlichen Sterblichkeit von Aktiven und Rentnern wurde bereits an früherer Stelle einmal hingewiesen 96 : Die Krankheit oder Verletzung, die die Invalidität herbeigeführt hat, bedeutet häufig zugleich eine überdurchschnittliche Lebensbedrohung. Viele Aktive, die von einer schweren Krankheit befallen werden, scheiden aus dem Erwerbsleben aus und werden zu Rentnern, bevor sie ihrem Leiden erliegen. Das aber hat notwendig zur Folge, daß die 96 s. 106. 1*

228

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

Aktivensterblichkeit, verglichen mit der allgemeinen Bevölkerungssterblichkeit, sehr niedrig ist, während umgekehrt die Rentnersterblichkeit die Bevölkerungssterblichkeit u m ein Vielfaches übersteigt. Das gilt besonders für die unteren Altersstufen, i n denen die normale Leistungskraft noch nicht nachzulassen begonnen hat und wirklich nur schwere gesundheitliche Schädigungen zur Invalidität führen. Diese Erklärung der Sterblichkeitsunterschiede zwischen Aktiven und Rentnern schließt natürlich nicht aus, daß es i n allen Altersklassen auch zahlreiche Rentner gibt, die keineswegs stärker vom Tode bedroht sind als die gleichaltrigen Aktiven. Gerade i n den unteren Altersklassen, wo die Sterblichkeit i m allgemeinen noch gering ist, genügt aber schon eine kleine Zahl lebensgefährlich erkrankter Personen, die invalide werden und bald darauf sterben, um die Rentnersterblichkeit weit über die Gesamtsterblichkeit hinauszuheben. I m übrigen gibt es natürlich zwischen beiden Extremen zahlreiche Z w i schenstufen. I n vielen Fällen ist sicherlich die gesundheitliche Schädigung, die zur Invalidität führt m i t einer allgemeinen Schwächung der Konstitution verbunden und damit zugleich Ursache eines erhöhten, wenn auch noch nicht unbedingt außergewöhnlichen Sterberisikos. Statistische „Sterbewahrscheinlichkeiten" sind nun einmal keine „Wahrscheinlichkeiten" i n dem Sinn, daß i n ihnen ein für alle Angehörigen einer Personengruppe auch nur annähernd gleiches Sterberisiko zum Ausdruck käme, sondern es sind nachträglich berechnete Häufigkeitszahlen, die nur deshalb meist eine gewisse Stabilität aufweisen, weil sich die Zusammensetzung der betreffenden Personenkategorie nach der individuellen Konstitution (und das Sterberisiko bei gegebener Konstitution) nicht von einem Jahr auf das andere grundlegend ändern. Daraus läßt sich bereits schließen, daß die Aktiven- und die Rentnersterblichkeit i m allgemeinen nicht die gleiche Stabilität aufweisen können wie die Bevölkerungssterblichkeit bzw. die Sterblichkeit der aktiven und invaliden Versicherten zusammen. Denn i n dem Maße, wie sich bei Veränderungen i n der Erwerbssitution und bei Veränderungen i n den gesetzlichen Voraussetzungen für den Rentenbezug die Invalidisierungshäufigkeit ändert, verändern sich auch die Struktur der Aktiven und der Invaliden und damit sicherlich auch das Verhältnis zwischen Aktiven- und Rentnersterblichkeit. Unsere Modellansätze für die Aktiven- und die Rentnersterblichkeit müssen aus diesem Grund zwangsläufig unsicherer ausfallen als die für die allgemeine Bevölkerungssterblichkeit. A u f empirische Daten lassen sich ohnehin nur die Sterbewahrscheinlichkeiten für die Aktiven oder für die Rentner gründen, w e i l die Gesamtsterblichkeit bereits festliegt. Schon aus statistischen, aber auch

D. Entwicklung einer A b l a u f r d n u n g nach Merkmalen des Erwerbslebens

229

noch aus anderen Gründen kommt hier allein eine Berechnung von Maßzahlen für die Rentner Sterblichkeit i n Frage. Diese ist i n ähnlicher Weise möglich wie die von Reaktivierungswahrscheinlichkeiten; denn i n beiden Fällen handelt es sich um eine statistisch besonders ausgewiesene A r t des Rentenwegfalls 97 . Als Berechnungszeitraum wurde ebenfalls das Jahr 1956 gewählt. Erstens waren i n diesem Jahr die allgemeinen Sterblichkeitsverhältnisse — anders als ζ. B. i n dem Grippe jähr 1957 — einigermaßen normal. Zweitens wurden auf diese Weise die Invalidisierungs-, Reaktivierungs- und Rentnersterbewahrscheinlichkeiten alle für die gleiche wirtschaftliche und soziale Situation ermittelt. Über die Berechnung selbst siehe Anhang A, Ziffer 19. Die Rechnungsergebnisse enthält die Tabelle 20 i n Spalte 1. Tabelle 20 Rentnersterblichkeit in den Rentenversicherungen der Arbeiter und der Angestellten 1956 und Bevölkerungssterblichkeit 1953—1957 (nur männliches Geschlecht) Alter

Rentnersterblichkeit 1956

Bevölkerungssterblichkeit 1953—57

0

1

2

15-34 35-39 40-44 45-49 50-54 55-59 60-64 65-69 70-74 75-79 80-84 85 u. d.

30,3 26,1 31.6 45.0 64,9 66.7 53,2 39.1 58.8 97,8 150 250

2,0 2.4 3.5 5,5 9,4 15,9 24,1 36,4 57,1 91,7 144 230

Gebiet und Quelle: Siehe Anhang A, Ziffer 19 und Anhang B, Tabelle 1/1.

Vergleicht man die berechneten Maßzahlen der Rentnersterblichkeit mit denen der Bevölkerungssterblichkeit i m allgemeinen, so zeigt sich besonders i n den unteren Altersjahren eine außerordentlich starke Diskrepanz. Bis zum Alter von 60 Jahren beträgt die Rentnersterblichkeit ein hohes Vielfaches der Bevölkerungssterblichkeit. Noch zwischen 60 und 64 Jahren übersteigt sie diese u m mehr als 100 vH. Erst dann nähern sich beide und sogar ziemlich rasch einander an. Die Stärke des Unterschieds bis zur Altersgrenze mag vielleicht etwas 97 Der Rentenzugang u n d der Rentenwegfall i n der Invaliden- und Angestelltenversicherung i m Jahre 1956. S t d d I V u A V Bd. 5, S. 87 u n d 124.

230

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

überraschen. Sie dürfte jedoch den realen Sterblichkeitsunterschieden tatsächlich entsprechen. Immerhin ist ja der Zusammenhang zwischen Invaliditäts- und Sterberisiko u m vieles enger als der zwischen Heiratschancen und Sterberisiko, und selbst die Sterblichkeit der Unverheirateten übersteigt i n manchen Altersklassen die der Gesamtbevölkerung u m mehr als das Doppelte 98 . I m Vergleich zu den Rentnersterbewahrscheinlichkeiten, die von der Landesversicherungsanstalt Eerlin für das Jahr 1954 veröffentlicht und von Kindl-Schackow übernommen worden sind 9 9 , erweisen sich die hier berechneten Maßzahlen der Rentnersterblichkeit sogar als ausgesprochen niedrig. I n einem anderen Punkt stimmen übrigens beide Rechnungen ziemlich genau überein: Beide Reihen von Rentnersterbehäufigkeiten weisen genau die gleichen Ab- und Aufwärtsbewegungen auf und haben ihre Maxima und Minima i n den gleichen Altersgruppen. 9. Die zeitliche Folge von Ausbildungszeiten, Zeiten der versicherungspflichtigen und Zeiten der nichtversicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit bei den einzelnen Modellpersonen

Sämtliche bisher i m Rahmen der dritten Teiluntersuchung gewonnenen und i n den Tabellen 1/5 bis 1/7 i m Anhang Β zusammengestellten Modell ansätze dienten der Aufteilung der männlichen Modellpersonen i n den einzelnen Alters jähren nach ihrer jeweiligen Lebensstellung, soweit diese für die Einnahmen und Ausgaben der Rentenversicherung von Bedeutung ist. Die Anteilsätze i n den Tabellen 1/5 und 1/6 geben an, wie viele von den männlichen Modellpersonen jeweils beim Eintritt i n ein neues Alters jähr zu den folgenden Personenkreisen gehören: 1. Volksschüler (VS) 2. Mittelschüler (MS) 3. höhere Schüler (hS) 4. Berufsfachschüler (Bf) 5. Fachschüler (FS) 6. Studierende an wissenschaftlichen Hochschulen und lehrerbildenden Anstalten (wH) 7. sonstige noch nicht Erwerbstätige (so) 8. Selbständige und mithelfende Familienangehörige einschließlich der wegen Arbeitsunfähigkeit aus dem Erwerbsleben ausgeschiedenen (Se) »8 Siehe A b b i l d u n g 7, S. 146. Kindel, K a r l - W i l h e l m und Schackow, Eckart: Die Bedeutung der Altersgrenze i n den Systemen der sozialen Sicherung, B e r l i n 1957, S. 45 f. 99

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

231

9. Beamte einschließlich der wegen Dienstunfähigkeit aus dem Erwerbsleben ausgeschiedenen (Be) 10. „Leitende Angestellte" einschließlich der wegen Arbeitsunfähigkeit aus dem Erwerbsleben ausgeschiedenen (1A). Alle männlichen Modellpersonen zwischen 14 und 65 Jahren, die i n diesen Anteilsätzen nicht enthalten sind, gehören derjenigen sozialen Schicht an, für die die gesetzliche Rentenversicherung geschaffen wurde (V) und der deshalb i n der vorliegenden Arbeit die entscheidende Bedeutung zukommt. Sie setzt sich zusammen aus den versicherungspflichtigen Aktiven (hauptsächlich Arbeitern und Angestellten), zu denen w i r auch die vorübergehend arbeitslosen, kranken oder aus sonstigem Grund an der Ausübung einer versicherungspflichtigen Beschäftigung gehinderten Personen rechnen wollen, und den Rentnern, die wegen Berufs- oder Erwerbsunfähigkeit aus einer versicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit ausgeschieden sind oder bereits ein Altersruhegeld beziehen. Die Zahl der „Versicherten" — wie w i r diesen gesamten Personenkreis hier vorerst einmal nennen wollen — je 1000 männliche Personen gleichen Alters ergibt sich jetzt für den Beginn jedes neuen Alters jahrs sehr einfach als Differenz zwischen der Zahl 1000 und der Summe der vT-Zahlen für die zehn oben genannten Personengruppen zum selben Zeitpunkt. Die dadurch entstehenden neuen Anteilzahlen sind i n die Spalte 1 der Tabelle 1/8 (Anhang B) übernommen worden. Speziell für diese Gruppe der „Versicherten" (V) stehen i n Tabelle 1/7 weitere Modellansätze zur Verfügung, die es uns später erlauben werden, A k t i v e und Rentner voneinander zu scheiden und die von den Aktiven durchlebte Zeit aufzuteilen i n Beitragszeit und Unterbrechung der Beitragszeit. Selbst eine noch so weit gehende Gliederung der Modellpersonen nach ihrer jeweiligen Lebensstellung beim Eintritt i n ein neues Altersjahr besagt aber noch nichts darüber, wie diese Lebensstellungen bei den einzelnen Personen zeitlich aufeinanderfolgen. Sie läßt nicht erkennen, welche Ausbildungszeiten die einzelnen Personen insgesamt durchlaufen, i n welchem Alter sie erstmalig versicherungspflichtig werden, welche Versicherungszeiten diejenigen zurückgelegt haben, die mit 25, 30 oder 40 Jahren Selbständige oder Beamte werden usw. Solche Aussagen über den Lebensweg der Modellpersonen brauchen w i r aber zur Feststellung der Zahl der Rentenansprüche und zur Berechnung der Renten. Es ist natürlich unmöglich, den Lebensweg, der nahezu 500 000 männlichen Modellpersonen, die das erwerbsfähige Alter erreichen, einzeln festzulegen. Die Aufgabe vereinfacht sich aber schon wesentlich, wenn

232

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

w i r die i n das Alter i = 14 eintretenden Personen i n 1000 gleich starke Gruppen zusammengefaßt denken und unterstellen, daß alle zur selben Gruppe gehörenden Individuen solche mit gleichem künftigem Lebensweg sind (auf dem allerdings i n jedem Alter s jähr ein Teil vom Tod ereilt wird) und daß außerdem alle Gruppen der gleichen Sterblichkeit unterliegen. Beides erscheint vertretbar, wenn w i r unter dem „Lebensweg" einer Person lediglich verstehen wollen, wie lange sie zur Schule, Fach- oder Hochschule geht, wann sie ins Erwerbsleben eintritt, für welche Stellung i m Beruf sie sich entscheidet, kurzum: welchem der am Anfang dieses Abschnitts aufgezählten Personenkreise (einschließlich der Versicherten) sie i n den einzelnen Alters jähren ihres Lebens angehört. Die Bestimmung von 1000 „Lebenswegen" ist dann nicht mehr so aussichtslos, wie die von fast 500 000, die Zahl der Variationsmöglichkeiten ist aber immer noch groß genug. Auch die Annahme gleicher Sterblichkeit i n allen 1000 Gruppen ist dann gar nicht so unrealistisch, w e i l die wegen Erwerbsunfähigkeit aus dem Erwerbsleben ausscheidenden Personen stets mit den Aktiven zusammengefaßt bleiben. Eine Ausnahme bilden nur die „sonstigen noch nicht Erwerbstätigen" (so), unter denen sich viele lebenslang kranke Menschen befinden; i h r Anteil an der Gesamtbevölkerung ist aber so klein, daß der begangene Fehler nicht ins Gewicht fällt. W i r wollen nun einmal annehmen, der gesamte „Lebenslauf" sei für jede der 1000 Personengruppen bereits bekannt. Dann könnten w i r eine Übersicht anlegen, wie sie andeutungsweise i n Tabelle 21 dargestellt ist. Jede Spalte demonstriert hier den „Lebensablauf" bei einer der 1000 Personengruppen. Die Symbole deuten jeweils an, zu welchem Personenkreis die betreffende Gruppe beim Eintritt i n das i n der Vorspalte angegebene Alters jähr gehört. Wechselt das Symbol von einem Alters jähr zum anderen, so w i r d angenommen, daß sich die betreffende Veränderung, ζ. B. der Schulabgang oder der Wechsel der Stellung i m Beruf, genau i n der Mitte des Jahres ereignet. Jede der 1000 Personengruppen nimmt von Altersjahr zu Altersjahr durch Sterbefälle ab, umfaßt aber, da bei allen die gleiche Sterblichkeit unterstellt wird, stets ein Tausendstel der jeweils noch lebenden Angehörigen des Modelljahrgangs. Wie läßt sich eine solche Übersicht über den Lebensweg der 1000 Gruppen nun aber ohne vorherige Kenntnis des Lebensablaufs aller männlichen Modellpersonen entwickeln? Sicher ist dies nicht ohne mancherlei Vereinfachungen und auch nicht ganz ohne eine gewisse W i l l k ü r möglich. Beides w i r d jedoch auf ein M i n i m u m reduziert, wenn alle vorhandenen statistischen und nichtstatistischen Informationen, die sich über einen solchen Gegenstand gewinnen lassen, dazu herangezogen werden.

D. Entwicklung einer A b l a u f r d n u n g nach Merkmalen des Erwerbslebens

233

Tabelle 21 Ausschnitt aus einer Übersicht über den Lebensablauf des in 1000 gleich starke Personengruppen aufgeteilten männlichen Modelljahrgangs Alter

Nr. der Personengruppe 1

2

3

14 15 16 17 18 19 20 21

VS V V V V V V V

VS V V V V V V V

VS V V V V V V V

47 48 49

V V V

V V V

V V V

. .. . ..

. ..

. .. . .. •. ·· . · . .. . .

284 VS VS V V V V V V

V V V

. . .

... ... • .. . ..

. ..

652 VS V V V V FS FS V

V V V

. ..

820

1000

. .. . .·

hS hS hS hS hS hS wH wH

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Sehr groß ist das Risiko w i r k l i c h schwerwiegender Fehler i n keinem Falle; denn für jedes Alters jähr ist die Zahl der i n den verschiedenen Lebensstellungen (VS, MS, . . . , ΙΑ, V) befindlichen Personengruppen durch die bisherigen Modellansätze bereits vorgegeben. Wenn ζ. B. unter 1000 i n das Alter i = 30 eintretenden männlichen Angehörigen des Modell jahrgangs 3 Fachschüler sind (siehe Tabelle 1/5, Spalte 5 i m A n hang B), so läßt sich das jetzt auch dahingehend interpretieren, daß sich drei Personengruppen (in Stärke von je einem Tausendstel der jeweils noch Lebenden) beim Eintritt i n das Alter i = 30 gerade i n Fachschulausbildung befinden. Die Angehörigen von 7 weiteren Gruppen studieren zu diesem Zeitpunkt an wissenschaftlichen Hochschulen oder lehrerbildenden Anstalten (siehe Tabelle 1/5, Spalten 6 und 7), 2 Gruppen umfassen nur dauernd Erwerbsunfähige, 134 nur Selbständige und mithelfende Familienangehörige, 62 nur Beamte, 2 nur „leitende Angestellte" (siehe Tabelle 1/6) und — als Ergänzung zu 1000 — 790 nur „Versicherte" (Tabelle 1/8, Spalte 1). Die vT-Zahlen der Tabellen 1/5 (Schüler und Studierende) und 1^6 (Selbständige, Beamte usw.) sowie die der Spalte 1 der Tabelle 1/8 (Versicherte) geben also zugleich an, wie viele Personengruppen i n Stärke von je einem Tausendstel der gerade noch Lebenden sich jeweils i n der betreffenden Lebensstellung befinden, wie oft also die betreffenden Symbole (VS, MS usw.) i n den einzelnen Zeilen der „Lebensablauf-Übersicht" vorkommen müssen.

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

Es geht deshalb jetzt nur noch darum, i n den einzelnen Spalten eine möglichst realistische Aufeinanderfolge der Lebensstellungen gemäß den üblichen Ausbildungsgepflogenheiten, den auf bestimmte Ausbildungszeiten üblicherweise folgenden Berufswegen und dem normalerweise zu erwartenden späteren Wechsel der Stellung i m Beruf herzustellen. I n den unteren Alters jähr en w i r d diese Aufeinanderfolge weitgehend bestimmt durch den üblichen Ausbildungsweg an Volks-, Mittel-, höheren und Berufsfachschulen. So gibt es ζ. B. an den allgemeinbildenden Schulen nach dem 14. Lebensjahr kaum noch einen Zugang, sondern fast nur noch Abgänge, und zwar zu den Berufsfachschulen, den wissenschaftlichen Hochschulen, den lehrerbildenden Anstalten und vor allem i n den praktischen Beruf. (Die einzige etwas ins Gewicht fallende Ausnahme bildet der Übergang von den Mittel- zu den höheren Schulen, dessen Umfang aber abgeschätzt werden kann.) Berufsfachschulen erhalten ihren Zugang fast ausschließlich von den allgemeinbildenden Schulen. Über die üblichen Ausbildungszeiten an den Berufsfachschulen hatten w i r uns bereits an anderer Stelle den notwendigen Überblick verschafft 100 . Für den Studienbeginn an den Fachschulen ist maßgebend, daß diesem stets eine praktische Erwerbstätigkeit, oft mindestens eine dreijährige Lehre, vorausgehen muß. Auch hier ist die übliche Ausbildungsdauer bereits näherungsweise bekannt 1 0 1 . 75 von den 76 Personengruppen, die zum Studium an wissenschaftlichen Hochschulen kommen, umfassen ausschließlich Absolventen der höheren Schule, eine nur frühere Fachschüler. I n welchem Alter sie zur Hochschule kommen, und wie lange sie studieren, ist ebenfalls bereits an früherer Stelle festgelegt worden 1 0 2 . Etwas schwieriger ist es schon, den Zusammenhang zwischen bestimmten Ausbildungswegen einerseits und der A r t der späteren Erwerbstätigkeit andererseits möglichst realistisch zu gestalten. Doch gibt es auch dafür eine ganze Reihe von Anhaltspunkten und Erfahrungsregeln. Eine erste brauchbare Hilfe bietet die Berufsschulstatistik mit ihren Aufgliederungen nach der A r t der Erwerbstätigkeit 1 0 3 . Weiter zählt hierzu die Tatsache, daß etwa ein Drittel der Fachschüler landwirtschaftliche Fachschulen besuchen 104 , von denen viele vorher und nachher als mithelfende Familienangehörige oder als Selbständige tätig sind. Weitere Hinweise geben die Berufsziele der Studierenden an wissenschaftlichen Hochschulen und lehrerbildenden Anstalten 1 0 5 . M i t ioo ιοί 102 103 104 105

S. 176. s. 177. S. 178 f. Siehe StB V I I I / 1 5 u n d StBRD Bde. 149 und 214. z. B. StB νΠΙ/15/ΙΟ, S. 7 und VIII/15/11, S. 49, 51. z. B. StB VIII/4/35, S. 22.

D. E n t w i c k l u n g einer A b l a u f Ordnung nach M e r k m a l e n des Erwerbslebens

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besonderem Nutzen konnte auch die früher erstellte Gliederung der Beamten nach Laufbahngruppen und anderen Merkmalen herangezogen werden, weil der Übernahme ins Beamtenverhältnis meist ganz bestimmte Ausbildungswege, häufig auch eine bestimmte Dauer der versicherungspflichtigen Beschäftigung i m öffentlichen Dienst vorausgeht 1 0 6 . Damit läßt sich auch der Wechsel der Stellung i m Beruf, soweit er mehr oder weniger planmäßig schon durch die Wahl der Ausbildung angestrebt w i r d oder aus sonstigem Grund i n den ersten fünf oder zehn Jahren nach dem Eintritt ins Erwerbsleben regelmäßig zu erwarten ist, hinreichend berücksichtigen. Wirklich problematisch ist damit eigentlich nur noch die Frage des späteren Wechsels der Stellung i m Beruf, etwa vom 35. oder 40. Lebensjahr an. Bisher steht dafür nur der Saldo zwischen Zu- und Abgang i n jeder Erwerbspersonenkategorie von jedem Altersjahr zum nächstfolgenden fest, der zugleich besagt, wie viele von den 1000 Personengruppen der Tabelle 21 i n jedem Alters jähr mindestens die Stellung i m Beruf wechseln. Dieser Saldo ist bei den Selbständigen und m i t helfenden Familienangehörigen, den Beamten und den „leitenden A n gestellten" stets positiv oder gleich N u l l und bei den „Versicherten" stets negativ oder gleich Null. Die einfachste Lösung besteht deshalb offenbar darin, einen Übergang von einer versicherungspflichtigen zu einer nicht versicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit jeweils i n Höhe dieses Saldos anzunehmen und einen Übergang i n umgekehrter Richtung ganz auszuschließen. Dies hat i n normalen Zeiten sicherlich vieles für sich, wenn es auch nicht ganz uneingeschränkt zutrifft. Von den Beamten wendet sich meist nur ein sehr kleiner Teil später wieder einer versicherungspflichtigen Tätigkeit zu. Angestellte, die einmal m i t ihrem Gehalt die Versicherungsfreigrenze überschritten haben, sinken später nur selten wieder unter sie herab. Lediglich von den Selbständigen (ζ. B. den Handwerkern) und mehr noch von den mithelfenden Familienangehörigen w i r d immer ein gewisser Teil wieder einmal eine unselbständige Beschäftigung aufnehmen. Bei der Gestaltung der gesamten „Lebensablauf-Übersicht" für das Modell ist deshalb tatsächlich die einfachste Lösung gewählt worden: Ein Wechsel der Stellung i m Beruf oder ein Überschreiten der Verdienstgrenze nach dem 35. Lebensjahr ist genau i n dem Ausmaß angenommen worden, wie es sich aus der Zunahme der Selbständigenund Mithelfendenquote, der Beamtenquote und der Quote der „leitenden Angestellten" i n Tabelle 1/6 (Anhang B) ergibt, ein Übergang von einer versicherungsfreien zu einer versicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit kommt dagegen bei keiner der 1000 Personengruppen mehr vor. Da — um ein Beispiel zu nennen — die Zahl der Selbständigen 106 siehe S. 194 f.

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

und Mithelfenden je 1000 männliche Personen gleichen Alters i m Alter i = 40 um 5 steigt, ist i n diesem Alter bei 5 Personengruppen ein Übergang von einer versicherungspflichtigen Beschäftigung zu einer Erwerbstätigkeit als Selbständiger oder Mithelfender angenommen worden. Da w i r bei diesem Verfahren i m Modell eine etwas geringere Häufigkeit des Wechsels der Stellung i m Beruf nach dem 35. Lebensjahr erhalten, als sie i n Wirklichkeit zu vermuten ist, wollen w i r wenigstens kurz noch der Frage nachgehen, welche Konsequenzen dies möglicherweise für die Beitrags- und Rentenberechnung hat. Dazu ist zunächst festzustellen, daß die von versicherungspflichtigen Personen insgesamt durchlebte Zeit durch unsere vereinfachende Annahme überhaupt nicht berührt wurde. Das Beitragsaufkommen w i r d also insoweit richtig ermittelt. M i t gewissen Fehlern behaftet ist dagegen die Verteilung der gesamten Beitragszeit auf die einzelnen Modellpersonen, die bei der Berechnung der Rentenausgaben eine Rolle spielt. W i r haben praktisch — so könnte man es ausdrücken — anstelle einer größeren Personenzahl mit kürzeren Beitragszeiten eine etwas kleinere Personenzahl m i t dafür umso längeren Beitragszeiten angenommen. Prüft man anhand konkreter Beispiele nach, welche Auswirkungen dies auf die Höhe der Rentenausgaben hat, so gelangt man zu dem Ergebnis, daß die entstehenden Fehler vermutlich lange nicht so groß sind, wie es auf den ersten Blick scheinen könnte. (Siehe dazu Anhang A, Ziffer 20). I m übrigen besteht grundsätzlich auch die Möglichkeit, die Summe der Rentenausgaben unter alternativen Annahmen über den Wechsel der Stellung i m Beruf zu berechnen. Aus der auf die beschriebene Weise zustande gekommenen Gesamtübersicht lassen sich nun alle für die weitere Modellrechnung wesentlichen Daten aus dem Lebensablauf der 1000 Personengruppen entnehmen. Sie sind — bereits weitgehend zusammengefaßt und teilweise schon mit anderen Modellansätzen verknüpft — i n den Tabellen 1/8 bis 1/10 (Anhang B) vollständig wiedergegeben. (Die Gesamtübersicht selbst ist dagegen nicht m i t i n den Tabellenanhang aufgenommen worden, weil sie außerordentlich umfangreich und längst nicht i n allen ihren Details für uns relevant ist.) I n Spalte 1 der Tabelle 1/8 sind alle Personengruppen zusammengefaßt, die am Anfang des i n der Vorspalte stehenden Altersjahrs zum Kreis der Versicherten (V) gehören. Diese Zahlenreihe ist an sich noch kein Ergebnis der Gesamtübersicht über den Lebensablauf der 1000 Modell-Personengruppen. Sie war i m Gegenteil sogar eine der Voraussetzungen für deren Aufstellung gewesen. Sie bildet jetzt aber zugleich den wichtigsten Ausgangspunkt für die i m folgenden zu erörternden Reihen und ist mit diesen zusammen eine der entscheidenden Grundlagen für die spätere Beitrags- und Rentenberechnung. Zum Unter-

D. Entwicklung einer A b l a u f r d n u n g nach Merkmalen des Erwerbslebens

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schied von anderen Versichertenkategorien, auf die w i r gleich noch zu sprechen kommen werden, wollen w i r diese erste Gruppe von Versicherten jetzt als die „erste Versichertengesamtheit" bezeichnen. Sie umfaßt — um es zu wiederholen — sämtliche aktiven Versicherten, die laufend Pflichtbeiträge entrichten, ferner die arbeitslosen, kranken oder aus sonstigem Grund vorübergehend an der Ausübung einer versicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit gehinderten Personen und schließlich die Rentner, die wegen Berufs- oder Erwerbsunfähigkeit oder wegen Erreichens der Altersgrenze aus einer versicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit ausgeschieden sind. I h r Anteil an der männlichen Gesamtbevölkerung ist naturgemäß um das 20. Lebensjahr herum am größten (über 800 vT). Er geht dann aber nur solange und nur i n dem Maße zurück, wie männliche Erwerbspersonen durch Wechsel der Stellung i m Beruf oder durch Überschreiten der Jahresarbeitsverdienstgrenze versicherungsfrei werden. Bei Erreichen der Altersgrenze gehören zur ersten Versichertengesamtheit noch zwei Drittel der männlichen gleichaltrigen Bevölkerung. I n Spalte 2 der Tabelle 1/8 sind aus dieser ersten Versichertengesamtheit alle diejenigen Personen ausgegliedert, die bereits eine Beitragszeit von mindestens 60 Kalendermonaten zurückgelegt, also die Wartezeit für die Berufs- oder Erwerbsunfähigkeitsrente erfüllt haben 1 0 7 . N u r aus diesem engeren Kreis von Versicherten können demnach die Rentner hervorgehen und nur aus ihren Versicherungsverhältnissen können Ansprüche auf Hinterbliebenenrente entstehen. Versicherte der ersten Versichertengesamtheit, die die Wartezeit noch nicht erfüllt haben, gibt es i m Modell nur bis zum Alter von 35 Jahren, i n größerer Zahl überhaupt nur bis zum 23. Lebensjahr. Ergänzend anzumerken ist noch, daß alle diejenigen Versicherten der ersten Versichertengesamtheit, die als A k t i v e die Altersgrenze erreichen, bis dahin auch eine Wartezeit von über 180 Kalendermonaten zurückgelegt und folglich Anspruch auf Altersrente haben. Die Personen der Spalte 2 und ihre Hinterbliebenen sind aber nicht die einzigen Personen des Modells, die beim Eintritt eines Versicherungsfalls Anspruch auf Rente haben; denn ein solcher Anspruch setzt nur voraus, daß die Wartezeit erfüllt ist, nicht aber, daß der Versicherte auch weiterhin i n gewisser Regelmäßigkeit Beiträge entrichtet hat. W i r wollen deshalb alle diejenigen, die einmal mindestens 60 Kalendermonate lang versicherungspflichtig gewesen waren, dann aber wegen eines Wechsels der Stellung i m Beruf oder wegen Überschreitens der Jahresarbeitsverdienstgrenze versicherungsfrei geworden sind einschließlich der aus diesem Kreis hervorgegangenen Erwerbsunfähigen, Pensionären usw. unter der Bezeichnung „zweite Versichertengesamt10 siehe S.

.

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

hext" zusammenfassen. Ihre Zahl je 1000 Personen gleichen Alters findet sich i n Spalte 3 der Tabelle 1/8. Sie wächst mit zunehmendem Alter immerhin auch auf ein Fünftel der jeweils gleichaltrigen männlichen Gesamtbevölkerung an. Allerdings ist ihre Versicherungszeit beim Eint r i t t eines Versicherungsfalls meist nur sehr kurz und die Rente entsprechend niedrig. Für diese Versichertenkategorie mußten noch zwei weitere Informationen aus der „Gesamtübersicht" entnommen werden: erstens der A n teil derjenigen Personen, die bei Eintritt eines Versicherungsfalls weder Ausfall- noch Zurechnungszeit auf die Versicherungszeit angerechnet erhalten 1 0 8 (Spalte 4, Tabelle 1/8), und zweitens der Anteil derjenigen, die bei Erreichen der Altersgrenze auch die Wartezeit für das Altersruhegeld erfüllt haben. (Anmerkung 2 zu Spalte 3 der Tabelle 1/8). Spalte 5 der Tabelle 1/8 enthält schließlich noch eine dritte Gruppe von Versicherten, die eine Wartezeit von mindestens 60 Kalendermonaten zurückgelegt haben. Hier handelt es sich um Studierende an Fach- oder Hochschulen, die vorher für mindestens 60 Kalendermonate Pflichtbeiträge gezahlt haben. I n Spalte 6 sind alle Versicherten, die die Wartezeit erfüllt haben, zusammengezählt. Dieser Personenkreis (je 1000 männliche Personen gleichen Alters) erreicht bereits beim Alter von 36 Jahren sein Maximum, unter das er dann nicht mehr absinken kann, weil niemand, der einmal eine Wartezeit von 60 Kalendermonaten erfüllt hat, das Recht auf Rente beim Eintritt eines Versicherungsfalls wieder verliert. Außer diesen Angaben über die verschiedenen Kategorien von Versicherten am Beginn jedes neuen Altersjahrs können der Gesamtübersicht über den Lebensablauf der 1000 Personengruppen auch noch einige weitere Daten entnommen werden, die für die spätere Rentenberechnung von Bedeutung sind. So enthält die Tabelle 1/9 eine Reihe von Informationen über diejenigen Versicherten, die während des i n der Vorspalte angegebenen Alters jahrs jeweils gerade die Wartezeit für die Berufs- oder Erwerbsunfähigkeitsrente erfüllen. I m einzelnen handelt es sich dabei um die Zahl dieser Personen je 1000 männliche Personen gleichen Alters (Spalte 1), um die von ihnen bisher i m Durchschnitt zurückgelegte Beitragszeit, soweit diese zur Bestimmung der persönlichen Bemessungsgrundlage heranzuziehen i s t 1 0 9 (Spalte 2), um die übrige bisherige durchschnittliche Beitragszeit (Spalte 4) und u m die bisherigen durchschnittlichen Ausbildungs-, Arbeitslosigkeits- und Krankheitszeiten, die möglicherweise einmal als Ausfallzeiten i n Betracht kommen 1 1 0 (Spalte 5). Die Werte i n Spalte 3 der Tabelle 1/9 be108 siehe S. 46. 109 Siehe S. 45. no Siehe S. 45 f.

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

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treffen die bisherigen durchschnittlichen Arbeitsverdienste und sind erst i m Anschluß an die vierte Teiluntersuchung berechnet worden. Die Angaben i n der Tabelle 1/10 dienen der späteren Berechnung der Beitragserstattungen wegen Erlöschens der Versicherungspflicht, ohne daß die Wartezeit für die Berufs- oder Erwerbsunfähigkeitsrente erfüllt ist 1 1 1 . I n Spalte 1 steht die Zahl der Versicherten je 1000 männliche Personen gleichen Alters, die während des i n der Vorspalte angegebenen Alters einen Anspruch auf Beitragserstattung erlangen. Spalte 2 enthält die von ihnen i m Durchschnitt zurückgelegten Beitragszeiten und Spalte 3 eine Angabe, aus der sich der durchschnittliche Umfang der Beitragserstattung entnehmen läßt, die aber auch erst am Ende der vierten Teiluntersuchung festgelegt werden konnte. I I I . Die Berechnung der Ablaufordnung nach allen rentenversicherungsrechtlich bedeutsamen Merkmalen (mit Ausnahme der Arbeitsverdienste) A u f die Gewinnung der Modellansätze folgt nun wieder deren rechnerische Verknüpfung zu einer Ablaufordnung. Trotz der Vielzahl der i m Verlauf der dritten Teiluntersuchung entwickelten Einzelansätze ist das Rechenprogramm nicht mehr sehr umfangreich; denn ein nicht unbeträchtlicher Teil der Rechnung ist bereits i m vorigen Abschnitt vorweggenommen worden. Ja man kann sogar sagen, daß m i t der (hier nicht wiedergegebenen) Gesamtübersicht über den Lebenslauf der 1000 jeweils gleich starken Personengruppen, die i m Mittelpunkt des vorigen Abschnitts gestanden hat, die erstrebte Ablaufordnung i n ihren Grundzügen schon fertig aufgezeichnet war. Es fehlte eigentlich nur noch die Aufteilung derjenigen Personengruppen, die die Wartezeit für die Berufs- oder Erwerbsunfähigkeitsrente erfüllt haben, i n A k t i v e und Rentner. Aus Vereinfachungsgründen wurde dann allerdings dieses erste, außerordentlich stark gegliederte und keineswegs i n allen seinen Einzelheiten interessierende Grundschema der erstrebten Ablaufordnung auf die rentenversicherungsrechtlich relevanten Daten reduziert. Das Ergebnis dieser Datenreduktion bildete den Inhalt der Tabellen 1/8 bis 1/10 i m Anhang B. I n diesen Tabellen sind sämtliche Personenzahlen (erste, zweite und dritte Versichertengesamtheit, Versicherte mit erfüllter Wartezeit, Versicherte mit Anspruch auf Beitragserstattung) jedoch zunächst nur i n v T der jeweils gleichaltrigen männlichen Gesamtbevölkerung angegeben. Als Bestandteile der Ablaufordnung, aus der sich später Beiträge und Renten berechnen lassen, brauchen w i r aber durchweg absolute Personenzahlen. m Siehe 1. Kapitel, Β I I I 3.

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

Damit erstreckt sich das endgültige Rechenprogramm zur Aufstellung einer Ablaufordnung nach allen rentenversicherungsrechtlich bedeutsamen Merkmalen des Erwerbslebens nur noch auf die folgenden beiden Aufgaben: 1. Umwandlung der vT-Zahlen der Tabellen 1/8 bis 1/10 i n absolute Personenzahlen 2. Aufteilung dieser Personenzahlen i n A k t i v e und Rentner. Das erste ist völlig unproblematisch: Für jedes Alters jähr gesondert werden die vT-Zahlen der Tabellen 1/8 bis 1/10 mit der absoluten Zahl der männlichen Überlebenden der Absterbeordnung (Tabelle I I / l , Spalte 1) multipliziert. Die Ergebnisse dieser Rechnung stehen i n der Tabelle II/5 und den Spalten 1 und 2 der Tabelle II/7 (Alles Anhang B). Die Versichertenzahlen der Tabelle II/7 enthalten naturgemäß nur A k t i v e und interessieren deshalb hier nicht weiter. Die Versichertenzahlen der Tabelle II/5 umfassen dagegen sowohl A k t i v e als auch Rentner und sind deshalb jetzt m i t Hilfe der vorhandenen Invalidisierungs-, Reaktivierungs- und Rentnersterbewahrscheinlichkeiten aufzuteilen i n A k t i v e und Rentner. Lediglich i n einem F a l l kann davon abgesehen werden: Die Versicherten der dritten Versichertengesamtheit (Studierende m i t erfüllter Wartezeit) kommen nur i n den unteren Alters jähren vor, i n denen die Invalidisierungswahrscheinlichkeiten noch sehr niedrig sind. Außerdem ist ihre Zahl i m Vergleich zu denen der beiden anderen Versichertengesamtheiten nicht groß. W i r können sie deshalb ausnahmslos als A k t i v e behandeln. Einer Aufteilung i n A k t i v e und Rentner bedürfen demnach nur noch die Versicherten der ersten und zweiten Versichertengesamtheit (Tabelle II/5, Spalten 1 bis 3). Die Aufteilung der Versicherten der ersten und zweiten Versichertengesamtheit in Aktive und Rentner W i r betrachten zunächst einmal nur die erste Versichertengesamtheit, die sich zusammensetzt aus den versicherungspflichtigen A k t i v e n und denjenigen Rentnern, die als versicherungspflichtige A k t i v e invalide geworden sind oder die Altersgrenze erreicht haben. Diese Versicherten stehen i n der Spalte 1 der Tabelle II/5. Daneben, i n Spalte 2, sind diejenigen ausgegliedert, die bereits die Wartezeit erfüllt haben. Hätten w i r nun korrekt berechnete Invalidisierungswahrscheinlichkeiten zur Verfügung, bei deren empirischer Ermittlung die Rentenfälle allein auf die Aktiven mit erfüllter Wartezeit bezogen worden wären, dann müßten diese Wahrscheinlichkeiten dementsprechend jetzt auf den jeweiligen Anfangsbestand an Aktiven mit erfüllter Wartezeit angewandt werden. Die Aufteilung hätte demnach zunächst allein für die Versicherten i n der Spalte 2 zu erfolgen. I n Wirklichkeit sind unsere Inva-

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lidisierungswahrscheinlichkeiten aber dadurch entstanden, daß der Rentenzugang, der prinzipiell nur Versicherte mit erfüllter Wartezeit einschließen kann, jeweils zu allen aktiven Versicherten ins Verhältnis gesetzt worden ist, ohne Rücksicht darauf, ob sie die Wartezeit erfüllt hatten oder nicht. Konsequenterweise ist deshalb jetzt bei der Berechnung des Rentenzugangs aus dem Kreis der Pflichtversicherten i m Modell ebenfalls von den aktiven Pflichtversicherten insgesamt (mit und ohne erfüllter Wartezeit) auszugehen. Die Berechnung der Rentnerzahlen der ersten Versichertengesamtheit geschieht deshalb richtigerweise allein unter Verwendung der Versichertenzahlen der Spalte 1. Die sich aus dieser Berechnung ergebenden Invaliditätsfälle werden am Ende aber ausschließlich als Invaliditätsfälle von aktiven Pflichtversicherten mit erfüllter Wartezeit aufgefaßt, so daß also die absolute Zahl der Rentner unter den Versicherten der Spalten 1 und 2 i n allen Altersjahren die gleiche ist. Die Versicherten der ersten Versichertengesamtheit, die die Wartezeit noch nicht erfüllt haben (Differenzen zwischen Spalte 1 und Spalte 2) werden dann ausnahmslos als A k t i v e angesehen. Bei der Berechnung der Aktiven- und Rentnerzahlen der zweiten Versichertengesamtheit (Selbständige, mithelfende Familienangehörige, Beamte und leitende Angestellte, die vor Eintritt i n diese Stellung i m Beruf die Wartezeit erfüllt hatten), ist ein ähnliches Vorgehen nicht möglich, weil es hier keine entsprechende Zahl von Versicherten ohne erfüllte Wartezeit gibt. Hier bleibt deshalb keine andere Wahl, als die Versichertengesamtheit so wie sie i n Spalte 3 der Tabelle II/5 dargestellt ist, der Berechnung der Rentnerzahlen zugrunde zu legen. Die Berechnung des jährlichen Rentenzugangs und Rentenwegfalls sowie des jeweiligen Bestands an Aktiven und Rentnern kann nunmehr für beide Versichertengesamtheiten nach derselben Methode und sie muß sogar mit Hilfe derselben Invalidisierungs-, Reaktivierungs- und Rentnersterbewahrscheinlichkeiten erfolgen. I m einen Fall bilden nur eben die Zahlen der Spalte 1, i m anderen die der Spalte 3 der Tabelle II/5 die aufzuteilende Versichertengesamtheit. Man könnte i m Zweifel darüber sein, ob es wirklich zulässig ist, auch bei den Selbständigen, den mithelfenden Familienangehörigen, den Beamten und den leitenden Angestellten, die die zweite Versichertengesamtheit bilden, dieselben Invalidisierungs- und Reaktivierungswahrscheinlichkeiten i n Ansatz zu bringen, wie bei den versicherungspflichtigen Arbeitern und Angestellten. Jedoch spricht zweierlei für ein solches Vorgehen, ganz abgesehen davon, daß es eine andere Möglichkeit schon aus rein statistischen Gründen nicht gibt. Einmal w i r d die Berufs- oder Erwerbsunfähigkeit dieser Personen nicht nach ihren Erwerbsmöglichkeiten i n ihrem neuen Tätigkeitsfeld, sondern nach 16 Grohmann

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer Ablaufordnung

denen i n ihrem früheren, der Versicherungspflicht unterliegenden beurteilt. Zum anderen handelt es sich hier weitgehend um den Personenkreis der freiwilligen und sonstigen Versicherten, der i n die Berechnung unserer Invalidisierungswahrscheinlichkeiten mit einbezogen worden ist. Wenn also die Invalidisierungshäufigkeit dieser Personen tatsächlich von der der Pflichtversicherten i n der einen oder anderen Richtung abweicht, dann stellt sich bei der späteren Zusammenfassung der Rentnerzahlen beider Versichertengesamtheiten ein nahezu vollständiger Ausgleich ein. Die Beschreibung des Rechenprogramms, nach dem die Versichertenzahlen der Spalten 1 und 3 der Tabelle II/5 (Anhang B) fortschreitend von Alters jähr zu Alters jähr aufgeteilt werden i n Aktive und Rentner, befindet sich i m Anhang A unter Ziffer 21. Die Ergebnisse dieser Rechnung stehen — soweit sie für die Beitrags- und Rentenbemessung gebraucht werden — i n den Tabellen II/6 und II/7. Die Tabelle II/6 enthält i n den Spalten 1 bis 5 die Aktiven i n derselben Gliederung wie die Tabelle II/5 die Versicherten insgesamt. Spalte 1 liefert die wichtigste Grundlage für die Beitragsrechnung; die übrigen werden zur Feststellung der Versicherungszeiten i m Zusammenhang m i t der Rentenberechnung gebraucht. I n Spalte 6 der Tabelle II/6 sind die Rentner beider Versichertengesamtheiten i n einer Zahlenreihe zusammengefaßt. Dies mag vielleicht etwas überraschen, weil man meinen könnte, daß die Rentenausgaben für die Angehörigen der ersten und der zweiten Versichertengesamtheit je einen eigenen Erkenntniswert besitzen. Dagegen ist aber einzuwenden, daß i n Wirklichkeit sicher eine stärkere Fluktuation zwischen versicherungspflichtigen und nichtversicherungspflichtigen Erwerbstätigen stattfindet als i m Modell angenommen und daß deshalb eine solche Trennung zwischen beiden Versichertengesamtheiten, wie sie i m Modell enthalten ist, i n Wirklichkeit nicht i n gleichem Maße existiert. Bisher war die Unterscheidung jedoch notwendig, weil w i r die Aktivenzahlen jedes Alters nicht nur insgesamt brauchen, sondern daneben auch die Aktiven, die Pflichtbeiträge entrichten, ferner die Aktiven, die dies wegen einer versicherungsfreien Erwerbstätigkeit nicht tun und schließlich die Aktiven, die als Studierende eine möglicherweise später anrechenbare Ausfallzeit durchlaufen. Tabelle II/6 bietet außer den Aktiven- und Rentnerzahlen auch den vorgesehenen Vergleich zwischen den Rentnerquoten (d. h. den Anteilen an den Summen von Aktiven und Rentnern) 1 1 2 i n Modell und Wirklichkeit. Die Übereinstimmung zwischen beiden Reihen ist er112 siehe S. 219 ff.

D. Entwicklung einer A b l a u f Ordnung nach Merkmalen des Erwerbslebens

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staunlich. Wenn man sich die Schwierigkeiten vor Augen führt, mit denen w i r uns auseinanderzusetzen hatten, um zu wenigstens einigermaßen realistischen Ansätzen über die Invalidisierungs-, Reaktivierungs- und Rentnersterbewahrscheinlichkeiten einerseits und über die tatsächlichen Rentnerquoten andererseits zu gelangen, dann ist es überraschend, wie weitgehend jetzt die theoretischen den empirischen Quoten nahe kommen. Nun soll freilich nicht übersehen werden, daß möglicherweise beide Berechnungen Fehler i n der gleichen Richtung enthalten können. So mußte ζ. B. der Mangel an Kenntnissen über die „sonstigen Versicherten" sowohl die Invalidisierungshäufigkeiten als auch die Rentnerquoten etwas zu groß werden lassen; denn beide Male hätten die „sonstigen Versicherten" noch zusätzlich i m Nenner stehen müssen. Die quantitativen Auswirkungen eines solchen Fehlers auf die empirischen und theoretischen Rentnerquoten ist aber doch sehr unterschiedlich. I n die empirischen Rentnerquoten sind ζ. B. nur diejenigen Unsicherheiten eingegangen, die den i n der Vorspalte stehenden Altersjahrgang betreffen, i n die theoretischen dagegen alle diejenigen, die die Modellannahmen für alle vorausgehenden Altersstufen beeinträchtigt haben. Selbst wenn also alle Invalidisierungshäufigkeiten und alle empirischen Rentnerquoten um einen bestimmten Prozentsatz zu hoch oder zu niedrig ermittelt worden wären, müßte sich das i n merklichen Unterschieden zwischen empirischen und theoretischen Rentnerquoten niederschlagen. Trotzdem sollte das Ergebnis auch nicht überbewertet werden. Die verwendeten Invalidisierungswahrscheinlichkeiten bleiben nach wie vor mit Unsicherheiten und Mängeln behaftet. Während sie aber ursprünglich überhaupt nur mit sehr großen Vorbehalten i n das Modell eingefügt werden konnten, haben sie jetzt doch wenigstens eine gewisse Rechtfertigung erhalten. Dies ist umso willkommener, als gerade die Invalidisierungswahrscheinlichkeiten zu den wichtigsten empirischen Maßzahlen i m Rahmen der vorliegenden Untersuchung gehören. Gleichzeitig erhält dadurch auch der Gedanke noch eine gewisse Bestätigung, daß die Invalidisierungshäufigkeiten von 1956 vermutlich nicht infolge einer Pendelbewegung unter dem für die damalige wirtschaftliche und soziale Situation normalen Stand gelegen haben. Die beiden Reihen der empirischen und theoretischen Rentnerquoten zeigen i m übrigen, und zwar deutlicher noch als die Invalidisierungshäufigkeiten der Tabelle 18, daß das Ausmaß der vorzeitigen Invalidität längst nicht so groß ist, wie es mitunter angenommen wird. Bis etwa zum 50. Lebensjahr ist der Anteil der Rentner an der Gesamtzahl der Versicherten so gering, daß er als finanzielle Belastung der Versicherung kaum eine große Rolle spielen dürfte. Auch dann steigt 1*

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er bis zum 58. Lebensjahr nur langsam auf etwa 10 v H an. Erst kurz vor der Altersgrenze sind 20, 25 und 30 v H aller Versicherten Rentenempfänger. Die wichtigsten Veränderungen, die die Personenzahlen der Tabelle II/6 i n jedem Altersjahr erfahren, stehen i n Tabelle II/7. Die Rentenzugangszahlen bestätigen noch einmal das verhältnismäßig geringe Ausmaß der Frühinvalidität. Bis zum 55. Lebensjahr ist die Zahl der Invaliditätsfälle noch nicht doppelt so groß wie die der Sterbefälle von Aktiven, die ja ebenfalls sehr klein ist. A u f der anderen Seite ist bis dahin die Zahl der Rentner, die wieder aktiv werden, immerhin auch so groß, daß sie bei einer Diskussion über Ausmaß und Entwicklung der Invalidität nicht vernachlässigt werden darf. Erst i m letzten Jahrzehnt und besonders i m letzten Jahrfünft vor der Altersgrenze nimmt unter den Modellbedingungen die Zahl der Invaliditätsfälle erheblich zu und die der Reaktivierungen ebenso stark ab. Die Zahl der Sterbefälle von Aktiven und Rentnern zusammengenommen (Spalten 4 und 6 der Tabelle II/7), von der es maßgeblich abhängt, wie viele Hinterbliebenenrenten jeweils zu bewilligen sind, ist bis zum 27. Lebensjahr größer als der Zugang an Berufs- und Erwerbsunfähigkeitsrenten und auch dann noch bis zum 59. Lebensjahr mehr als halb so groß. Trotzdem sterben vier Fünftel aller Versicherten, die einmal die Wartezeit erfüllt haben, erst mit über 60, mehr als zwei D r i t t e l m i t über 65 Jahren.

E. Vierte Teiluntersuchung: Einführung der beitragspflichtigen Arbeitsverdienste i n die Ablaufordnung I. Die theoretische und praktische Trennung von Verdienstniveau und Verdienststruktur Die i m Verlauf der laufordnung ist trotz schen erreicht hat, Arbeitsverdienste der Aktivzeit.

ersten drei Teiluntersuchungen entwickelte Abdes hohen Detaillierungsgrads, den sie inzwinoch nicht vollständig. Es fehlen noch die Pflichtversicherten i n den einzelnen Jahren ihrer

Diese Arbeitsverdienste nehmen i n der gesamten Beitrags- und Rentenberechnung eine beherrschende Stellung ein. Nach dem Arbeitsverdienst eines Pflichtversicherten richtet sich zunächst einmal der von i h m zu zahlende Versicherungsbeitrag. Weiterhin dient derselbe Arbeitsverdienst auch zur späteren Berechnung der Rente dieses Versicherten und ggf. der Rente seiner Hinterbliebenen; denn die persönliche Bemessungsgrundlage eines Versicherten ist nichts anderes als der Durchschnitt aus all seinen früheren beitragspflichtigen Arbeits-

E. Einführung der Arbeitsverdienste i n die Ablaufordnung

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Verdiensten, diese nur eben nicht i n D M ausgedrückt, sondern i n Prozent des jeweiligen Durchschnittsverdiensts aller Versicherten 1 . Daraus folgt sogleich noch eine weitere Bedeutung der Arbeitsverdienste für die Rentenberechnung. Der Durchschnitt aus allen i m selben Jahr von sämtlichen Versicherten erzielten Arbeitsverdienste bildet die Bezugsgrundlage für alle individuellen Arbeitsverdienste, bevor diese zur Rentenberechnung herangezogen werden. Und schließlich ist auch die allgemeine Bemessungsgrundlage, die das Niveau der neu zu bewilligenden Renten (bei vollständiger Anpassung auch das der laufenden) bestimmt, nichts als ein Mittelwert aus sämtlichen beitragspflichtigen Arbeitsverdiensten i n drei aufeinanderfolgenden Jahren 2 . Außer den Arbeitsverdiensten müßten eigentlich noch einige weitere Geldgrößen i n die Ablaufordnung eingefügt werden, etwa die Kosten der den Versicherten bewilligten Heilverfahren oder die Durchschnittsbeiträge und -Zuschüsse zur Krankenversicherung der Rentner. Diese sollen jedoch erst dann nachgetragen werden, wenn aus der Ablaufordnung eine Modellbevölkerung entwickelt ist. M i t dem Ansatz von Geldgrößen i m Modell kommt ein völlig neues Element i n unsere Betrachtungen hinein; denn Geldgrößen als ökonomische Daten haben ihre eigene Problematik. Sie hängen über den allgemeinen Geldwert alle untereinander zusammen und sind i n ihrer jeweiligen absoluten Höhe meist das Ergebnis des Zusammenwirkens sehr vielfältiger und oft kaum entwirrbarer Einzeleinflüsse. Das gilt für Arbeitsverdienste genauso wie etwa für Preise, Steuern, Zinsen usw. Es ist deshalb i m allgemeinen außerordentlich schwer, sie i n ihrer zeitlichen Entwicklung und i n ihrem gegenseitigen Verhältnis zueinander befriedigend zu analysieren und i n einem langfristigen Modell i n Ansatz zu bringen. Zuverlässige Voraussagen über ihre künftige Gestaltung sind auf längere Sicht überhaupt so gut wie unmöglich. Und sie sind überdies auch statistisch meist nur mit allerhand Vorbehalten und Einschränkungen i n den Griff zu bekommen. Dies alles hängt letztlich damit zusammen, daß Geldgrößen ausschließlich und unmittelbar durch individuelle oder kollektive menschliche Entscheidungen zustande kommen, die ihrerseits an mehr oder weniger rasch wechselnden ökonomischen, politischen und sozialen Wertvorstellungen orientiert sind. Der Einfluß der natürlichen Lebensbedingungen und Lebenskräfte auf die nominelle Höhe von Geldgrößen ist demgegenüber gering und allemal nur ein mittelbarer. Man sollte deshalb annehmen, daß w i r hier vor dem problematischsten Teil unserer an Problemen ohnehin nicht armen Aufgabe stehen. Diese Erwartung w i r d sich jedoch bald als unberechtigt erweisen. Zuvor ι Siehe S. 38 ff. u n d S. 43 ff. 2 Siehe S. 42 f.

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

sind aber erst noch einige grundsätzliche Fragen zu erörtern, die sich sofort stellen, wenn w i r damit beginnen wollen, die um die Zeit der Rentenreform als normal anzusehenden Verdienstverhältnisse i m Modell i n Ansatz zu bringen. Der Einführung der dynamischen oder Produktivitätsrente liegt die Idee zugrunde, daß man zwischen der Struktur und dem Niveau der von den Versicherten i n einem bestimmten Kalenderjahr erzielten Arbeitsverdienste eine gedankliche Trennung vornehmen müsse und könne. Verdienststruktur und Verdienstniveau werden als voneinander unabhängige Tatbestände betrachtet und deshalb bei der Rentenberechnung getrennt i n Ansatz gebracht. I n der Verdienst struktur drückt sich gewissermaßen die individuelle Abstufung der von den Versicherten erbrachten realen Arbeitsleistungen aus, die damit zugleich die individuelle Abstufung der „Realwerte" der Beitragsleistungen bestimmt und nach der sich deshalb auch die individuelle Abstufung der „Realwerte" der Renten richten soll 3 . Das Verdienstniuecm w i r d hingegen — erwünscht oder nicht erwünscht — als i m Zeitablauf veränderlich hingenommen; es soll aber mit seinen Veränderungen die individuelle Abstufung der „Realwerte" der Renten möglichst nicht berühren. U m die zunächst rein theoretische Trennung auch statistisch praktikabel zu machen, w i r d der Durchschnittsverdienst aller Versicherten als Repräsentant des jeweiligen Verdienstniveaus angesehen und zugleich als Bezugsgröße für alle individuellen Arbeitsverdienste verwendet. Er gilt i n jedem einzelnen Jahr als eine A r t „ökonomischer Mittelpunkt" der Verdienststruktur und i m Zeitablauf als Indikator der Veränderungen des allgemeinen Verdienstniveaus. Es liegt deshalb nahe, die Einführung der Arbeitsvedienste der Versicherten i n das Modell ebenfalls auf dem Boden dieser Konzeption vorzunehmen und beide — Verdienststruktur und Verdienstniveau — unabhängig voneinander i n Ansatz zu bringen. Das empfiehlt sich außerdem auch deshalb, w e i l die Verdienststruktur i n der Tat als etwas relativ Beständiges angesehen und folglich i m Modell auch mit gewissem Recht als konstant angenommen werden kann, während das Verdienstniveau selbst unter völlig normalen Bedingungen ständig in unvorhersehbarer Bewegung ist und deshalb am Ende immer zu Alternativrechnungen herausfordern wird. Außerdem kann sich auch nur dann eindeutig und unverfälscht zeigen, welche Wirkungen allein von Veränderungen des Verdienstniveaus auf die Finanzlage der Rentenversicherung ausgehen und wie deshalb von diesem Standpunkt aus die Dynamisierung der Rente zu beurteilen ist. 3 Jantz-Zweng sprechen hier v o m „individuellen Arbeitswert", vgl. JantzZweng, a. a. O., S. 4 ff.

E. Einführung der Arbeitsverdienste i n die Ablaufordnung

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Das Programm der vierten Teiluntersuchung besteht dann i m wesentlichen darin, die Arbeitsverdienste der Versicherten i n v H des Durchschnittsverdiensts aller Versicherten mit Hilfe geeigneter empirischer Verhältniszahlen i n das Modell einzufügen und — unabhängig davon — den Durchschnittsverdienst aller Versicherten selbst einmal als Konstante, einmal mit konstanter Veränderungsrate und vielleicht noch in sonst irgendeiner Weise i n Ansatz zu bringen. Einem solchen Vorgehen steht jedoch eine zunächst rein formale Schwierigkeit entgegen. Solange w i r noch dabei sind, den Lebensablauf eines einzelnen Jahrgangs zu entwickeln, kann es einen Durchschnittsverdienst aller Versicherten i m Sinne der Rentenversicherungsgesetze noch gar nicht geben; denn dieser Durchschnittsverdienst ist eine rechnerische Größe, die erst bestimmt werden kann, wenn eine komplette Modellbevölkerung konstruiert ist, wenn insbesondere die Verdienste von gleichzeitig lebenden Versicherten aller Altersjahre und beider Geschlechter lückenlos vorliegen. W i r können diese Verdienste deshalb nicht jetzt schon als bestimmte Bruchteile oder Vielfache eines erst später aus ihnen zu bildenden Durchschnitts festlegen. Diese Schwierigkeit ist jedoch i n Wirklichkeit gar nicht nur formaler Natur, sondern Ausdruck eines Mangels i n der Konstruktion oder richtiger: i n der Wahl des Repräsentanten für das Verdienstniveau. I n der Größe des Durchschnittsverdiensts aller Versicherten schlagen sich nämlich zwei ganz unterschiedliche Einflüsse nieder: erstens die Höhe der Arbeitsverdienste für die verschiedenen vorkommenden Arbeitsleistungen und zweitens die Zusammensetzung des Kreises der aktiven Versicherten und damit die Häufigkeit, mit der die verschiedenen Arten von Arbeitsleistungen erbracht worden sind. Oder sagen w i r kurz: Der Durchschnittsverdienst aller Versicherten hängt erstens ab von der Verdienststruktur i m engeren Sinne und zweitens von der Versichertenstruktur. Die Verdienststruktur i m engeren Sinne ist gewissermaßen der Inbegriff aller bestehenden Relationen zwischen Arbeitsverdiensten, die für unterschiedliche Arten von Tätigkeiten unter Berücksichtigung der fachlichen Qualifikation, des Lebensalters, der Dauer der Betriebszugehörigkeit usw. gezahlt werden. Daß z. B. ein Hilfsarbeiter i n einem bestimmten Wirtschaftszweig um soundsoviel Prozent weniger verdienst als ein Facharbeiter i m selben Wirtschaftszweig und daß dieser wieder u m soundsoviel besser oder schlechter gestellt ist als ein Facharbeiter i n einem anderen Wirtschaftszweig, daß ein 40jähriger Angestellter i m öffentlichen Dienst um soundsoviel mehr verdient als ein 30jähriger unter sonst gleichen Umständen, dies alles sind Elemente der Verdienststruktur i m engeren Sinne. Darin hat aber der Durchschnittsverdienst aller Versicherten offensichtlich keinen Platz; denn

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f Ordnung

er läßt sich immer erst dann berechnen, wenn man auch die Beschäftigten« oder Versichertenstruktur m i t i n die Betrachtung einbezieht, wenn man also jeden Arbeitsverdienst gerade so oft berücksichtigt, wie er i n dem betreffenden Jahr erzielt worden ist. Das wiederum hat zur Folge, daß der Durchschnittsverdienst aller Versicherten sich auch verändern kann, ohne daß sich an den EinzelVerdiensten für bestimmte Tätigkeiten auch nur das geringste zu ändern braucht. Angenommen, i n zwei aufeinanderfolgenden Jahren bleibt die Bezahlung für alle Arten von Tätigkeiten (bei gegebener Qualifikation, gegebenem Alter usw.) genau die gleiche, die Zahl der Versicherten mit relativ niedrigen Verdiensten n i m m t aber stark zu, etwa weil viele verheiratete Frauen ohne besondere Berufsausbildung vorübergehend noch einmal erwerbstätig werden, dann sinkt der Durchschnittsverdienst aller Versicherten merklich ab, ohne daß auch nur ein einziger Versicherter schlechter gestellt ist als i m Vorjahr. Der Durchschnittsverdienst aller Versicherten ist — so gesehen — also auch kein geeigneter Indikator für die Veränderungen des Verdienstniveaus, wie er es i m Sinne der Idee der Produktivitätsrente eigentlich sein sollte. Tatsächlich ergäbe sich eine eigentümliche Situation, wenn der Durchschnittsverdienst aller Versicherten einmal allein wegen Veränderungen i n der Versichertenstruktur absinken sollte. Dann würden nämlich — an i h m gemessen — auf einmal alle Arbeitsleistungen selbst bei gleichbleibenden Verdiensten höher „bewertet" als bisher. Die künftige persönliche Bemessungsgrundlage der gegenwärtig Aktiven würde also angehoben. Gleichzeitig würden aber die neu bewilligten Renten der nächstfolgenden Jahre wegen der gesunkenen allgemeinen Bemessungsgrundlage auf einem niedrigeren Niveau festgesetzt als es bisher üblich war. Das ist m i t der neuen Rentenformel aber gewiß nicht beabsichtigt gewesen. Solange freilich die Versichertenstruktur i m wesentlichen unverändert bleibt, kann eine solche Wirkung nicht eintreten und der Durchschnittsverdienst aller Versicherten erfüllt dann doch hinreichend seinen Zweck. Welche Folgerungen ergeben sich daraus nun für den Ansatz der Arbeitsverdienste der Versicherten i m Modell? I m Prinzip müßte versucht werden, die Verdienststruktur i m engeren Sinne von der Realität auf das Modell zu übertragen, nicht nur weil sich i n ihr ökonomisch begründete und zeitlich verhältnismäßig beständige Zusammenhänge manifestieren, sondern vor allem auch deshalb, weil die Versichertenstruktur i m Modell wegen des normalisierten Geschlechts- und Altersaufbaus eine andere ist als i n der Realität. Wenn das aber möglich sein soll, dann bedarf es dazu einer neuen Bezugsgröße, die von der Versichertenstruktur unabhängig ist. Theoretisch wäre am besten ein

E. Einführung der Arbeitsverdienste i n die A b l a u f r d n u n g

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bestimmter Einzelverdienst geeignet, der f ü r eine bestimmte A r t der Arbeitsleistung bei gegebener fachlicher Qualifikation, gegebenem Lebensalter usw. erzielt wurde und der innerhalb des gesamten Verdienstgefüges eine ähnliche Stellung und Bedeutung hat w i e etwa der Ecklohn i n einem Tarifvertrag. Die dafür ausgewählte A r t der Arbeitsleistung müßte dann ebenfalls eine von Jahr zu Jahr möglichst gleichbleibende Stellung i m Gefüge aller vorkommenden Arbeitsleistungen einnehmen. Dieser Weg ist praktisch zwar k a u m gangbar; er zeigt aber wenigstens, i n welcher Richtung die Lösung eigentlich gesucht werden müßte. W i r können uns stattdessen m i t einer v i e l einfacheren Lösung begnügen. Der Durchschnittsverdienst aller Versicherten ist für unsere Zwecke j a i m wesentlichen n u r deshalb ungeeignet, w e i l er abhängt von der Geschlechts- und Altersstruktur der Versicherten u n d diese i n Modell u n d Realität verschieden ist. Der bisherige E i n w a n d kann deshalb nicht i n gleichem Maß erhoben werden, w e n n w i r für jede Geschlechts- und Altersgruppe einen eigenen Durchschnittsverdienst bestimmen und die Relationen zwischen diesen geschlechts- und altersspezifischen Durchschnittsverdiensten als „Verdienststruktur" i n das Modell übernehmen. Das kann praktisch sogar sehr einfach geschehen, wenn w i r einen dieser Gruppendurchschnittsverdienste zum „Stan dar dv er dienst" erklären und i h n als Bezugsgrundlage für alle übrigen verwenden. W i r wollen dazu den Durchschnittsverdienst der männlichen Versicherten zwischen 40 u n d 44 Jahren auswählen, der — w i e sich noch ergeben w i r d — der größte unter allen geschlechts- und altersspezifischen Durchschnittsverdiensten ist. W i r können diesen „Standardverdienst" deshalb auch interpretieren als den durchschnittlichen beitragspflichtigen Jahresarbeitsverdienst der männlichen A r beiter u n d Angestellten auf der Höhe ihrer Schaffenskraft bei ununterbrochener Beschäftigung. N u n läßt sich zwar auch gegen jeden Gruppendurchschnittsverdienst der E i n w a n d der Strukturabhängigkeit erheben; dieser ist jetzt jedoch i n K a u f zu nehmen. I m großen u n d ganzen w i r d es erlaubt sein, i m Modell die gleiche Zusammensetzung der Geschlechts- u n d Altersgruppen nach den die Verdiensthöhe bestimmenden Merkmalen anzunehmen wie i n der Realität. U n d soweit dies nicht zulässig ist, w i e etwa i m Hinblick auf den A n t e i l der Absolventen höherer Schulen, verbietet der Mangel an Kenntnissen über solche Einzelheiten der Verdienststruktur ein anderes Vorgehen. D a m i t ist zugleich entschieden, welche unterschiedlichen Arbeitsverdienste überhaupt i n das Modell Eingang finden können und müssen, nämlich je ein besonderer Durchschnittsverdienst für jedes A l t e r und Geschlecht. Einer dieser Durchschnittsverdienste, der „Standard-

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Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f rdnung

verdienst" kann zunächst nominell i n beliebiger Höhe angenommen werden. Alle übrigen erscheinen dann nur noch als bestimmte Bruchteile dieses „Standardverdienstes". Die Aufgabe der vierten Teiluntersuchung besteht deshalb i m wesentlichen darin, die Abstufung der durchschnittlichen beitragspflichtigen Jahresarbeitsverdienste nach Geschlecht und Alter empirisch zu ermitteln und das solchermaßen festgestellte Verdienstgefüge i m Modell als allezeit konstant und unabhängig von jeglichen Änderungen des Verdienstniveaus und der Geschlechts« und Altersstruktur i n Ansatz zu bringen. Völlig losgelöst davon ist dann noch eine kurze Betrachtung über die tatsächliche Entwicklung des Verdienstniveaus anzuschließen, aus der sich ergibt, welche jährliche Veränderungsrate des Standardverdiensts um die Zeit der Rentenreform als normal angesehen und — als eine mögliche Alternative zu einem konstanten Standardverdienst — i m Modell i n Ansatz gebracht werden könnte. Der gewählte Standardverdienst w i r d auf diese Weise gewissermaßen zur allgemeinen Recheneinheit i m Modell. Sämtliche gruppendurchschnittlichen Arbeitsverdienste treten von vorherein nur als bestimmte Bruchteile eines Standardverdiensts i n Erscheinung. Folglich kann man auch alle Verdienstsummen und ebenso die von ihnen abgeleiteten Beitragssummen, soweit sie dasselbe Kalenderjahr betreffen, erst einmal als Vielfache eines Standardverdiensts berechnen. Später w i r d sich sogar zeigen, daß sich auch die Renten und überhaupt alle Geldgrößen des Modells am einfachsten i n Einheiten des jeweiligen Standardverdiensts ausdrücken lassen. Wie groß dieser selbst i n einem beliebigen Kalenderjahr gerade ist, spielt dabei zunächst gar keine Rolle. W i r können i h n beispielsweise, u m irgendeine Vorstellung von i h m zu bekommen, i n einem beliebigen Kalenderjahr χ m i t 6000 D M veranschlagen und i h n dann über die Zeit hinweg als Konstante behandeln, w i r können i h n aber auch von Jahr zu Jahr um einen festen Prozentsatz steigen oder i n sonstiger Weise variieren lassen, um zu sehen, wie sich dadurch die verschiedenen Einnahmen- und Ausgabengrößen i n ihrem Verhältnis zueinander verändern. Der Standardverdienst ist somit neben der Geborenenzahl die zweite beliebig ansetzbare Variable des Modells. (Auch die Geborenenzahl werden w i r zuerst als konstant, später als veränderlich annehmen.) Diese Konstruktion erlaubt nun tatsächlich einen Ansatz der beitragspflichtigen Arbeitsverdienste i m Modell, auch ohne daß schon die gesamte Modellbevölkerung entwickelt sein müßte. Es muß lediglich unterstellt werden, daß i n jedem Kalenderjahr, i n dem der Modelljahrgang irgend ein Alters jähr i durchläuft, zugleich auch ein Standardverdienst existiert, an dem der durchschnittliche beitragspflichtige Arbeitsverdienst sowohl der männlichen als auch der weiblichen Angehörigen des Modellj ahrgangs gemessen werden kann.

E. Einführung der Arbeitsverdienste i n die A b l a u f r d n u n g

251

I I . Die Abstufung der beitragspflichtigen Arbeitsverdienste der aktiven Versicherten nach Geschlecht und Alter Eine Abstufung der Arbeitsverdienste der aktiven Versicherten i m Modell ist — wie sich gezeigt hat — nur nach den beiden grundlegenden Merkmalen unserer gesamten Modellkonstruktion notwendig: nach Geschlecht und Alter. Wie schon i n der ganzen bisherigen Untersuchung werden w i r uns auch hier i n erster Linie m i t den Verhältnissen beim männlichen Geschlecht befassen und die altersspezifischen Durchschnittsverdienste der weiblichen Versicherten nur i n Ergänzung dazu, aber i m wesentlichen nach der gleichen Methode ermitteln. Die Altersabhängigkeit der Arbeitsverdienste hat vor allem zwei U r sachen. Sie ist sicher zu einem Teil auf die Veränderungen der physischen und psychischen Konstitution während der Dauer des erwerbsfähigen Alters zurückzuführen. Eine mindestens ebenso wichtige Rolle spielen aber auch Lebens- und Berufserfahrung, Betriebstreue und dergleichen. Nach dem Eintritt ins erwerbsfähige Alter wirken beide Arten von Einflüssen zunächst i n der gleichen Richtung, nämlich auf eine ständige Erhöhung der Verdienstchancen hin. I m mittleren und höheren Alter stehen sie dann i n Konkurrenz miteinander, so daß sich ihre W i r kungen zeitweise kompensieren und gegen Ende des erwerbsfähigen Alters die durchschnittliche Verdiensthöhe sogar wieder absinkt. Das letztere gilt vor allem für die Arbeiter, bei denen wegen der überwiegend körperlichen Betätigung die physischen Kräfte eine weit größere Rolle spielen als bei den Angestellten. Der anfängliche Anstieg und der spätere Rückgang der Verdienste bei zunehmendem Alter w i r d noch dadurch verstärkt, daß besonders i n den mittleren Alters jähren häufig Kinderzuschüsse zum Grundlohn oder -gehalt treten, die später wieder wegfallen, wenn die Kinder erwachsen sind. A l l z u stark können die Verdienstunterschiede jedoch wiederum auch nicht werden, w e i l i n den meisten Tätigkeitsbereichen Personen aller Altersstufen i n Konkurrenz miteinander stehen und z. B. eine erzwungene starke finanzielle Besserstellung der älteren, diese als Arbeitskräfte leicht unerwünscht erscheinen ließe. A l l e genannten Bestimmungsfaktoren der Verdienstdifferenzierung nach dem Alter sind i n der Zeit verhältnismäßig beständig. Ihre Stabilität w i r d außerdem noch durch zahlreiche gesetzliche und vertragliche Bindungen erhöht. Ein Konstanthalten der Verdienststruktur i m Modell erscheint deshalb zunächst tatsächlich recht sinnvoll. Immerhin sollte ein Umstand nicht ganz übersehen werden, der auch hier bemerkenswerte Veränderungen hervorrufen kann, weil er sehr stark von der Wirtschaftslage abhängt. I n Zeiten starker Anspannung des Arbeitsmarkts werden durch Überstunden, Tagegelder, Sonderzulagen usw.

252

Drittes K a p i t e l : Entwicklung einer A b l a u f rdnung

besonders von jüngeren Arbeitern erhebliche Überverdienste erzielt, die den Durchschnittsverdienst i n diesen Altersklassen über ihr Niveau bei normaler Beschäftigung merklich hinausheben. Andererseits w i r d die i n Krisenzeiten unvermeidliche Kurzarbeit ebenfalls nicht alle Altersklassen gleichmäßig treffen. Da w i r i n unserem Modell die der allgemeinen wirtschaftlichen und sozialen Situation um 1957 entsprechenden Verdienstverhältnisse i n Ansatz bringen wollen, können w i r aber die zu dieser Zeit tatsächlich zu beobachtende Verdienstdifferenzierung unverändert heranziehen. Bei Prognosen müßte dagegen doch i n Rechnung gestellt werden, daß die altersmäßige Verdienstdifferenzierung auch wieder einmal stärker werden kann, als sie es heute ist. U m die für unseren Modellansatz notwendigen Verhältniszahlen empirisch gewinnen zu können, brauchen w i r eine Verdienststatistik, die u. a. eine Gliederung nach Geschlecht und Alter enthält. Solche Statistiken gibt es nur wenige. Eine von ihnen, nämlich die Gehalts- und Lohnstrukturerhebung vom Oktober 19574, ist aber gerade i m Jahr der Rentenreform durchgeführt worden. Ihre Ergebnisse bilden somit die alleinige Grundlage für unseren Modellansatz. (Siehe Tabelle 22, Spalten 1 und 2.) Diese Erhebung kommt unseren Bedürfnissen auch noch aus anderen Gründen entgegen. So sind vor allem nur die Verdienste von solchen Arbeitern und Angestellten erfaßt worden, die i m Oktober 1957 voll beschäftigt waren; die Abstufung der alters- und geschlechtsspezifischen Durchschnittsverdienste ist also nicht etwa infolge von Krankheitszeiten oder sonstigen Zeiten der Arbeitsunterbrechung entstellt. Außerdem entspricht auch die Abgrenzung des Verdienstbegriffs bis auf unregelmäßig gezahlte Verdienstteile wie Gratifikationen weitgehend der des Rentenversicherungsrechts 5 . Trotz dieser Vorzüge genügen die Erhebungsergebnisse doch noch nicht allen Anforderungen, die w i r für unseren speziellen Zweck zu stellen haben. Vor allem drei Einschränkungen zwingen uns, die i n den Spalten 1 und 2 der Tabelle 22 wiedergegebenen Daten zu modifizieren bzw. zu ergänzen. Erstens. Durch die Gehalts- und Lohnstrukturerhebung vom Oktober 1957 wurden nur die Verdienstverhältnisse von 3,8 M i l l . Arbeitern und von 1,4 M i l l . Angestellten erfaßt 6 . Bei einer Gesamtzahl von 7,7 M i l l . Arbeitern und 2,2 M i l l . Angestellten 7 fehlen also die Verdienste von ungefähr der Hälfte aller Arbeiter und einem D r i t t e l aller Angestellten. Es blieb deshalb nichts anderes übrig, als die Ergebnisse auch auf die 4 Gehalts- u n d Lohnstrukturerhebung 1957, StBRD Bd. 246, H. 1 u n d 2. s StBRD Bd. 246, H. 1, S. 7 u n d 9. 6 StBRD Bd. 246, H. 1, S. 12, H. 2, S. 7. Die dort angegebenen Zahlen stellen eine Stichprobe m i t einem Auswahlsatz von 15 v H der. 7 S t B A : nicht veröffentlichte Ergebnisse des Mikrozensus v o m Oktober 1957.

E. Einführung der Arbeitsverdienste i n die A b l a u f r d n u n g

253

i n die Erhebung nicht einbezogenen Arbeiter und Angestellten zu übertragen. Die ermittelten altersspezifischen Durchschnittsverdienste i n Spalte 3 der Tabelle 22 sind deshalb i m ganzen sicher überhöht. Doch kommt es uns darauf nicht an. Maßgebend ist für uns allein ihre altersmäßige Abstufung, die i n den Meßziffern der Spalte 4 zum Ausdruck kommt und die schon sehr viel eher als zutreffend angesehen werden kann. (Näheres dazu siehe i m Anhang A unter Ziffer 22). Tabelle 22 Die Abstufung der Bruttoarbeitsverdienste der männlichen Arbeiter Angestellten nach dem Alter im Oktober 1957 und im Modell

und

Durchschnittlicher Bruttomonatsverdienst Alter

0 21-24 25-29 30-34 35-39 40-44 45-49 55-54 55-59 60-64

zusammen a )

Modellansatz b )

Arbeiter

Angest.

DM

DM

DM

Sts) = 100

st.«;) = 100

1

2

3

4

5

391 565 656 706 741 770 780 771 754

502 528 575 591 597 594 585 576 570

84 88 96 99 100 99 98 96 95

85 90 97 100 100 99 97 96 95

1520 j 547 542 533 522 509 491 60 ·

40

· 0,56 = 0,147 St.

gegenüber. Dies aber deutet auf eine absolute Zahl weiblicher Versichertenrentner i n der Größenordnung von 545 000 :0,147 oder rund 3,5 bis 4 M i l l . Personen hin. Trotz der viel geringeren Rentensumme ist also die Zahl der Versichertenrentner beim weiblichen Geschlecht gar nicht 21 Grohmann

322

Viertes K a p i t e l : Entwicklung der Modellbevölkerung

sehr viel kleiner als beim männlichen. Dies leuchtet schließlich auch ohne besondere Rechnung ein; denn i n den Alters jähr en zwischen 15 und 25 ist die Zahl der weiblichen Pflichtversicherten je 100 Personen gleichen Alters kaum kleiner als die der männlichen. Selbst wenn es ein Teil dieser Frauen nicht auf 60 Monate Beitragszeit bringt, bleiben doch sehr viele übrig, die irgendwann einmal einen Rentenantrag stellen werden. Nur sind eben die dann bewilligten Renten i n vielen Fällen wegen kurzer Versicherungszeiten und niedriger Arbeitsverdienste außerordentlich klein. Gegenüber den Ausgaben für Renten an weibliche Versicherte (ohne Kinderzuschüsse) bleiben diejenigen für die zu ihnen hinzutretenden Kinderzuschüsse sowie für Witwer- und Waisenrenten nach dem Tode von weiblichen Versicherten nahezu bedeutungslos. Diese drei Versicherungsleistungen werden bei weiblichen Versicherten nur dann gewährt, wenn die Versicherte den Unterhalt der Kinder bzw. der Familie überwiegend bestreitet bzw. bestritten hat. I m A p r i l 1957 kamen ζ. B. noch nicht einmal zwei Kinderzuschüsse auf 100 Renten an weibliche Versicherte gegenüber 14 bei den Männern 5 3 . Wäre das Verhältnis unter den Modellbedingungen das gleiche, dann hätte die Versicherung i m Modell bei rund 3,5 bis 4 M i l l . Renten an weibliche Versicherte vielleicht 70 000 Kinderzuschüsse zu zahlen, die ungefähr 0,1 · 70 000 · 0,823 St. « 6000 St. jährlich erfordern würden. Die Summe der Waisenrenten nach dem Tod des Vaters hatten w i r oben mit 54 000 St. veranschlagt. Die Summe der Waisenrenten nach dem Tod der Mutter dürfte demgegenüber noch unter 2000 oder 3000 St. bleiben, wenn man bedenkt, daß von 100 neu bewilligten Waisenrenten immer nur zwischen 3 und 5 v H solche an Kinder verstorbener Frauen sind 5 4 und die Frauen i m Durchschnitt geringere Arbeitsverdienste haben. W i r wollen deshalb — und zwar eigentlich nur der Vollständigkeit wegen — einen Betrag von zusammen 10 000 St. für Kinderzuschüsse, Witwer- und Waisenrenten, die auf Grund von Versicherungsverhältnissen weiblicher Personen zu zahlen sind, mit i n die Modellergebnisse aufnehmen. Wesentlich höhere Ausgaben erfordert dagegen die Rentnerkrankenversicherung für weibliche Versichertenrentner. Wenn von den 3,5 bis 4 M i l l , weiblichen Rentnern auch nur 90 bis 95 v H Anspruch auf diese Versicherungsleistung haben, wäre etwa mit einem Ausgabenbetrag i n der Größenordnung von 110 000 St. zu rechnen. Dies ist ein erstaunlich hoher Betrag i m Vergleich zu den Gesamtausgaben für Versichertenrenten an Frauen, den w i r mit rund 545 000 St. angenommen hatten. Er erklärt sich aber sehr einfach daraus, daß der Beitrag bzw. Zuschuß 53 StddRentenvers. Bd. 7, S. 13, 15, 116, 135. 54 Vgl. ζ. B. StddRentenvers. Bd. 9, S. 5.

Β . Die stationäre Bevölkerung m i t konstantem Verdienstniveau

323

zur Rentnerkrankenversicherung ohne Rücksicht auf Versicherungszeiten und Arbeitsverdienste gewährt w i r d und daß es viel mehr auf die Zahl der Rentner als auf die Rentenausgaben ankommt. Ja es gibt sogar Versichertenrenten, deren Jahresbetrag kleiner ist als der gleichzeitig gewährte Zuschuß zur Rentnerkrankenversicherung. 4. Die Ausgaben für Maßnahmen zur Erhaltung, Besserung und Wiederherstellung der Erwerbsfähigkeit sowie für zusätzliche Leistungen aus der Versicherung (Gesundheitsfördernde Maßnahmen)

Die Summe der jährlichen Ausgaben für Maßnahmen zur Erhaltung, Besserung und Wiederherstellung der Erwerbsfähigkeit sowie für zusätzliche Leistungen aus der Versicherung (kurz: für gesundheitsfördernde Maßnahmen) 55 hängt von einer Vielzahl höchst unterschiedlicher Faktoren ab, die sich unmöglich alle gebührend i n einem Modellansatz berücksichtigen lassen. Zu nennen ist hier i n erster Linie der jeweilige Bestand an aktiven Versicherten; denn dieser Personenkreis ist es i m wesentlichen, der i n den Genuß derartiger Versicherungsleistungen gelangt. Genauer besehen kommt es aber nicht auf die absolute Zahl allein, sondern auch auf deren Zusammensetzung nach Geschlecht und Alter, auf die gesundheitlichen Verhältnisse innerhalb der einzelnen Geschlechts- und Altersklassen und anderes an. Ein zweiter grundlegender Einflußfaktor ist die durchschnittliche Höhe der Heilverfahrenskosten und dergleichen, vor allem die Ausgaben für die Verwaltung und Unterhaltung von Sanatorien und die Kosten des Heil- und Pflegepersonals. Da es sich hierbei zu einem großen Teil um Dienstleistungen handelt, w i r k t sich vor allem das allgemeine Verdienstniveau mit seinen jährlichen Veränderungen stets nachdrücklich auf die für gesundheitsfördernde Maßnahmen aufzuwendende Summe aus. Schließlich ist wohl auch die Vermutung nicht von der Hand zu weisen, daß die Gesamtausgaben für gesundheitsfördernde Maßnahmen zu einem Teil auch von der Bereitwilligkeit der Versicherungsträger, solche Leistungen zu gewähren, abhängt, die ihrerseits i n den verfügbaren finanziellen Mitteln und i n der Zahl der vorhandenen Einrichtungen ihre Grenze findet. Gerade aus dem letzten Grund ist wohl trotz der Vielfalt der übrigen Einflußfaktoren doch zu erwarten, daß sich die Summe der jährlichen Ausgaben für gesundheitsfördernde Maßnahmen i m Laufe der Zeit i n gewissen, nicht allzu weit gespannten Grenzen bewegt, jedenfalls dann, wenn man vorher den Einfluß von Veränderungen i m Aktivenbestand und i n der Höhe des allgemeinen Verdienstniveaus eliminiert. Als ein verhältnismäßig einfacher und zugleich zweckmäßiger Weg, um die jährliche Summe der Ausgaben für gesundheitsfördernde Maß55 Siehe 1. Kapitel, Β I I I 3.

21*

324

Viertes K a p i t e l : E n t w i c k l u n g der Modellbevölkerung

nahmen von der Realität i n das Modell zu übertragen, erscheint damit eine Übernahme der folgenden Verhältniszahl: Ausgaben für gesundheitsfördernde Maßnahmen Z a h l der aktiven Versicherten

. Durchschnittsverdienst " aller aktiven Versicherten

also des Ausgabenbetrags je aktiven Versicherten, ausgedrückt i n Einheiten des Durchschnittsverdiensts aller aktiven Versicherten. Diese Verhältniszahl ist aber offenbar gleichbedeutend m i t der folgenden: Ausgaben für gesundheitsfördernde Maßnahmen Zahl der aktiven Versicherten

Z a h l der aktiven Versicherten Gesamtverdienst aller aktiven Versicherten

und damit auch gleich Ausgaben f ü r gesundheitsfördernde Maßnahmen Gesamtverdienst aller aktiven Versicherten

Da die Ausgaben für gesundheitsfördernde Maßnahmen regelmäßig veröffentlicht werden und der Gesamtverdienst aller aktiven Versicherten offenbar gefunden werden kann als diejenige Größe, die m i t dem geltenden Beitragssatz multipliziert, das ebenfalls regelmäßig veröffentlichte Beitragsaufkommen ergibt, kann die genannte Verhältniszahl ohne weiteres jährlich berechnet werden. Sie hat i n den Jahren 1953 bis 1960 folgende Werte angenommen 56 : 1953: 1954: 1955: 1956:

0,0063 0,0064 0,0060 0,0061

1957: 1958: 1959: 1960:

0,0069 0,0078 0,0083 0,0082

I m Jahre 1960 ζ. B. kamen also auf je 100 D M Arbeitsverdienst (der damals eine Beitragsleistung von 14 D M ausgelöst hat) 0,82 D M Ausgaben der Versicherungsträger für gesundheitsfördernde Maßnahmen. Wenn man bei der Betrachtung dieser Zahlen berücksichtigt, daß die gesetzlichen Bestimmungen über die Gewährung solcher Leistungen 1957 nicht unerheblich erweitert worden sind 5 7 und daß die Versicherungsträger i n diesem und dem folgenden Jahr sich erst an ihre neuen Aufgaben anpassen mußten, so ist i n der Tat eine recht beachtliche Stabilität i m Zeitablauf nicht zu verkennen. Für eine Übernahme i n das Modell kommen dann allerdings nur die beiden letzten Werte i n Betracht, weil erst diese einen Eindruck von der nach der neuen Rechtslage als normal anzusehenden Höhe der Ausgaben für gesundheitsfördernde Maßnahmen vermitteln. Es liegt deshalb nahe, jetzt die Gesamtverdienstsumme des Modells (16,3 M i l l . St.) m i t etwa 0,00825 zu 56 Berechnet nach A S S t M i t t . 1954 bis 1961. 57 v g l . z. B. Jantz-Zweng, a. a. O., S. 54 ff.

. D i stationäre Bevölkerung m i t konstantem Verdienstniveau

325

multiplizieren und das Produkt i n Höhe von rund 135 000 St. als die Ausgabensumme für gesundheitsfördernde Maßnahmen i m Modell anzunehmen. So einfach und so einleuchtend dieser Modellansatz auch sein mag, so erhält er doch einen Fehler, der eigentlich nicht ganz vernachlässigt werden dürfte. Er rührt daher, daß der Kreis der aktiven Versicherten bei der obigen Umformung zweimal i n veschiedener Weise abgegrenzt worden ist, einmal i m Sinne der Personen, die Versicherungsschutz genießen und einmal i m Sinne der Personen, die Beiträge zahlen. Der Fehler würde vollständig verschwinden, wenn das Verhältnis zwischen beiden Personenkreisen i n Modell und Realität genau übereinstimmte. Das t r i f f t jedoch nicht zu, und zwar vor allem deshalb nicht, weil unter den Beitragszahlern i n der Realität auch Personen sind, die freiwillig Beiträge entrichten. Da allerdings der Anteil der freiwilligen Beiträge am gesamten Beitragsauf kommen sicherlich nur klein ist, dürfte der Fehler kaum über einige wenige Prozent hinausgehen. W i r begnügen uns deshalb damit, die zunächst vorläufig festgestellte Ausgabensumme von rund 135 000 St. auf 140 000 St. aufzurunden. (Auf diese Größe kommt man etwa, wenn man den Anteil der freiwilligen Beiträge am gesamten Beitragsauf kommen m i t 4 v H annimmt.) 5. Die Verwaltungskosten und sonstige Ausgaben

Die Verwaltungskosten und sonstigen bisher noch nicht berücksichtigten Ausgaben der gesetzlichen Rentenversicherung bilden, gemessen an den Beiträgen, dem Bundeszuschuß und den verschiedenen Arten von Versicherungsleistungen, einen verhältnismäßig kleinen Posten. I h r Anteil an den Gesamtausgaben der Rentenversicherungen der Arbeiter und Angestellten lag in den vergangenen zehn Jahren stets etwa zwischen 2 und 3 v H 5 8 , ist also i n keiner Weise zu vergleichen m i t den Verwaltungskostenanteilen, wie sie etwa i n der Privatversicherung üblich sind. Das hängt vor allem mit dem Zwangscharakter der Sozialversicherung zusammen, der eine kostspielige Versichertenwerbung und Versichertenbetreuung entbehrlich macht. Den Anteil der Verwaltungskosten i m engeren Sinne, der unmittelbar durch die Verwaltungstätigkeit der Versicherungsträger selbst entsteht, ist sogar noch kleiner (unter 2 v H der Gesamtausgaben), weil der Beitragseinzug und die Rentenauszahlung anderen Institutionen übertragen sind (Krankenkassen, Bundespost), die dafür besondere Vergütungen erhalten. Man könnte nun daran denken, die Verv/altungskosten i m engeren Sinne, die Kosten des Beitragseinzugs, die Kosten der Rentenauszahlung und eventuell noch diejenigen Kosten, die bei der Gewährung und ss A S S t M i t t . 1952 bis 1961.

326

Viertes K a p i t e l : Entwicklung der Modellbevölkerung

Entziehung von Renten außerhalb der Versicherungsträger entstehen (ζ. B. für ärztliche Gutachten, für Sozialgerichtsverfahren usw.) jeweils gesondert i n das Modell zu übernehmen, weil sie offenbar von ganz unterschiedlichen Bezugsgrößen abhängig sind (ζ. B. vom Versichertenbestand, vom Rentenbestand, vom Rentenzugang usw.). Ein solches Vorgehen hätte jedoch deshalb wenig Sinn, weil sich ausgerechnet für den größten Posten, nämlich die Verwaltungskosten i m engeren Sinne, keine unmittelbar einleuchtende Bezugsgröße feststellen läßt. W i r fassen deshalb vorerst einmal sämtliche Verwaltungskosten und sonstigen Ausgaben zu einer einheitlichen Größe zusammen. Verfolgt man diese Größe von 1955 bis 1960, soweit sie sich aus den amtlichen Veröffentlichungen entnehmen läßt 5 9 , so zeigt sich eine stetige, wenn auch keineswegs gleichmäßige Zunahme von Jahr zu Jahr, und zwar i n dem ganzen sechsjährigen Zeitraum zusammen auf mehr als das Doppelte. Eliminiert man daraus die während derselben Zeit eingetretene Zunahme des allgemeinen Verdienstniveaus, was deshalb sinnvoll ist, weil Verwaltungskosten zum großen Teil Dienstleistungskosten sind, so reduziert sich die „reale" Zunahme auf etwas weniger als zwei Drittel des Betrages von 1955: Betrugen i m Jahr 1955 die Verwaltungskosten und sonstigen Ausgaben noch etwa das 38000fache des damaligen Durchschnittsverdiensts aller Versicherten, so beliefen sie sich nach einem kräftigen Anstieg um 1957 von 1958 an mehrere Jahre hintereinander ziemlich genau auf das 60 000fache des jeweiligen Durchschnittsverdiensts aller Versicherten. Es erscheint deshalb sinnvoll, die Zahl 60 000 zum Ausgangspunkt für den Modellansatz zu wählen. Diese Zahl muß aber erst noch durch eine geeignete Bezugsgröße der realen Bevölkerung i m .Jahr 1958, 1959 oder 1960 dividiert und mit der entsprechenden Größe der stationären Bevölkerung multipliziert werden, wobei als „geeignete Bezugsgröße" eine solche zu gelten hat, die den an die Verwaltung gestellten Aufgaben einigermaßen proportional ist. I n Ermangelung einer einzigen derartigen Bezugsgröße wollen w i r die Verwaltungskosten i n Höhe des 60 OOOfachen eines Durchschnittsverdiensts aller Versicherten je zur Hälfte auf die Zahl der Pflichtversicherten und die Zahl der Rentenempfänger i m Durchschnitt der Jahre 1958 bis 1960 beziehen. Die sich anschließende Multiplikation m i t den entsprechenden Größen des Modells führt dann zu einer Verwaltungskostensumme i n Höhe des 91 OOOfachen eines Durchschnittsverdiensts aller Versicherten oder zu 91 000 · 0,823 » 75 000 St. Zur Begründung dieses Vorgehens läßt sich folgendes anführen. Bei den Pflichtversicherten ist der Unterschied zwischen Realität und Modell verhältnismäßig klein (etwa 30 vH), bei den Rentenempfängern 59 A S S t M i t t . 1956 bis 1961.

. D i stationäre Bevölkerung m i t konstantem Verdienstniveau

327

dagegen verhältnismäßig groß (um 70 vH). Hätten w i r allein die Pflichtversicherten als Bezugsgrundlage verwendet, so wäre mit rund 65 000 St. ein besonders niedriges Ergebnis herausgekommen. Hätten w i r uns dagegen allein auf den Rentenbestand gestützt, so hätte dies zu einer als Maximum zu betrachtenden Summe von rund 85 000 St. geführt. Jede Kombination beider Größen mußte aber ebenso wie die Einführung irgendeiner dritten sinnvollen Bezugsgröße (etwa des Rentenzugangs) zu einem dazwischen liegenden Wert führen. Nun könnte man zwar meinen, daß dem Rentenbestand bei der Rechnung ein wesentlich größeres Gewicht gebührt hätte als dem Bestand an Pflichtversicherten und daß demzufolge ein Wert näher an 85 000 St. richtiger gewesen wäre; doch bleibt zweierlei dabei zu bedenken. Erstens ist der ganz besonders große Aufwand, der bei der Bewilligung und Entziehung von Berufs- und Erwerbsunfähigkeitsrenten entsteht, viel eher der Pflichtversicherten- als der Rentnerzahl proportional. Zweitens ist zu erwarten, daß der Aufwand, der bei der Bewilligung von Renten überhaupt entsteht, unter langfristig normalen Bedingungen kleiner ist als heute, weil dann dem Nachweis früherer Versicherungszeiten und Arbeitsverdienste weit weniger Hindernisse entgegenstehen als nach zwei Weltkriegen und großen sozialen Umschichtungen. Dieses zweite Argument rührt freilich bereits an die Grenzen eines Modellansatzes für Verwaltungskosten überhaupt; denn es ist schließlich auch möglich, daß unter wirklich langfristig normalen Verhältnissen bei unverändert geltendem Sozialversicherungsrecht alle Arten von Verwaltungsarbeiten so stark rationalisiert werden können, daß selbst der als Untergrenze bezeichnete Wert von 65 000 St. noch unterschritten wird. Die Annahme einer Summe von 75 000 St. für Verwaltungskosten und sonstige Ausgaben erscheint so gesehen also doch nicht zu niedrig gegriffen. 6. Der Zuschuß des Bundes

Der Zuschuß des Bundes zu den Ausgaben der Rentenversicherungen der Arbeiter und der Angestellten ist durch die Neuregelungsgesetze für das Jahr 1957 auf zusammen 3410 M i l l . D M festgesetzt worden. Gleichzeitig wurde vorgeschrieben, daß er sich von da an jährlich entsprechend den Änderungen der allgemeinen Bemessungsgrundlage mit verändern solle. Es könnte deshalb als naheliegend erscheinen, den absoluten Betrag des Bundeszuschusses von 1957 als ein Vielfaches der allgemeinen Bemessungsgrundlage von 1957 auszudrücken und i h n i n dieser Höhe unmittelbar i n das Modell zu übernehmen. Tatsächlich mußte bei strenger Einhaltung der gesetzlichen Vorschriften ja erwartet werden, daß der Bundeszuschuß stets ein und dasselbe Vielfache der allgemeinen Bemessungsgrundlage betragen würde.

328

Viertes K a p i t e l : Entwicklung der Modellbevölkerung

Das Verfahren wäre i n dieser Form aber doch nicht gerechtfertigt; denn der Betrag von 3410 M i l l . D M für das Jahr 1957 ist letzten Endes zugeschnitten gewesen auf die finanzielle Leistungsfähigkeit des Bundes und den Aufgabenbereich der beiden großen gesetzlichen Rentenversicherungen. Ein Beweis dafür war die — unabhängig von der Veränderung der allgemeinen Bemessungsgrundlage vorgenommene — Vergrößerung des Bundeszuschusses nach der wirtschaftlichen Eingliederung des Saarlands i n das Bundesgebiet. Nach den bisherigen Vorschriften hätte der Bundeszuschuß i m Jahr 1960 4040,1 Mill. D M betragen müssen, tatsächlich ist er aber auf 4101,9 M i l l . DM, also um rund 1,5 v H höher festgesetzt worden 6 0 . Betrug er vorher i n jedem Jahr das 796 500fache der allgemeinen Bemessungsgrundlage, so stellt er sich seitdem stets auf das 808 700fache. Der Größenunterschied zwischen realer und Modellbevölkerung muß deshalb ebenfalls i n irgendeiner Form berücksichtigt werden. W i r brauchen — m i t anderen Worten — für den Bundeszuschuß des Jahres 1957 (oder auch den eines beliebigen anderen Jahres nach 1957) neben der allgemeinen Bemessungsgrundlage noch eine zweite Bezugsgröße, etwa den Umfang der Gesamtbevölkerung oder der Erwerbsbevölkerung oder der versicherten Bevölkerung oder etwas Ähnliches. Nicht angemessen wäre dagegen eine Geldgröße wie etwa die Gesamtausgaben der Versicherung; denn durch die Neuregelung sollte gerade eine Loslösung des Bundeszuschusses von der effektiven Ausgabenentwicklung herbeigeführt werden. Bezieht man den Bundeszuschuß von 1957 auf die mittlere Gesamtbevölkerung dieses Jahres, drückt diesen Quotienten i n Einheiten der allgemeinen Bemessungsgrundlage von 1957 aus 61 und multipliziert das Ergebnis schließlich mit der Gesamtbevölkerung des Modells, so erhält man einen Betrag von 1 035 000 a x , d. h. das l,035millionenfache der allgemeinen Bemessungsgrundlage i m Modell. Da bei konstantem Verdienstniveau die allgemeine Bemessungsgrundlage stets gleich dem Durchschnittsverdienst aller Versicherten und dieser stets gleich 0,823 St. ist, ergibt sich ein Bundeszuschuß i n Höhe von 1 035 000 · 0,823 St. = 850 000 St. Hätten w i r anstelle der gesamten Bevölkerung nur diejenige zwischen 15 und 64 Jahren herangezogen, dann wäre ein etwas größerer Betrag herausgekommen (877 000 St.). Hätten w i r wegen der geringeren Beteiligung der Frauen am Erwerbsleben die Bezugsgrundlage noch weiter eingeschränkt und die Frauen zwischen 15 und 64 Jahren nur zur Hälfte berücksichtigt, dann wäre der Bundes60 Gesetz zur Änderung der Bundeszuschüsse zu den Rentenversicherungen der Arbeiter u n d der Angestellten aus Anlaß der wirtschaftlichen Einglieder u n g des Saarlandes i n die Bundesrepublik sowie zur Einführung der V o r schriften über die Gemeinlast und weiterer sozialversicherungsrechtlicher Vorschriften i m Saarland v o m 28. 3.1960, BGBl. Teil I, S. 199 ff. ei § 1389 Abs. 2 RVO, §116 Abs. 2 A V G ; StJb. 1959, S.39; A r t i k e l 2 §11 ArVNG.

. D i stationäre

zuschuß sogar (827 000 St.).

kleiner

evölkerung m i t konstantem Verdienstniveau

als

ursprünglich

angenommen

329

ausgefallen

Für jede der drei Methoden lassen sich Argumente ins Feld führen und keine von ihnen kann als die allein richtige angesehen werden. Da die Unterschiede jedoch nicht allzu groß sind, bleiben w i r am einfachsten bei der Annahme, daß die Höhe des Bundeszuschusses auf sehr lange Sicht abhängt von der jeweiligen allgemeinen Bemessungsgrundlage a x und von der Größe der Gesamtbevölkerung. I m stationären Modell ohne Bevölkerungswachstum und ohne Veränderung des Verdienstniveaus leistet der Bund demnach jährlich einen Zuschuß zur Rentenversicherung der Arbeiter und Angestellten i n Höhe von 850 000 St. Dieser Zuschuß ist entsprechend der bisherigen Rechnung allerdings nur für die Arbeiter und Angestellten ohne die i m Bergbau beschäftigten bestimmt. Da w i r i m Modell aber auch die Arbeiter und Angestellten i m Bergbau so behandelt haben, als wären sie wie die übrigen i n der Rentenversicherung der Arbeiter bzw. der Angestellten versichert 62 , muß der bisher ermittelte Betrag des Bundeszuschusses noch um soviel aufgestockt werden, wie es der Zahl der i n Wirklichkeit von der knappschaftlichen Rentenversicherung erfaßten Arbeiter und Angestellten, verglichen m i t der Zahl der übrigen Arbeiter und Angestellten, entspricht. Dies waren i m Oktober 1957 etwas mehr als 4 vH. Der Bundeszuschuß des Modells ist deshalb u m rund 4 v H auf 885 000 St. zu vergrößern. 7. Die Vermögenserträge

Eine finanzielle Größe eigener A r t bilden die Vermögenserträge, vor allem die Zinsen. Sowohl i m Hinblick auf ihre Funktion i m Rahmen der Finanzierung der Versicherungsausgaben als auch i m Hinblick auf die Faktoren, die ihre jährliche Höhe bestimmen, unterscheiden sie sich grundlegend von den übrigen Ausgabe- und Einnahmepositionen, die w i r bisher behandelt haben 63 . Während Beiträge und Bundeszuschuß einzig zu dem Zweck aufgebracht werden, die Versicherungsleistungen und den damit verbundenen Verwaltungsaufwand zu finanzieren, sind die Zinseinnahmen als dritte Finanzierungsquelle eigentlich nur die Folge einer zunächst aus ganz anderen Gründen für notwendig erachteten Vermögensbildung. Die Höhe der Zinseinnahmen bestimmt sich demnach auch nicht unmittelbar nach dem gegenwärigen oder künftigen Finanzbedarf, sondern nach der Größe des jeweils vorhandenen Vermögens und nach' 5) zu rechnen. Die Folge davon ist eine zusätzliche finanzielle Erleichterung bei den Versicherungsausgaben. Die Zahl der Kinderzuschüsse und der Waisenrenten kann i n der gleichen Weise bestimmt werden wie i n der stationären Bevölkerung, nur eben diesmal unter Verwendung anderer Versichertenzahlen. Die nachträgliche Korrektur zum Ausgleich der zwischen Realität und Modell unterschiedlichen Fruchtbarkeit beträgt jetzt allerdings nur 4 v H statt 10 bis 15 v H i n der stationären Bevölkerung 6 9 . Die durchschnittliche Höhe der Kinderzuschüsse und Waisenrenten wäre die gleiche wie i n der stationären Bevölkerung, wenn nicht der Durchschnittsverdienst aller Versicherten (ohne Lehrlinge und Anlernlinge) wegen des veränderten Altersaufbaus ein anderer wäre. Groß ist der Unterschied aber nicht. Anstelle von 0,823 St. ergibt sich diesmal ein Durchschnittsverdienst von 0,819 St. Zur Bestimmung der Renten an weibliche Versicherte ist ein ähnlicher Weg nicht gangbar, weil der entsprechende Betrag i n der stationären Bevölkerung nicht anhand eines nach Alters jähren gegliederten Materials berechnet, sondern nur i n Anlehnung an das Rechnungsergebnis für das männliche Geschlecht geschätzt worden ist. W i r greifen deshalb hier einfach auf dieses Schätzergebnis für die stationäre Bevölkerung zurück, und berücksichtigen nur noch zusätzlich die Veränderung, die die Renten an männliche Versicherte insgesamt, gemessen am beitragspflichtigen Gesamtverdienst aller Versicherten, beim Übergang auf die stabile Bevölkerung erfahren, nämlich eine Verminderung u m 8,2 vH. Bei allen übrigen Ausgabenposten und beim Bundeszuschuß ist die Umrechnung auf die Verhältnisse i n der stabilen Bevölkerung wieder kaum problematisch. Hier liegen zwar nicht die Geldbeträge selbst, wohl aber die zu ihrer Berechnung verwendeten Bezugsgrundlagen in der Gliederung nach Altersjahren vor. I n einem Punkte geraten dadurch die Ergebnisse allerdings i n Konflikt mit den gesetzlichen Finanzierungsvorschriften. Nach dem Gesetz verändert sich der Bundeszuschuß nur m i t der allgemeinen Bemessungsgrundlage, bei konstantem Verdienstniveau also gar nicht. Da i m Modell aber der Bundeszuschuß auch mit der Bevölkerungszahl proportional verknüpft ist, muß er i n der stabilen Bevölkerung zwangsläufig jährlich 69 Vgl. S. 307 u n d 312 i n Verbindung m i t Anhang A , Ziffer 31.

C. Stabile Bevölkerung u n d steigendes Verdienstniveau

339

u m 2,5 v T anwachsen. Einen konstanten Bundeszuschuß auch i n der stabilen Bevölkerung anzunehmen, wäre jedoch auch sinnwidrig gewesen, weil dieser dann i m Laufe der Zeit, gemessen an den Aufgaben der Versicherung, ständig an Bedeutung verlöre. Dies mag eine zeitlang vielleicht kaum auffallen. A u f die Dauer widerspricht es aber dem Geist der Neuregelung. Die Modellkonstruktion macht hier also i m Grunde nur einen Mangel der gesetzlichen Konstruktion sichtbar. Auch i n W i r k lichkeit müßte der Bundeszuschuß bei ständig wachsender Bevölkerungszahl fortwährend entsprechend vergrößert werden, so wie es einmalig ja bei der Eingliederung des Saarlands geschehen ist. Ein ähnliches Problem t r i t t uns auch entgegen, wenn w i r die Vermögenserträge i n der stabilen Bevölkerung zu bestimmen suchen. Da die „Ausgaben zu Lasten der Versicherungsträger" (Gesamtausgaben minus Bundeszuschuß) von Jahr zu Jahr u m 2,5 v T steigen, muß, wenn eine ihnen entsprechende Rücklage stets gewährleistet sein soll, jährlich eine besondere Zuweisung zum bereits vorhandenen Vermögen erfolgen. Diesmal steht also ein Teil der Zinserträge nicht zur Finanzierung der Ausgaben zur Verfügung, sondern muß zur ständigen Anpassung der Rücklage an die wachsende Bevölkerung einbehalten werden. Es ist gerade so, als ob nur ein Zinssatz von 3,75 v H statt 4 v H erzielt würde. Die erforderlichen Versicherungsbeiträge ergeben sich schließlich als Differenz zwischen den Gesamtausgaben einerseits und dem Bundeszuschuß, den Zinsen und der notwendigen Aufstockung des Vermögens andererseits. Sämtliche i n der beschriebenen Weise berechneten Ausgabe- und Einnahmeposten gelten zunächst für das Jahr 100, ein Jahr also, i n dem die stabile Bevölkerung erheblich größer ist, als die zuvor betrachtete stationäre. Die berechneten Beträge sind deshalb durchweg ebenfalls erheblich größer und für einen Vergleich nicht unmittelbar geeignet. Die Schwierigkeit läßt sich aber i n sehr einfacher Weise beseitigen. W i r brauchen lediglich den Prozentsatz festzustellen, u m den die stabile Bevölkerung i n der Mitte des Jahres 100 die stationäre an Umfang übertrifft und dann alle absoluten Größen der stabilen Bevölkerung entsprechend zu vermindern. Da die stabile Bevölkerung i n der Mitte des Jahres 100 mit 80 226 000 Personen um 17,15 v H größer ist als die stets unveränderte stationäre, sind also alle bisher berechneten (noch nicht mitgeteilten) Geldbeträge der stabilen Bevölkerung i m Jahr 100 durch 1,1715 zu dividieren. Die so gewonnenen Ausgabe- und Einnahmeposten i n der stabilen Bevölkerung bei konstantem Verdienstniveau sind i n der Tabelle 35, Spalte 1 (S. 364), denen der stationären gegenübergestellt. Sie führen bereits zu einer merklichen Verringerung des Beitragssatzes, nämlich auf 21,69 vH. 22*

340

Viertes K a p i t e l : Entwicklung der Modellbevölkerung

I I . Die stationäre und die stabile Bevölkerung mit steigendem Verdienstniveau Es mag sonderbar erscheinen, daß i n einem Bevölkerungsmodell, das eigens zur Klärung der Zusammenhänge zwischen der langfristigen Entwicklung des Bevölkerungs- und Erwerbslebens einerseits und der der Einnahmen und Ausgaben der gesetzlichen Rentenversicherung nach neuem Recht andererseits konstruiert wurde, bis fast an das Ende der Untersuchung heran die Fiktion eines dauerhaft konstanten Verdienstniveaus aufrecht erhalten worden ist. Schließlich ist doch, so kann man mit Recht sagen, die Konzeption der dynamischen oder Produktivitätsrente überhaupt nur deswegen entwickelt worden, w e i l man eben nicht mit einem konstanten, sondern mit einem langfristig steigendem Verdienstniveau gerechnet hat. Interessanterweise liegt i n diesem scheinbaren Einwand gegen unser bisheriges Vorgehen i n W i r k lichkeit aber gerade dessen Rechtfertigung beschlossen. I m Grunde wollte man m i t der Einführung der dynamischen Rente erreichen, daß die Versicherten bei veränderlichem Verdienstniveau jederzeit so gestellt sind, wie sie es bei einem langfristig konstantem Verdienstniveau wären 7 0 . Zu diesem Zweck hat man die früher übliche Nominalrechnung zu einer Rechnung mit festen „Lohn- oder Arbeitswerten" 7 1 dadurch umgestaltet, daß man Geldgrößen prinzipiell nicht i n ihrer nominellen Höhe, sondern i n ihrem Verhältnis zum jeweiligen Lohnniveau berücksichtigt oder geregelt hat. Hätte sich dieses „dynamische Prinzip" konsequent für sämtliche Ausgabe- und Einnahmeposten realisieren lassen, und hätte man dies tatsächlich auch gewollt und durchgesetzt, so wäre es für die Relationen zwischen den einzelnen Posten i n ein und demselben Jahr überhaupt völlig belanglos, welche Entwicklung das (dann gewissermaßen eliminierte) Verdienstniveau i m Zeitablauf nimmt. Beiträge, Renten, Ausgaben für gesundheitsfördernde Maßnahmen usw. würden dann bei steigendem Verdienstniveau zwar immer höhere DM-Beträge erreichen, ihr gegenseitiges Verhältnis bliebe aber stets das gleiche wie bei konstantem Verdienstniveau. A u f unsere Modelluntersuchung angewandt bedeutet dies: Wenn tatsächlich alle Ausgaben und Einnahmen der Versicherung „ v o l l dynamisch" wären, dann würden sie i n der stationären wie i n der stabilen Bevölkerung nominell zwar immer genau der allgemeinen Verdienstentwicklung folgen, gemessen i n Einheiten des jeweiligen 70 Vgl. Begründung zum E n t w u r f des Rentenversicherungsgesetzes (RtVG), Bundestagsdrucksacbe Nr. 2437, 2. Wahlperiode, S. 59 f. 71 Vgl. Jantz-Zweng, a. a. O., S. 4 if.

C. Stabile Bevölkerung u n d steigendes Verdienstniveau

341

Standardverdiensts blieben sie aber allezeit unverändert. Unter dieser Voraussetzung behielten also sämtliche bisher nur für den Fall eines konstanten Verdienstniveaus errechneten Ergebnisse auch bei jeder beliebigen Annahme über die zeitliche Entwicklung des Verdienstniveaus ihre volle Gültigkeit. Keine einzige Zahl brauchte auch nur i m geringsten abgeändert zu werden. I n Wirklichkeit ist das „dynamische Prinzip" durch die Reformgesetzgebung aber nur i n seinen Grundzügen, nicht bis zur letzten Konsequenz, realisiert worden. Es bleibt deshalb jetzt noch zu klären, inwieweit sich unsere bisherigen Ergebnisse bei variablem Verdienstniveau dadurch ändern, daß der eine oder andere Posten unserer Berechnungen und Schätzungen eben nicht allein vom jeweiligen Verdienstniveau bzw. Standardverdienst abhängt, sondern daß auch die vorausgehende Verdienstentwicklung m i t von Einfiuß ist. W i r wollen dies zunächst nur für den Fall der stationären Bevölkerung tun. Die Überlegungen lassen sich dann aber unmittelbar auch auf den Fall der stabilen Bevölkerung übertragen. A m einfachsten ist die gestellte Frage zu beantworten für die beitragspflichtigen Arbeitsverdienste, die vor allem die Grundlage für die Berechnung des Beitragsaufkommens bilden. Da w i r von Anfang an die Verdienststruktur als unabhängig vom Verdienstniveau angesehen und alle Verdienstgrößen i n Einheiten des jeweiligen Standardverdiensts ausgedrückt haben, bleiben alle bisher berechneten Zahlenwerte der aktuellen Arbeitsverdienste auch bei veränderlichem Verdienstniveau jederzeit erhalten. Der beitragspflichtige Gesamtverdienst aller männlichen Versicherten beträgt weiterhin jährlich 13 008 000 St., der der männlichen Lehrlinge und Anlernlinge 206 900 St., der der weiblichen Versicherten 3 301 000 St. usw., und der Durchschnittsverdienst aller Versicherten (ohne Lehrlinge und Anlernlinge) behält den Wert c = 0,823 St. Ebenso gibt es auch keinerlei Änderungen bei den Ausgaben für gesundheitsfördernde

Maßnahmen

(140 000 St.) u n d b e i d e n V e r w a l t u n g s -

kosten (75 000 St.), weil auch diese nur vom jeweiligen, nicht aber von irgendeinem früheren Verdienstniveau abhängen. Wie steht es nun aber beim größten aller Ausgabenposten, bei den Renten? Diese Frage wollen w i r zunächst einmal für den Fall untersuchen, daß alle laufenden Renten jährlich i n vollem Umfang an Veränderungen der allgemeinen Bemessungsgrundlage angepaßt werden. Dann stellt sich der Jahresbetrag jeder einzelnen Rente (ohne Kinderzuschuß) nicht nur i m Jahr der Bewilligung, sondern auch i n jedem weiteren Jahr des Rentenbezugs auf ν · k · f · a x DM, wobei χ das jewei-

Viertes K a p i t e l : Entwicklung der Modellbevölkerung

lige Rentenbezugs jähr bezeichnet 72 . Ausgedrückt i n Einheiten des jeweiligen Standardverdiensts (sx) ergibt sich: Einzelrente =

ν · k · f · ax St. s

x

oder auch, da s x = § x /c, Einzelrente = =

ax vk-f·—= e

x

c St.

aY ν · kg · f · — S t . e

Die Versicherungszeit ν und der Rentenfaktor f bleiben von Bewegungen des Verdienstniveaus selbstverständlich unberührt. I n die Berechnung des durchschnittlichen Verdienstkoeffizienten k s gehen zwar alle früheren Arbeitsverdienste des betreifenden Versicherten ein; da sie aber vor der Durchschnittsbildung alle erst i n Einheiten des jeweiligen Standardverdiensts ausgedrückt werden, ist das Ergebnis ebenfalls unabhängig von der allgemeinen Verdienstentwicklung. Hier ist von vornherein eben nicht mit nominellen, d. h. i n D M ausgedrückten und damit geldwertabhängigen Beträgen gerechnet, sondern sozusagen mit „festen Lohnwerten" 7 3 . Das dynamische Prinzip ist also bis hierher noch i n vollem Umfang realisiert. Zeitliche Veränderungen des Verdienstniveaus können sich damit nur noch über den Faktor a x /§ x , d. h. über das Verhältnis zwischen allgemeiner Bemessungsgrundlage und Durchschnittsverdienst aller Versicherten i m Jahr des Rentenbezugs, auf die Höhe der Renten auswirken. Bevor w i r auf die Abhängigkeit dieser Größe von der allgemeinen Verdienstentwicklung i m einzelnen eingehen, läßt sich folgendes feststellen. Bei konstantem Verdienstniveau, wie w i r es bisher stets unterstellt hatten, ist a x = ë x und damit a x / ë x = 1. I n diesem Fall gibt also das Produkt ν · k s * f — m i t 100 multipliziert — an, wieviel Prozent eines Standardverdiensts der betreifende Rentner i m Jahr χ als Rente zu beanspruchen hat. Bei 40jähriger Versicherungszeit (v = 40) und durchweg mittleren Arbeitsverdiensten (k = 1; k s = 0,823) beträgt seine Altersrente (f = 0,015) ζ. B. 40 · 1 · 0,015 = 60 v H des Durchschnittsverdiensts aller Versicherten oder 40 · 0,823 · 0,015 ~ 50 v H eines Standardverdiensts. Wenn jetzt aber bei variablem Verdienstniveau die Größe 72 Siehe hierzu u n d zu den folgenden Formeln 1. Kapitel, Β I I I 2 b aa und 4. Kapitel, Β I I I 2 a. 73 Nach dem Gesetz ist die allgemeine Bezugsgröße zwar der jeweilige Durchschnittsverdienst aller Versicherten, i n unserem Modell hingegen der jeweilige Standard verdienst; der Unterschied spielt aber hier keine Rolle, w e i l beide Verdienstgrößen i m Modell stets i n einem konstanten Verhältnis zueinander stehen.

C. Stabile Bevölkerung u n d steigendes Verdienstniveau

343

a x / ë x einen anderen Wert als 1 annimmt, dann w i r d genau i n diesem Verhältnis der ursprüngliche „Rentenprozentsatz" herauf- oder herabgesetzt. Da weiterhin a x / ë x einheitlich für alle Renten gilt, die i m selben Jahr zur Auszahlung kommen, ändert sich i n genau der gleichen Weise auch die Summe aller Rentenausgaben. W i r brauchen jetzt also nur noch festzustellen, wie sich die Größe a x / ë x bei alternativen Annahmen über die Verdienstentwicklung, verglichen m i t dem Fall eines konstanten Verdienstniveaus, jeweils ändert. Die allgemeine Bemessungsgrundlage a x ist definiert als das M i t t e l aus den drei Durchschnittsverdiensten der Jahre χ—4, χ—3 und χ—2. Folglich ist ax e

=

( ë x - 4 + ë x _ 3 + ë x _ 2 ) :3

x

Bei konstantem Verdienstniveau ist also, wie gesagt, a x = ë x und a x / e x = 1. Für diesen Fall gelten alle bisher berechneten Rentenbetragssummen. W i r d nun angenommen, daß das Verdienstniveau von Jahr zu Jahr steigt, so bleibt die allgemeine Bemessungsgrundlage hinter dem aktuellen Durchschnittsverdienst zurück, a x /ë x w i r d kleiner als 1, und die Summe aller Rentenausgaben (gemessen i n Einheiten des aktuellen Standardverdiensts) vermindert sich entsprechend. Steigt das Verdienstniveau ζ. B. — wie w i r für die weitere Rechnung unterstellen wollen — jährlich u m 5 vH, so ist ax e

x

_ (1,05-4-ê x + 1,05-3. ë x + 1,05-2· ë x ) :3 e

x

-(w+w+wl·8-0*84" Die i n Einheiten des jeweiligen Standardverdiensts gemessene Summe aller Rentenausgaben fällt dann also (ebenso wie auch jede einzelne Rente) um 13,55 v H kleiner aus, als w i r sie bisher unter der Annahme eines konstanten Verdienstniveaus berechnet hatten. Die Rentenausgaben i n der stationären Bevölkerung mindern sich damit von 4361 St. auf 3771 St. 74 . Hätten w i r eine jährliche Zuwachsrate des Verdienstniveaus von 8 statt 5 v H gewählt, so wäre a x /ë x ^ 0,80, und die Rentenausgabensumme hätte sich sogar u m 20 v H auf weniger als 3500 St. verringert. 74 I n diesen Summen sind auch die Kinderzuschüsse, die Witwenrentenabfindungen u n d die Beitragserstattungen m i t enthalten. F ü r die beiden erstgenannten Posten gilt i m Prinzip das gleiche w i e für die Renten ohne K i n d e r zuschüsse. Beitragserstattungen richten sich zwar allein nach der nominellen Höhe der gezahlten Beiträge; da aber die Beitragszeit i n diesen Fällen normalerweise etwa 1 bis 5 Jahre zurückliegt, vermindert sich der i n Einheiten des jeweiligen Standardverdiensts anzusetzende Betrag bei steigendem V e r dienstniveau etwa i n gleicher Weise w i e die Rentensumme.

344

Viertes K a p i t e l : Entwicklung der Modellbevölkerung

Dieses Ergebnis mag überraschen. Doch ist die Erklärung dafür nichtsdestoweniger plausibel: Weil die Renten nicht unmittelbar, sondern mit einer zeitlichen Verzögerung der allgemeinen Verdienstentwicklung folgen, ist die finanzielle Lage der Versicherung umso günstiger, je kräftiger die Verdienste, nach denen sich die Beiträge bemessen, i n der Zwischenzeit ansteigen. Hier ist eben die Dynamik nicht i n voller Strenge, sondern nur etwas abgeschwächt realisiert worden. Wäre der Gesetzgeber gewillt und i n der Lage gewesen, das Prinzip der dynamischen Rente auch i n diesem Punkt voll zu verwirklichen, dann hätte er eine Identität von allgemeiner Bemessungsgrundlage und Durchschnittsverdienst aller Versicherten auch und gerade bei veränderlichem Verdienstniveau herbeiführen müssen. Eine solche Regelung war allerdings schon aus technischen Gründen unmöglich, weil am Anfang eines beliebigen Jahres χ bestenfalls der Durchschnittsverdienst aller Versicherten aus dem Jahre x—2 bekannt ist. Wollte man zudem zufällige Schwankungen i n der Verdienstentwicklung wenigstens etwas ausgleichen, so blieb nur übrig, das M i t t e l aus den Durchschnittsverdiensten der Jahre x—4, x—3 und x—2 zur allgemeinen Bemessungsgrundlage zu erklären. Immerhin ist damit erreicht, daß die Höhe der Einzelrenten und der Rentenausgabensumme (gemessen i n Einheiten des jeweiligen Standardverdiensts) nur von der Verdienstentwicklung einiger weniger Jahre und nicht von der eines ganzen Versicherungslebens abhängt. Wie sich bei der getroffenen Regelung kurz- oder langfristige Schwankungen i n der Verdienstentwicklung, vor allem wechselnd starke Zuwachsraten des Verdienstniveaus, auf Renten und Rentensummen auswirken, läßt sich anhand der obenstehenden allgemeinen Formel für a x /ë x fast ebenso einfach ermitteln wie die Auswirkung einer konstanten jährlichen Zuwachsrate. Man braucht dazu nur eine beliebige Folge von Jahresdurchschnittsverdiensten (oder Zuwachsraten) vorzugeben und dann für jedes Jahr (außer den ersten vier) das Verhältnis a x /ë x auszurechnen. Man sieht dann deutlich: Jede Beschleunigung der jährlichen Verdienststeigerung läßt die Rentenausgaben (gemessen i n Einheiten des jeweiligen Standardverdiensts) sinken, jede Verlangsamung läßt sie steigen. Solange aber das Verdienstniveau überhaupt steigt, bleiben sie stets unterhalb der Summe, die w i r unter der Voraussetzung eines konstanten Verdienstniveaus errechnet hatten. Dies alles gilt zunächst für den Fall, daß die Renten stets unverzögert und i n vollem Umfang an Veränderungen der allgemeinen Bemessungsgrundlage angepaßt werden. Erfolgt die Anpassung zwar ebenfalls in vollem Umfang, jedoch m i t einer weiteren einjährigen Verzögerung, also gerade so, wie sie seit der Rentenreform tatsächlich gehandhabt wird, so nehmen nur die jeweils neu bewilligten Renten genau den

C. Stabile Bevölkerung u n d steigendes Verdienstniveau

345

Wert ν · k s ' f ' (a x /ë x ) St. an. Alle übrigen bleiben dagegen nochmals um ein Jahr hinter der allgemeinen Verdienstentwicklung zurück. Es gilt dann Einzelrente = ν · k · f • a x _ j D M =

e

= ν ·k ·f ·

s

St.

=

x

St. x

A n die Stelle des Faktors a x / ë x t r i t t jetzt also die Größe a x _ i / ë x , die bei steigendem Verdienstniveau nochmals etwas kleiner ist. Steigt ζ. B. das Verdienstniveau jährlich u m 5 vH, so ist ax_i = — e

x

1,05-ia x i = 0,8234. e

x

Verglichen m i t der Situation bei konstantem Verdienstniveau fallen die Rentenausgaben jetzt also u m 17,66 v H kleiner aus. Bei einer jährlichen Zuwachsrate von 8 statt 5 v H wären es übrigens sogar 26 vH. I n ähnlicherWeise wie die Rentenausgaben ist auch der Bundeszuschuß mit der allgemeinen Verdienstentwicklung verknüpft. Er beträgt stets ein bestimmtes Vielfaches der allgemeinen Bemessungsgrundlage a x . Diese ist bei konstantem Verdienstniveau identisch mit dem Durchschnittsverdienst aller Versicherten ë x und dieser wiederum steht i n der stationären Bevölkerung stets i n einem festen Verhältnis c zum jeweiligen Standardverdienst. Deshalb konnte der Bundeszuschuß bei der bisherigen Rechnung einfach als ein konstantes Vielfaches des Standardverdiensts angesetzt werden. Weicht nun aber bei variablem Verdienstniveau die allgemeine Bemessungsgrundlage a x vom Durchschnittsverdienst ë x ab, so ändert sich auch der Bundeszuschuß, i n Einheiten des jeweiligen Standardverdiensts gemessen, genau i n diesem Verhältnis. Bei einer jährlichen Verdienststeigerung von 5 v H fällt er also — wie die Rentenausgaben bei vollständiger und unverzögerter Anpassung — um 13,55 v H niedriger aus als bei konstantem Verdienstniveau. Er beträgt dann 0,8645 · 885 000 St. = 765 000 St. Bei jeder anderen Verdienstentwicklung steigt oder sinkt er immer genau i n derselben Weise wie die Rentenausgaben bei vollständiger und unverzögerter Anpassung. Damit vermindert sich also bei steigendem Verdienstniveau nicht nur der größte Posten unter den Ausgaben der Versicherung, sondern auch ein wesentlicher Teil ihrer Einnahmen. Etwas, aber nicht grundsätzlich anders liegen die Dinge bei den Ausgaben für die Krankenversicherung der Rentner. Diese folgen wegen ihrer Bindung an den jeweils vorjährigen durchschnittlichen „Grundlohn" der allgemeinen Verdienstentwicklung stets mit einjähriger Ver-

346

Viertes K a p i t e l : Entwicklung der Modellbevölkerung

zögerung. Die für den Fall eines konstanten Verdienstniveaus ermittelten Beträge gehen deshalb bei jährlich um 5 v H steigendem Verdienstniveau auf den (l,05 _ 1 )ten Teil oder auf 0,9524 ihres ursprünglichen Wertes und damit von 360 000 St. auf 343 000 St. zurück. Ein besonders bemerkenswertes Problem tut sich diesmal auf i m Zusammenhang m i t der Feststellung der Vermögenserträge. Gehen w i r wieder davon aus, daß am Ende eines jeden Jahres eine Rücklage i n Höhe der Jahresaufwendungen zu Lasten der Versicherungsträger vorhanden sein muß, so ist zunächst folgende Rechnung aufzumachen. Die i n der soeben beschriebenen Weise berechneten Ausgaben der Versicherung erreichen bei voller und unverzüglicher Anpassung der Bestandsrenten an Veränderungen der allgemeinen Bemessungsgrundlage zusammen einen Betrag von 4 329 000 St. Setzt man davon den Zuschuß des Bundes i n Höhe von 765 000 St. ab, so bleiben 3 564 000 St. übrig, die die Versicherungsträger aufzubringen haben. Ebenso hoch muß also an jedem Jahresende die Rücklage sein. Das aber läuft darauf hinaus, daß diese Rücklage bei einer jährlichen Verdienststeigerung von 5 vH, nominell gesehen, i n jedem Jahr u m 5 v H aufgestockt werden muß. War nämlich am Anfang des Jahres noch das 3 564 OOOfache des vorjährigen Standardverdiensts als Rücklage ausreichend, so ist am Ende ein ebensogroßes Vielfaches des diesjährigen Standardverdiensts notwendig, und das ist nominell ein u m 5 v H größerer Betrag. Ausgedrückt i n Einheiten des diesjährigen, aktuellen Standardverdiensts muß die Rücklage also i m Laufe des Jahres von

3

St

' = 3 394 000 St. um

170 000 St. auf 3 564 000 St. vergrößert werden. Gleichzeitig fallen aber nur Zinsen i n Höhe von 0,04 · 3_gg4 000 + 3 564,000 =

1 3 g 0 0 0 s t

a n

Zinserträge reichen diesmal also noch nicht einmal dazu aus, das Vermögen auf der geforderten Höhe zu erhalten, geschweige denn stehen sie zur Finanzierung laufender Ausgaben mit zur Verfügung. I m Gegenteil, i n dem Maße wie die jährliche Rate der Verdienststeigerung den erzielbaren Zinssatz übertrifft, müssen Teile der Versicherungsbeiträge dafür aufgewendet werden, u m die vorhandene, gesetzlich vorgeschriebene Kapitalreserve i n ihrer Funktionsfähigkeit auch nur auf gleichem Stand zu halten. Dadurch w i r d also die bei steigendem Verdienstniveau sich ergebende Verminderung der Ausgaben, besonders der Rentenausgaben (gemessen i n Einheiten des jeweiligen Standardverdiensts) ein zweites M a l i n ihrer Wirkung abgeschwächt, und diesmal noch wesentlich stärker als durch die entsprechende Schrumpfung des Bundeszuschusses. So ergibt sich schließlich die folgende Berechnung des erforderlichen Beitragsaufkommens bei voller und unverzögerter Rentenanpassung:

D i e

C. Stabile Bevölkerung u n d steigendes Verdienstniveau Gesamtausgaben + Erhöhung der Rücklage Aufzubringender Betrag — Zuschuß des Bundes — Vermögenserträge Beitragsaufkommen

+ -

347

4 329 000 St. 170 000 St. 4 499 000 St. 765 000 St. 139 000 St. 3 595 000 St.

Diesem Betrag steht ein beitragspflichtiger Gesamtverdienst von unverändert 16 309 000 St. gegenüber, so daß diesmal ein Beitragssatz von 22,04 v H notwendig und ausreichend ist. Erfolgt die Anpassung der Bestandsrenten, wie heute üblich, mit einjähriger Verzögerung, so ermäßigen sich die obenstehenden Beträge so, daß ein Beitragssatz von 20,94 v H genügt. I n genau der gleichen Weise kann man auch die Veränderugen berechnen, die unsere bisherigen Ergebnisse für die stabile Bevölkerung erfahren, wenn man auch da das Verdienstniveau jährlich um 5 v H oder auch i n beliebiger anderer Weise zunehmen läßt. Neue Probleme ergeben sich dabei jedenfalls nicht. Das Zusammentreffen beider Arten von finanziellen Entlastungen, nämlich derjenigen durch ein Bevölkerungswachstum von jährlich 2,5 v T und derjenigen durch Verdienststeigerungen von jährlich 5 v H führt zu dem Ergebnis, daß sich der erforderliche Beitragssatz von ursprünglich 23,85 v H auf 19,98 v H bei unverzögerter und auf 18,97 v H bei einjährig verzögerter Anpassung der Bestandsrenten ermäßigt. Welche Größe die Ausgabe- und Einnahmeposten i m einzelnen bei den verschiedenen Modellvarianten annehmen, ist aus der Tabelle 35 (S. 364) zu ersehen, auf die jedoch erst bei der Zusammenfassung der Ergebnisse eingegangen werden soll.

Zusammenfassende Darstellung und Würdigung der Ergebnisse 1. Rückblick auf Ziel, Leitgedanken und Methode der Untersuchung

Damit sind w i r am Ende eines über sehr viele Einzeletappen führenden, mühevollen, aber vielleicht doch auch lohnenden Weges angelangt. Bevor nun noch der Versuch unternommen wird, die wesentlichen Ergebnisse der Arbeit i m Zusammenhang darzustellen und ihren Erkenntniswert zu würdigen, erscheint ein kurzer Rückblick auf das Ziel, die Leitgedanken und die Methode der Untersuchung angezeigt. Denn nur wenn man den Ausgangspunkt und den eingeschlagenen Weg stets i m Auge behält, w i r d verstehbar, was die Ergebnisse bedeuten, welche Schlüsse sie zulassen und m i t welchen Einschränkungen und Vorbehalten sie hinzunehmen sind. Es wäre jedenfalls eine völlige Verkennung der Absicht, die mit der vorliegenden Arbeit verfolgt wurde, wollte man nur die Ergebnisse, die i n den wenigen noch folgenden Zahlenübersichten zusammengestellt sind, als das alleinige Ziel aller bisherigen Bemühungen ansehen, die man nun losgelöst von allem Vorausgegangenen für sich allein analysieren könnte. Vielmehr kam es wie bei jeder umfassenden Modellanalyse auch hier darauf an, die Vielfalt der i n Wirklichkeit stets ineinanderfließenden Erscheinungen systematisch zu durchdenken und i n ihrem (auf „reine Linien" zurückgeführten) Zusammenwirken überschaubar zu machen. Wenn dem so ist, müssen aber Ziel, Weg und Ergebnis als eine organische Einheit aufgefaßt werden. Das Ziel der Untersuchung war es, die Zusammenhänge sichtbar zu machen, die zwischen den Einnahmen und Ausgaben der gesetzlichen Rentenversicherung auf der einen und den sie i m wesentlichen bestimmenden demographischen, ökonomischen und sozialen Faktoren auf der anderen Seite bestehen, und zwar unter der Annahme langfristig gleichbleibender „normaler" Lebens- und Wirtschaftsverhältnisse und einer zeitlich unbegrenzten Geltungsdauer des neuen Versicherungsrechts. Als Untersuchungsmethode kam für diesen Zweck nur die Konstruktion eines umfassenden und tiefgegliederten Bevölkerungsmodells i n Betracht, das den folgenden beiden Anforderungen i n möglichst hohem Maße genügen mußte. Es mußte erstens — dies war sozusagen die formale Bedingung — alle Lebensvorgänge und Lebensdaten

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse

349

der einzelnen Personen der Modellbevölkerung enthalten, die nach dem neuen Versicherungsrecht für die Einnahmen und Ausgaben der gesetzlichen Rentenversicherung von Bedeutung sind, außer Geburt und Tod also vor allem A r t und Dauer der Ausbildung, A r t und Dauer der Erwerbstätigkeit, Zeiten einer länger dauernden Arbeitslosigkeit oder Krankheit, Eintritt und ggf. Behebung einer Berufs- oder Erwerbsunfähigkeit, daneben aber auch Eheschließung und Ehelösung und nicht zuletzt die während der einzelnen Jahre einer versicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit erzielten Arbeitsverdienste. Zweitens mußte das entwickelte Modell — dies war die hinzukommende materielle Bedingung — alle diese Lebensvorgänge und Lebensdaten möglichst realistisch, aber doch von allen einmaligen, historisch bedingten oder zufälligen Einflüssen befreit enthalten, nämlich gerade so, wie man sie i n der Bundesrepublik u m die Zeit der Rentenreform als normal ansehen konnte, wenn man sich bemühte, von den Nachwirkungen des Krieges, den großen Wanderungsbewegungen, allen tiefgreifenden sozialen Umschichtungen u. dgl. einmal völlig abzusehen. Beiden Anforderungen gleichzeitig gerecht zu werden, mochte von Anfang an als eine kaum lösbare Aufgabe erscheinen oder ließ doch zumindest sehr erhebliche Schwierigkeiten erwarten. Das Kernproblem war dabei der unabweisbare Zwang, für alle relevanten Vorgänge statistische Relationen (ζ. B. Sterbewahrscheinlichkeiten, Invalidisierungswahrscheinlichkeiten, Verdienstrelationen usw.) aufzufinden, i n denen sich möglichst normale, weitgehend beständige, i m Wesen der Sache begründete Abhängigkeiten zwischen den verschiedenen auftretenden absoluten Größen manifestierten. Dieses Problem, das übrigens keineswegs auf den vorliegenden Untersuchungsgegenstand beschränkt ist, hat seine tieferen Ursachen darin, daß sich komplexe soziale und ökonomische Zusammenhänge zwar allemal nur m i t Hilfe formaler Schemata, die w i r Modelle nennen, quantitativ überschaubar machen und schließlich verallgemeinern lassen, daß aber das reale Geschehen selbst sich nicht i m Sinne solcher Schemata vollzieht noch auch nur für ein zufallsentstelltes Abbild eines solchen Schemas gehalten werden darf. I n Wirklichkeit gibt es über die Zeit hinweg weder „funktionale" noch „rein stochastische" Entwicklungen, weder „strukturelle Konstanten" noch „Parameter", weder konstante noch funktional sich verändernde „Wahrscheinlichkeiten" 75 , sondern es gibt bestenfalls mehr oder weniger beständige, sachlich begründete Größenbeziehungen, die sich i m Lauf der Zeit aber doch meist allmählich und nicht ohne weiteres vorhersehbar verändern. Behandelt man diese Größenbeziehungen i n einem Modell als Konstante 75 I m Sinne von Sterbewahrscheinlichkeiten, lichkeiten usw.

Invalidisierungswahrschein-

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse

oder als Wahrscheinlichkeiten — und es gibt praktisch keinen anderen Weg als dies zu t u n — so ist offensichtlich der Aussagewert dieses Modells davon abhängig, inwieweit es gelingt, wenigstens einigermaßen beständige oder zumindest beständig vorstellbare statistische Relationen für die vielerlei relevanten Einzelvorgänge zu finden. Da nun die Beständigkeit statistischer Relationen entweder von der Beständigkeit der Natur oder von der Beständigkeit allgemeiner Werte herrührt, die das menschliche individuelle oder kollektive Verhalten i n eine bestimmte Richtung leiten, erfordert jeder einzelne Modellansatz eine eigene empirisch-statistische Untersuchung, bei der die jeweiligen Sachfragen mindestens ebenso stark i m Vordergrund stehen müssen wie die vom statistischen Material und von den formalen Modellerfordernissen herrührenden Methodenfragen. Betrachtet man die Dinge i n dieser Weise, dann werden freilich nicht nur die Schwierigkeiten sichtbar, die der vorliegenden empirischen und zugleich theoretischen Untersuchung von Anfang an entgegenstanden, sondern auch die erheblichen Vorbehalte und Einwendungen, die die Ergebnisse i n ihrem Aussagewert entsprechend beeinträchtigen. Jeder Versuch, eine der vielen notwendigen Modellannahmen empirisch zu gewinnen, mußte zwangsläufig m i t einem Kompromiß enden. Immer wieder waren Abstriche von den ursprünglichen theoretischen Forderungen notwendig, immer wieder mußte auf Behelfslösungen irgendwelcher A r t zurückgegriffen werden. Das eine Mal fehlte es an einer hinreichenden Beständigkeit der realen Gegebenheiten, ein andermal an verläßlichen statistischen Unterlagen, ein drittes M a l an einer noch fehlenden Einsicht i n sich neu anbahnende oder bei einer stark veränderten Bevölkerungsstruktur, wie sie das Modell zwangsläufig aufweisen mußte, zu erwartende Entwicklungen. Die vorliegende Arbeit kann keineswegs Anspruch darauf erheben, i n allem die jeweils beste Lösung zu enthalten, allein schon deshalb nicht, weil es i n diesen Dingen häufig „beste Lösungen" i m materiellen Sinne gar nicht gibt. Die Ergebnisse einer Modellanalyse werden aber nicht dadurch etwa exakter und aussagefähiger, daß man den i n der Sache selbst liegenden Problemen aus dem Weg geht, sondern erlangen i m Gegenteil erst Überzeugungskraft, wenn man all diese Probleme kennt, ihnen gerecht zu werden sucht und am Ende die — meist recht engen — Grenzen abzustecken weiß, die ihrem Erkenntniswert unvermeidbar gesetzt sind. Nicht immer ist vielleicht i m Verlauf der Arbeit m i t hinreichender Deutlichkeit auf alle diese Einschränkungen hingewiesen worden und es ist auch nicht möglich, sie bei der Beurteilung der Ergebnisse jetzt noch einmal einzeln aufzuführen. Sie ergaben sich aber zumindest i n Umrissen stets ganz von selbst aus der jeweiligen Sachdiskussion. Genau i n dem Maße, i n dem es deshalb gelingt, die

Zusammenfassende Darstellung u n d W ü r d i g u n g der Ergebnisse

351

sachliche — theoretische und reale — Bedeutung der einzelnen Modellansätze und ihrer rechnerischen Verknüpfung und damit zugleich die unvermeidlichen sachlich oder methodisch bedingten Unzulänglichkeiten verstehend zu erfassen, gerade so weit reicht auch der Erkenntnisund Aussagewert der daraus abgeleiteten Ergebnisse. Dieses vor Augen sollen nun noch einmal i m Zusammenhang die Modellergebnisse i n ihren wesentlichen Zügen und unter Verzicht auf alle Details dargestellt und gewürdigt werden. Wie gesagt, wäre es aber eine völlige Verkennung des Anliegens dieser Arbeit, wollte man ihr alleiniges Ziel i n den noch folgenden Zahlenübersichten, losgelöst von allem Bisherigen, sehen. Ziel, Weg und Ergebnis sind vielmehr als eine Einheit zu begreifen.

2. Zusammenfassende Darstellung der Ergebnisse für die stationäre Bevölkerung mit konstantem Verdienstniveau als der Grundform des Modells

I n einer stationären Bevölkerung m i t konstantem Verdienstniveau wären unter den Modellbedingungen 24 v H aller beitragspflichtigen Arbeitsverdienste von Männern und Frauen neben Bundeszuschuß und Vermögenserträgen notwendig, u m i n jedem Jahr die Ausgaben für sämtliche Versicherungsleistungen und für die Verwaltung finanzieren zu können. Das ist das Ergebnis für die Grundform des Modells sozusagen i n höchster Konzentration. Alle Annahmen, Schätzungen, Berechnungen und Teilergebnisse sind hier i n einer einzigen Zahl vereinigt, die schlaglichtartig die finanzielle Situation der Versicherung unter den Modellbedingungen beleuchtet. Sie ist der Schlußstein der gesamten Rechnung und zugleich der Ausgangspunkt für die Analyse ihrer Ergebnisse. Aber sie ist auch nicht mehr als dies und birgt die ganze Vielfalt der angestrebten Ergebnisse m i t all ihrer Problematik noch verschlossen i n sich. Einen entscheidenden Schritt weiter führt bereits die Auflösung des „erforderlichen Beitragssatzes" i n seine wesentlichen Bestimmungsgrößen, wie sie i n der Tabelle 32 vorgenommen ist. Diese Tabelle gibt den ersten zusammenfassenden Überblick über die Ausgaben und Einnahmen der Rentenversicherung und die beitragspflichtigen Arbeitsverdienste i m Modell für die stationäre Bevölkerung mit konstantem Verdienstniveau 76 . Hier w i r d nun zum ersten M a l ganz 76 Die absoluten Beträge i n dieser Tabelle sind alle i n lOOOfachen Werten eines Standardverdiensts angegeben (Standardverdienst = durchschnittlicher beitragspflichtiger Jahresarbeitsverdienst 40- bis 44jähriger Männer bei u n unterbrochener Beschäftigung). Sie sind deshalb unabhängig davon, wie hoch man den (konstant angenommenen) Standardverdienst selbst, ausgedrückt i n D M , veranschlagt. W i l l man sich dennoch eine ungefähre Größenvorstel-

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse Tabelle 32 Die Ausgaben und Einnahmen der gesetzlichen Rentenversicherung und die beitragspflichtigen Arbeitsverdienste in der stationären Bevölkerung mit konstantem Verdienstniveau Ausgaben-, Einnahmen- oder Verdienstgröße

Betrag i n 1000 St.

vHa)

vHb)

0

1

2

3

Renten an männliche Versicherte Beitragserstattungen an männl. Vers Witwenrenten u n d Witwenrentenabfind. c ) Waisenrenten an K i n d e r verst. m. Vers. . . . — Rentenbetragsminderungen durch Kürzungs- und Ruhens Vorschriften . . . . Renten u n d Beitragserst. an weibliche Versicherte u. Renten an Hinterblieb. von weiblichen Versicherten Ausgaben f. d. Krankenvers. d. Rentner . . Ausgaben f. gesundheitsförd. Maßnahmen Verwaltungskosten

2 536 4 1 191 54

51 0 24

16 0 7 0

606 360 140 75

12 7 3 2

4 2 1 0

Ausgaben zusammen

4 936

100

30

Zuschuß des Bundes Vermögenserträge Beiträge

885 162 3 889

18 3 79

5 1 24

Einnahmen zusammen

4 936

100

30

Beitragspflichtige Arbeitsverdienste der männlichen Versicherten der weiblichen Versicherten aller Versicherten

-30

1 - 1

- 0

13 008 3 301

80 20

16 309

100

a) Gesamtausgaben bzw. Gesamteinnahmen = 100. b) Beitragspflichtige Arbeitsverdienste aller Versicherten = 100. c) einschließlich Renten an frühere Ehefrauen von Versicherten.

deutlich, welche außerordentliche finanzielle Bedeutung u n t e r den M o d e l l b e d i n g u n g e n d i e j e n i g e n b e i d e n V e r s i c h e r u n g s l e i s t u n g e n haben, a u f d e r e n m ö g l i c h s t zuverlässige B e s t i m m u n g fast d e r ganze e m p i r i s c h statistische T e i l der U n t e r s u c h u n g abgestellt w a r : Ü b e r d i e H ä l f t e der Gesamtausgaben, n ä m l i c h 2,5 M i l l . St., e n t f a l l e n a l l e i n a u f B e r u f s - , Erwerbsunfähigkeits- u n d Altersrenten an männliche Versicherte u n d lung der angegebenen Beträge auch i n D M verschaffen, so braucht m a n sie n u r beispielsweise m i t 6, m i t 7 oder m i t 9 zu vervielfältigen u n d erhält so die Beträge i n M i l l . D M bei einem Standardverdienst etwa i n der Größe desjenigen von 1957, 1960 oder 1963. Dabei ist allerdings zu berücksichtigen, daß die stationäre Bevölkerung etwa u m ein Fünftel größer ist als die reale (einschl. Saarland u n d Berlin) i m Jahre 1960.

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse

353

fast ein weiteres Viertel, nämlich rund 1,2 Mill. St., auf Renten an Witwen von verstorbenen Versicherten (einschließlich der Witwenrentenabfindungen). Selbst die Renten und Beitragserstattungen an weibliche Versicherte samt den Renten an Hinterbliebene von weiblichen Versicherten bleiben m i t etwa einem Achtel der Gesamtausgaben (0,6 M i l l . St.) weit dahinter zurück. Unter allen übrigen Ausgabenposten, auf die zusammen das noch fehlende Achtel entfällt, ragen dann diejenigen für die Krankenversicherung der Rentner mit dem erstaunlich hohen Betrag von 0,36 M i l l . St. noch einmal besonders heraus, so daß schließlich kaum mehr als der zwanzigste Teil der Gesamtausgaben auf die restlichen Versicherungsleistungen und die Verwaltungskosten zusammen entfällt. Nur 18 v H dieser Ausgaben können durch den Zuschuß des Bundes und 3 v H durch Vermögenserträge gedeckt werden. Den weitaus größten Teil, nämlich 79 vH, müssen die Versicherten selbst (zusammen mit ihren Arbeitgebern) durch Beiträge aufbringen. Stünden außer Beiträgen überhaupt keine anderen Einnahmen zur Verfügung, so wäre statt eines Beitragssatzes von 24 v H sogar ein solcher von 30 v H nötig. Die einzelnen i n Tabelle 32 zusammengestellten Geldbeträge sind — was die Zuverlässigkeit ihrer Ermittlung anbetrifft — allerdings recht unterschiedlich zu beurteilen. Da die empirisch-statistische bis i n alle Einzelheiten getriebene Entwicklung einer Ablaufordnung i m dritten Kapitel dieser Arbeit i m wesentlichen nur die männlichen Personen des fiktiven Geburts jahrgangs und deren Ehefrauen betraf, dürften den höchsten Grad an Verläßlichkeit die Renten an männliche Versicherte, die Witwenrenten und die beitragspflichtigen Arbeitsverdienste der Männer aufweisen, freilich auch sie nur i n den Grenzen, die einer Untersuchung wie der vorliegenden prinzipiell gesetzt sind. Schon weit weniger, aber für unsere Zwecke doch immer noch ausreichend zuverlässig, dürften diejenigen weiteren Beträge i n Tabelle 32 bestimmt worden sein, für die die Unterlagen über die männlichen Versicherten und ihre Witwen m i t herangezogen werden konnten. Dies gilt vor allem für die übrigen Leistungen auf Grund von Versicherungsverhältnissen der Männer. Nur m i t sehr viel größeren Vorbehalten sind dagegen alle diejenigen Angaben hinzunehmen, die die Versicherungsverhältnisse der Frauen betreffen. Hier müssen w i r uns wohl schon zufrieden geben, wenn wenigstens das Verhältnis zwischen beitragspflichtigen Arbeitsverdiensten und Versicherungsleistungen oder zwischen Beiträgen und Versicherungsleistungen auch nur einigermaßen richtig getroffen ist. Aus diesem Grund sind i n Tabelle 33 die Rechnungsergebnisse noch einmal etwas stärker aufgegliedert dargestellt, und zwar so, daß alle Beträge getrennt nach dem Geschlecht des Versicherten erscheinen. I m 23 Grohmann

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse Tabelle 33 Die Ausgaben und Einnahmen der gesetzlichen Rentenversicherung und die beitragspflichtigen Arbeitsverdienste in der stationären Bevölkerung mit konstantem Verdienstniveau, aufgeteilt nach dem Geschlecht des Versicherten Ausgaben-, Einnahmen- oder Verdienstgröße

Betrag i n 1000 St.

vHa)

vHb)

1

2

3

Versichertenrenten (o. Kinderzusch.) Kinderzuschüsse zu den Versichertenrenten Beitragserstattungen Witwenrenten 0 ) Witwenrentenabfindungen Waisenrenten — Rentenbetragsminderungen durch Kürzungs- u n d Ruhens Vorschriften Ausgaben f. d. Krankenvers. d. Rentner . . Ausgaben f. gesundheitsförd. Maßnahmen Verwaltungskostenanteil

2 506 30 4 1 158 33 54

60 1 0 28 1 1

19 0 0 9 0 0

-30 250 112 53

-1 6 3 1

-0 2 1 0

Ausgaben zusammen

4170

100

32

Zuschuß des Bundes Vermögenserträge Beiträge

885 131 3 102

21 3 75

7 1 24

Einnahmen zusammen

4118

100

32

0 männliche

Versicherte

Fehlbetrag Beitragspflichtige Arbeitsverdienste weibliche

52

0

13 008

100

Versicherte

Versichertenrenten (o. Kinderzusch.) Beitragserstattungen Kinderzuschüsse, W i t w e r - u. Waisenrent. . . Ausgaben f. d. Krankenvers. d. Rentner . . Ausgaben f. gesundheitsförd. Maßnahmen Verwaltungskostenanteil

545 51 10 110 28 22

71 7 1 14 4 3

17 1 0 3 1 1

Ausgaben zusammen

766

100

23

Vermögenserträge Beiträge

31 787

4 96

1 24

Einnahmen zusammen

818

100

25

Überschuß Beitragspflichtige Arbeitsverdienste

.

52 3 301

!

1 100

a) Gesamtausgaben bzw. Gesamteinnahmen auf Grund von Versicherungsverhältnissen männlicher bzw. weiblicher Personen = 100. b) Beitragspflichtige Arbeitsverdienste der mänlichen bzw. weiblichen Versicherten = 100. c) einschließlich Renten an früheren Ehefrauen von Versicherten.

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse

355

oberen Teil dieser Tabelle, der nur die Versicherungsverhältnisse der männlichen Personen betrifft, überragen wiederum — und deutlicher sogar als i n Tabelle 32 — die Renten an männliche Versicherte (ohne Kinderzuschüsse) und die Renten an Witwen verstorbener männlicher Versicherter m i t großem Abstand alle übrigen Leistungen. Müßten alle Leistungen, die i m Zusammenhang m i t Versicherungsverhältnissen männlicher Personen entstehen, ausschließlich durch Beiträge männlicher Personen finanziert werden, dann wären allein 19 v H der beitragspflichtigen Arbeitsverdienste für Versichertenrenten (ohne Kinderzuschüsse) und darüber hinaus noch einmal fast 9 v H für Witwenrenten erforderlich. Beide Prozentsätze sind allein aus den detailliert und systematisch entwickelten Unterlagen des Modells berechnet und folglich unberührt von allen ergänzenden Schätzungen i m Abschnitt Β I I I des vierten Kapitels. Die m i t Hilfe dieser Schätzungen gewonnenen Beträge für Kinderzuschüsse, Waisenrenten, Krankenversicherung der Rentner usw. erfordern demgegenüber alle zusammen nur 4 v H der beitragspflichtigen Arbeitsverdienste männlicher Personen. Zählt man die drei eben genannten Prozentsätze zusammen, so kommt man diesmal sogar auf einen notwendigen Beitragssatz für die Männer allein von 32 vH, der sich nur dann auf den allgemeinen Satz von 24 v H ermäßigt, wenn man, wie i n Tabelle 33 geschehen, den Zuschuß des Bundes i n vollem Umfang den Versicherungsverhältnissen der Männer zugute kommen läßt. Überraschend klein erscheinen i n dieser Übersicht die Ausgaben für Kinderzuschüsse und Waisenrenten. Das liegt zum Teil natürlich an der etwas unwirklichen Annahme einer konstanten Geborenenzahl. Aber es zeigt auch, daß das Gesamtergebnis von der Unsicherheit der hier verwendeten Schätzmethode kaum beeinflußt ist. Ja, man kann sogar noch allgemeiner feststellen: Wenn es richtig ist, daß sich die Einnahmen und Ausgaben auf Grund von Versicherungsverhältnissen weiblicher Personen auch nur einigermaßen ausgleichen (vgl. den unteren Teil der Tabelle 33), dann liegt der erforderliche Beitragssatz, den w i r mit 24 v H festgestellt hatten, selbst dann noch etwa i n den Grenzen zwischen 22 und 26 vH, wenn sämtliche Ausgaben für die Rentnerkrankenversicherung, für gesundheitsfördernde Maßnahmen, Verwaltungskosten, Waisenrenten, Kinderzuschüsse, Witwenrentenabfindungen und Beitragserstattungen auf Grund von oder i m Zusammenhang mit Versicherungsverhältnissen männlicher Personen u m bis zu 50 v H zu niedrig oder zu hoch geschätzt worden sind. Wenden w i r uns deshalb jetzt dem größten Posten der gesamten Modellrechnung, den Renten an männliche Versicherte (ohne Kinderzuschüsse) noch einmal etwas eingehender zu. Wie kaum anders zu erwarten, liegt bei diesem Posten zugleich auch die hauptsächliche Er23*

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse

klärung dafür, daß bei konstantem Verdienstniveau i n der stationären Bevölkerung unseres Modells der heute gültige Beitragssatz von 14 v H bei weitem nicht genügt. Versucht man nämlich an Hand der verfügbaren Unterlagen ungefähr abzuschätzen, wieviel Prozent von allen beitragspflichtigen Arbeitsverdiensten (die der Frauen jetzt wieder mit eingerechnet) heutzutage notwendig sind, um die Renten an männliche Versicherte zu finanzieren, so kommt man für das Jahr 1959 etwa auf 7 V2 vH; i n unserer Modellbevölkerung sind es dagegen 15 vH, also gerade doppelt soviel 77 . A u f den ersten Blick w i r d man geneigt sein, diesen immensen Unterschied vor allem auf die durchschnittlich längere Lebensdauer i m Modell zurückzuführen. I n der Tat hat die hier i n allen Generationen schon seit eh und je niedrige Sterblichkeit i m Verein m i t der konstanten Geborenenrate bewirkt, daß der Anteil der alten Leute beträchtlich höher ist als i n der realen Bevölkerung 7 8 . Trotzdem reicht diese Erklärung allein noch nicht aus; denn der Anteil der alten Leute ist i m Modell m i t 12,4 v H gegenüber 9,2 v H i n der realen Bevölkerung nur um rund ein Drittel größer als i n Wirklichkeit, erklärt also auch allenfalls ein Drittel der Diskrepanz zwischen 7,5 und 15 vH. Hinzu kommt als ein kaum weniger entscheidender Erklärungsgrund, daß der Anteil der Versichertenrentner unter den älteren Männern i m Modell u m etwa ein Fünftel größer ist als i n Wirklichkeit i m Jahr 1959 (und u m zwei Fünftel größer als i m Jahr 1957). Dies ist auch durchaus begreiflich; denn bei einer über viele Jahrzehnte hinweg ungestörten Entwicklung, während deren i n allen Altersstufen stets so viele Personen eine versicherungspflichtige Erwerbstätigkeit ausüben, wie es heute als normal anzusehen ist, muß die Zahl der älteren Menschen, die mehr als 15 Jahre oder zumindest mehr als fünf Jahre ihres Erwerbslebens versicherungspflichtig waren, zwangsläufig größer, ausfallen als heute, wo selbst die Zeit vor und nach dem Ersten Weltkrieg noch deutlich ihre Spuren hinterläßt 7 0 . Dieser Gedanke berührt zugleich noch ein weiteres Argument, das zum Verständnis der höheren Rentenausgaben i m Modell beitragen kann. Wenn nämlich die Zahl der Versicherungspflichtigen i m Modell bei jedem einzelnen Jahrgang vom 15. bis zum 64. Lebensjahr merklich größer ist, als es bei den Jahrgängen, die heute über 65 sind, früher der Fall war, dann sind i m Modell auch die zurückgelegten Versicherungszeiten i m Durchschnitt länger und damit die Renten i m Durchschnitt höher. Schließlich darf auch nicht übersehen werden, daß bei konstantem Verdienstniveau, wie w i r es i m Modell vorerst noch unterstellt haben, 77 Vgl. Tabelle 34, S. 358. 78 Vgl. S. 272 u n d A b b i l d u n g 11, S. 270. 79 Siehe auch S. 284 f.

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse

357

die allgemeine Bemessungsgrundlage immer m i t dem aktuellen Durchschnittsverdienst aller Versicherten übereinstimmt, während i n W i r k lichkeit bei steigenden Verdiensten die Renten stets nach einem bereits mehrere Jahre zurückliegenden Verdienstniveau bestimmt werden. I n welchem Maße dieser Umstand das Ergebnis beeinflußt hat, w i r d sich noch zeigen, wenn w i r i m nächsten Abschnitt die Veränderung des bisher gewonnenen Bildes beim Übergang zu einer Bevölkerung m i t steigendem Verdienstniveau besprechen werden 8 0 . I m ganzen kann man also sagen: Die heute noch relativ günstige finanzielle Lage der Rentenversicherungen beruht erstens zu einem beachtlichen Teil darauf, daß die jetzt i m Rentneralter stehenden männlichen Jahrgänge durch eine früher viel höhere Sterblichkeit weit stärker dezimiert sind, als es bei denen späterer Jahrzehnte einmal der Fall sein wird. K ü n f t i g w i r d es also relativ mehr Männer i m Rentneralter geben als heute. Nicht minder bedeutend ist zweitens aber auch die Tatsache, daß heute ein relativ größerer Teil der Männer i m erwerbsfähigen Alter einer rentenversicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit nachgeht als früher. Künftig werden deshalb sowohl der Anteil der Rentner an der Gesamtzahl der Männer i m höheren Alter als auch deren durchschnittliche Rente (ganz abgesehen von der allgemeinen Verdienstentwicklung) wachsen. Daneben bleibt drittens zu beachten, daß die mehrjährige zeitliche Diskrepanz zwischen dem Verdienstniveau, nach dem sich die Beiträge richten und dem Verdienstniveau, das die Höhe der Renten bestimmt, heute infolge der ständig stark steigenden Verdienste eine merkliche finanzielle Entlastung für die Versicherung bedeutet, die bei konstantem Verdienstniveau nicht gegeben ist. Über diese mehr allgemein gehaltenen Hinweise hinaus gestatten die Modellunterlagen nun noch eine Vielzahl ins einzelne gehender Informationen über die Struktur der Ausgaben für Versichertenrenten und ihre wesentlichen Bestimmungsgründe unter der Annahme langfristig gleichbleibender normaler Verhältnisse. Vieles davon ist bereits i m Verlauf der Arbeit mehr oder weniger eingehend dargestellt und diskutiert worden 8 1 . W i r beschränken uns deshalb hier darauf, einige besonders charakteristische Eigentümlichkeiten hervorzuheben. I n der Tabelle 34 sind noch einmal die Rentenausgaben zugunsten männlicher Versicherter nach dem Alter der Rentenempfänger zusammengestellt. Danach fließen mehr als fünf Sechstel dieser Ausgaben Personen zu, die 65 Jahre alt oder älter sind. Die Renten an Personen unterhalb der Altersgrenze erfordern dagegen kaum mehr Geld als diejenigen an Personen mit 80 oder mehr Jahren. Hier w i r d noch einmal und noch prägnanter als bei den Rentnerzahlen deutlich, welch relativ so Siehe dazu 4. Kapitel, C I I . 8i Siehe vor allem S. 124, 236 ff., 243 f., 268 ff., 278 ff. u n d 301 f.

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse Tabelle 34 Die Renten an männliche Versicherte in der stationären*) und in der realen Bevölkerung^) nach dem Alter Renten an männliche Versicherte i n der stationären Bevölkerung Alter

realen Bev.

i n 1000 St.

i n v H aller Renten an männliche Versicherte

0

1

2

3

4

bis 54 55-64 65-69 70-74 75-79 80-84 85u.d.

105 267 733 629 431 231 108

4 11 29 25 17 9 4

0,7 1,6 4.5 3,9 2.6 1,4 0,7

0,5 1,1 2.7 1.8 1,1 0,5 0,2

2 506

100

15,3

7,4

zus.

i n v H der beitragspfl. Arbeitsverdienste aller Versicherten

a) Stationäre Bevölkerung mit konstantem Verdienstniveau. b) Reale Bevölkerung am 1. 7.1959. Gebiet: Bundesgebiet einschließlich Saarland und Berlin. Quelle: Berechnet nach BArbBl. 1962, S. 92 ff. ; ASStMitt. 1960, S. 76 f., 80 f.

geringe Bedeutung die Frühinvalidität für die finanzielle Lage der Versicherung unter normalen Umständen hat. Angenommen, es gelänge eines Tages, die Frühinvalidität der Männer auf die Hälfte des hier angenommenen Ausmaßes zu reduzieren, dann könnte dennoch der allgemeine Beitragssatz nur von 24 v H auf knapp 23 v H gesenkt werden, wie umgekehrt selbst eine fünfzigprozentige Zunahme der Frühinvalidität die finanzielle Situation der Versicherung noch keineswegs grundlegend verschlechterte. Die mögliche Unsicherheit bei der Berechnung unserer Invalidisierungswahrscheinlichkeiten, besonders der Umstand, daß w i r von Invaliditätsmaßzahlen aus der Zeit vor der Reform ausgegangen sind und umgekehrt die Tatsache, daß w i r aus rein statistischen Gründen eine Überhöhung u m bis zu 10 v H i n Kauf nehmen mußten 8 2 , beeinflußt also das Gesamtergebnis gar nicht so wesentlich, wie es ursprünglich vielleicht anzunehmen war. Ganz anders zu beurteilen wären dagegen alle Manipulationen der Altersgrenze. Eine Herabsetzung auf 60 Jahre müßte fast katastrophale finanzielle Folgen haben, ein Hinausschieben etwa auf 68 oder gar 70 Jahre brächte dagegen, wenn es überhaupt diskutabel wäre, eine ganz beträchtliche finanzielle Entlastung; denn unmittelbar nach dem 82 Vgl. Anhang A , Ziffer 16.

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse

359

65. Lebensjahr erfordert jeder Altersjahrgang fast ein volles Prozent des beitragspflichtigen Arbeitsverdiensts aller Versicherten. Vergleicht man für jede Altersstufe die Rentenausgaben, gemessen i n v H des beitragspflichtigen Arbeitsverdiensts aller Versicherten, i m Modell m i t denen i n der Realität i m Jahr 1959 (Tabelle 34, Spalten 3 und 4), so w i r d auch noch einmal deutlich, wie unter den Modellbedingungen die Rentenzahlung bis i n hohe Altersstufen hinauf beträchtliche Aufwendungen erfordert. Sind diese Aufwendungen, gemessen an den beitragspflichtigen Arbeitsverdiensten, unterhalb der Altersgrenze noch gar nicht viel höher als i n Wirklichkeit i m Jahr 1959 und steigen sie unmittelbar nach Überschreiten der Altersgrenze auf annähernd das Doppelte der realen Zahlen an, so zeigt sich i m hohen Alter ein geradezu eklatantes Mißverhältnis zwischen den heutigen und den unter heutigen Lebens- und Sterblichkeitsverhältnissen auf die Dauer zu erwartenden Ansprüchen an die Versicherung. Daß diese hohen Rentensummen nicht allein auf die verlängerte Lebensdauer, sondern auch auf einen relativ größeren Anteil von Rentnern unter den älteren Männern zurückzuführen sind, die noch dazu auf eine i m Durchschnitt recht lange Versicherungszeit zurückblicken können, wurde bereits ausgesprochen. Dieser Unterschied zur realen Bevölkerung erklärt sich seinerseits aus den relativ hohen Versichertenquoten der Männer zwischen 15 und 64 Jahren. Diese Versichertenquoten sind nämlich, und dies ist wiederum ein bemerkenswertes Ergebnis unserer Modelluntersuchung, nicht nur größer als in Wirklichkeit zu der Zeit, als die heutigen Rentner noch A k t i v e waren, sondern sie sind auch noch etwas größer als i n Wirklichkeit heute. Das bedeutet: Unter den allgemeinen Lebens- und Wirtschaftsbedingungen, wie w i r sie heute als normal ansehen müssen, gibt es auf die Dauer gesehen i n allen Altersstufen zwischen 15 und 64 Jahren nochmals ein paar Prozent mehr versicherungspflichtige Arbeitnehmer, als w i r heute in Wirklichkeit haben. Die Versichertenquoten des Modells sind dadurch zustande gekommen, daß für alle Altersstufen zuerst ermittelt wurde, wie viele männliche Personen jeweils — aus welchem Grund auch immer — gerade nicht versicherungspflichtig wären, wenn Hang, Einstellung und Fähigkeit zum Erwerb sowie Erwerbsbedingungen auf die Dauer so blieben wie um das Jahr 1957. Unter dieser Voraussetzung war zunächst einmal nur m i t einer sehr geringen Zahl von männlichen Personen i m erwerbsfähigen Alter zu rechnen, die ihren Lebensunterhalt nicht durch eigene (gegenwärtige oder frühere) Erwerbstätigkeit zu bestreiten i n der Lage sind. Es gibt dann nämlich keine Kriegsopfer und keine sonstigen durch Kriegs- und Nachkriegsverhältnisse aus der Bahn geworfenen oder körperlich oder seelisch geschädigte Menschen. Weiterhin ergab sich unter der Annahme gleich-

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse

bleibender, normaler Verhältnisse i n unserem Modell eine merklich kleinere Zahl von Selbständigen unter den Erwerbspersonen als i n der heutigen realen Bevölkerung, weil bei den 50- bis 64-jährigen Männern auf die Dauer nur m i t so vielen Selbständigen zu rechnen ist, wie es ihr heutiger Anteil i n den nachrückenden Jahrgängen erwarten läßt. So kam es, daß i m Modell 80 v H aller 65jährigen Männer während ihres Erwerbslebens die Wartezeit für die Berufs- oder Erwerbsunfähigkeitsrente und davon wiederum etwa fünf Sechstel sogar diejenige für das Altersruhegeld erfüllt haben. Selbst wenn man nur die zählt, die bis zum E i n t r i t t der Invalidität oder des Alters versicherungspflichtig waren, kommt man immerhin auch auf 67 vH. N u n noch ein Wort zu den Wirkungen der beitragslosen Versicherungszeiten, insbesondere der Ausfallzeiten, auf die Modellergebnisse. Man hätte anfangs vielleicht erwarten können, daß der heutige starke Andrang zu den weiterführenden allgemeinbildenden Schulen und den Hochschulen ebenfalls das finanzielle Ergebnis merklich verschlechtert haben würde. Immerhin ist die relative Zahl der Absolventen einer höheren Schule und der Studienanfänger i m Modell um 30 v H größer als 1957 i n der Bundesrepublik. Da aber trotzdem die weit überwiegende Mehrzahl aller Jugendlichen nach Beendigung der Volksschulpflicht ins Erwerbsleben eintritt, ist die Wirkung i m ganzen nicht allzu groß. Bei den Versicherten ζ. B., die m i t 65 Jahren Altersrentner werden, sind unter durchschnittlich 45 Versicherungsjähren nur wenig mehr als drei Jahre Ausfallzeit und darunter wiederum wenig mehr als ein Jahr Schul-, Fachschul- oder Hochschulzeit. Allerdings schlagen sich Veränderungen i n den Ausbildungszeiten weniger i n der durchschnittlichen Rentenhöhe als i m Beitragsaufkommen nieder, w e i l dann gewöhnlich die Ausbildungszeit an die Stelle einer versicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit tritt. Würde der Besuch von höheren und Hochschulen z.B. nochmals u m 30 v H höher angesetzt werden, dann verminderten sich die beitragspflichtigen Arbeitsverdienste etwa u m knapp ein Prozent. U m ungefähr ein halbes Prozent gingen sie zurück, wenn die Volksschulpflicht allgemein auf neun Jahre ausgedehnt würde. Umgekehrt würden sie sich aber u m nahezu drei Prozent erhöhen, wenn man ein nur noch verschwindend geringes Ausmaß der Arbeitslosigkeit, wie w i r es heute etwa haben, der Rechnung zugrunde legte. Vieles was bisher über die Renten an männliche Versicherte (ohne Kinderzuschüsse) gesagt worden ist, gilt i n gleicher Weise auch für den zweitgrößten Ausgabenbetrag, die Renten an Witwen von verstorbenen männlichen Versicherten. Haben ζ. B. die höheren Versichertenquoten der Männer i m erwerbsfähigen Alter i m Modell dazu geführt, daß es i n allen Altersstufen auch mehr männliche Versichertenrentner gibt als heute in der realen Bevölkerung, dann muß — unter sonst gleichen

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse

361

Umständen — auch die Zahl der Witwenrentnerinnen i n gleichem Maße größer ausfallen. Ebenso bedeuten die bei gegebenem Alter des Mannes i m allgemeinen längeren bisherigen Versicherungszeiten i m Modell nicht nur durchschnittlich höhere Versichertenrenten, sondern auch durchschnittlich höhere Witwenrenten. Und schließlich ist auch die Wirkung, die davon ausgeht, daß i n der Modellbevölkerung bisher mit einem konstanten Verdienstniveau gerechnet wurde, während die Verdienste i n der realen Bevölkerung ständig steigen, bei Versichertenund Witwenrenten genau die gleiche. Damit hören die Parallelen allerdings auf. Gewiß hat der allgemeine Sterblichkeitsrückgang auch zur Folge gehabt, daß die Witwen i m Modell durchweg ein höheres Alter erreichen als die Witwen derjenigen Jahrgänge, die vor 60, 70 oder 80 Jahren ins Leben getreten sind. Aber mit dem höheren Lebensalter der Männer setzt auch die Bezugszeit der Witwenrente durchweg erst i n einem etwas höheren Alter ein. Die Ausgaben für Witwenrenten hängen deshalb nicht von der Lebenserwartung verheirateter Frauen schlechthin ab, sondern vielmehr von dem Verhältnis, i n dem die Lebenserwartungen der Verheirateten beider Geschlechter zueinander stehen. Und daran hat sich i m Lauf der Zeit so viel nicht geändert. So mag sich erklären, daß die Ausgaben für Witwenrenten, gemessen an den beitragspflichtigen Arbeitsverdiensten i n der stationären Bevölkerung bei konstantem Verdienstniveau zwar auch weit größer sind als i n Wirklichkeit i m Jahr 1959; aber doch nicht doppelt so groß, wie es bei den Ausgaben für Versichertenrenten an männliche Personen der Fall ist, sondern nur IV2 mal so groß. 1959 waren ungefähr 42/s v H aller beitragspflichtigen Arbeitsverdienste zur Finanzierung der Witwenrenten nötig, i m Modell sind es knapp 7 v H 8 3 . Dieser Vergleich w i r d allerdings noch durch zwei weitere Faktoren m i t beeinflußt, die bisher nicht erwähnt worden sind. I n der realen Bevölkerung gibt es heute noch eine große Zahl von KriegsfolgeWitwenrenten, i m Modell dagegen nicht. Andererseits ist i n Wirklichkeit heute mehr als ein Zehntel aller Frauen mittleren Alters noch ledig, während i m Modell fast alle Frauen, die nicht i n frühem Alter sterben, heiraten. Infolgedessen ist auch der Kreis, aus dem die Witwen hervorgehen größer. Dasselbe gilt vermutlich auch für die tatsächliche Entwicklung i n den kommenden Jahren oder Jahrzehnten. I n derselben Zeit, i n der die vom Krieg besonders betroffenen Frauenjahrgänge i n die höheren Altersstufen einrücken, nimmt zwar die Zahl der Kriegerwitwen ab, nimmt aber auch — wegen der höheren Verheiratetenquoten i n den nachrückenden Frauenjahrgängen — die Zahl 83 Berechnet unter Verwendung der Übersichten über den Bestand an Witwenrenten i n : B A r b B l . 1962, S. 92 ff.

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse

der unter normalen Verhältnissen zu erwartenden Witwen zu. Schließlich ist als dritter Gesichtspunkt i n diesem Zusammenhang auch noch zu bedenken, daß zumindest die jungen Witwen und die Witwen i m mittleren Alter heute nur geringe, unter normalen Verhältnissen aber recht große Wiederverheiratungschancen haben. Die Modelluntersuchung hat i n diesem Punkt jedenfalls gezeigt, daß es bei Modell- und Prognoserechnungen, die den Familienstand der Bevölkerung betreffen, nicht nur nötig, sondern auch tatsächlich möglich ist, das Zahlenverhältnis zwischen den Geschlechtern und die Struktur der Altersunterschiede zwischen den Ehegatten und damit i n gewissem Sinne die Heirats- und Wiederverheiratschancen bei beiden Geschlechtern m i t zu berücksichtigen. Damit wollen w i r die Darstellung der Ergebnisse der Modellrechnung für den Fall der stationären Bevölkerung mit konstantem Verdienstniveau abschließen. Es wäre freilich möglich, noch eine ganze Menge interessanter Details aus den i m Zuge der Untersuchung entstandenen Modelldaten ans Licht zu bringen, zu kommentieren und durch Alternativrechnungen zu ergänzen. Die Fragestellungen dazu ergeben sich i n großer Zahl aus den sachlichen Überlegungen, die m i t jeder einzelnen der empirischen Teiluntersuchungen verbunden waren. Das benötigte Zahlenmaterial enthalten i n reichem Maße die Tabellen des Anhangs B. So könnte ζ. B. berechnet werden, wie sich der erforderliche Beitragssatz i n der stationären Bevölkerung bei konstantem Verdienstniveau ändert, wenn man eine geringere Sterblichkeit i n den unteren und mittleren Altersstufen annimmt oder ein anderes Verhältnis zwischen Berufs- und Erwerbsunfähigkeitsrenten, einen stärkeren Wechsel der Stellung i m Beruf oder eine andere Abstufung der Arbeitsverdienste nach dem Alter, einen größeren Anteil Knaben an der Gesamtzahl der Geborenen oder geringere Wiederverheiratungshäufigkeiten verwitweter und geschiedener Männer. Die Beantwortung all dieser Fragen ist nach den vorliegenden Untersuchungsergebnissen i m wesentlichen nur noch eine rechentechnische Aufgabe. Da das entwickelte Modell grundsätzlich programmierungsfähig und somit zur Eingabe in eine elektronische Datenverarbeitungsanlage geeignet ist, lassen sich die Konsequenzen fast jeder beliebigen Änderung i n den Modellannahmen m i t begrenztem Aufwand relativ rasch ausrechnen. Die praktische Durchführung derartiger Variationsrechnungen war jedoch in der vorliegenden Arbeit von vornherein nicht beabsichtigt. Zwei Modifikationen der Grundform des Modells nehmen allerdings eine Sonderstellung ein: Die Einführung einer konstanten Zuwachsrate der Geborenenzahl (und damit zugleich des Bevölkerungsumfangs) und die Einführung einer konstanten Zuwachsrate des Standardverdiensts (und damit zugleich des allgemeinen Verdienstniveaus). I n beiden

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse

363

Fällen ändert sich nichts an dem i m Anhang Β dargestellten Lebensablauf der einzelnen Geburtsjahrgänge, die die Modellbevölkerung bilden. Aufgehoben w i r d lediglich die Bedingung, daß auch die beiden frei wählbaren Größen des Gesamtmodells, die absolute Geborenenzahl und die nominelle Höhe des Standardverdiensts, von Jahr zu Jahr konstant bleiben müßten. I n welcher Weise sich die Modellergebnisse dann ändern, soll nun noch zusammenfassend dargestellt werden.

3. Die Veränderung des gewonnenen Bildes durch Übergang zu einer wachsenden Bevölkerung und zu einer Bevölkerung mit steigendem Verdienstniveau

Wandelt man die Grundform des Modells dadurch ab, daß man einmal eine jährliche Zuwachsrate der Geborenenzahl i n Höhe von 2,5 vT, zum andern eine jährliche Zuwachsrate des Standardverdiensts i n Höhe von 5 v H einführt und i m letztgenannten Fall auch noch einen Unterschied macht zwischen einer Bevölkerung, bei der die Renten stets unmittelbar und i n vollem Umfang an Veränderungen der allgemeinen Bemessungsgrundlage angepaßt werden und einer solchen, bei der dies — wie i n Wirklichkeit üblich — m i t einjähriger Verzögerung geschieht, dann entstehen insgesamt sechs Typen von Modellbevölkerungen. Die Rechnungsergebnisse für diese sechs Typen sind i n zusammengefaßter Form i n Tabelle 35 wiedergegeben. (Um dabei die von Jahr zu Jahr wachsenden Zahlen für die stabile Bevölkerung überhaupt darstellen zu können, wurden sie auf einem Niveau fixiert, das sich ergibt, wenn die stabile und die stationäre Bevölkerung i n ihrem Umfang gerade übereinstimmen, vgl. Anm. d zu Tabelle 35. Die Relationen zwischen den verschiedenen Einnahmen-, Ausgaben- und Verdienstgrößen werden dadurch i n keiner Weise berührt; denn sie bleiben ohnehin stets unverändert. Es w i r d aber erreicht, daß auch die absoluten Beträge für beide Bevölkerungen unmittelbar miteinander verglichen werden können.) Fassen w i r jetzt zuerst einmal nur die Wirkung des angenommenen Bevölkerungswachstums bei vorläufig noch konstantem Verdienstniveau ins Auge. Die einzige unmittelbare Veränderung, die dann gegenüber der stationären Bevölkerung eintritt, ist (abgesehen davon, daß nunmehr alle Größen einheitlich u m 2,5 v T pro Jahr zunehmen) eine leichte Verschiebung i m Altersaufbau: Die unteren Altersklassen sind jetzt etwas stärker, die oberen etwas schwächer besetzt. Daraus ergeben sich mittelbar freilich sogleich noch eine Reihe weiterer Strukturveränderungen und nicht zuletzt auch gewisse Verschiebungen i m Verhältnis der Einnahmen-, Ausgaben- und Verdienstgrößen untereinander.

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse Tabelle 35 Die Ausgaben und Einnahmen der gesetzlichen Rentenversicherung und die beitragspflichtigen Arbeitsverdienste in sechs verschiedenen Modellbevölkerungstypen i n 1000 St. Verdienstniveau Ausgaben-, Einnahmen- oder Verdienstgröße

steigend konst.

Anpa ssung unverz. verzog.

1

2

3

Renten an männliche Versicherte (o. K.) Kinderzuschüsse z. d. Renten an m. Vers Beitragserstattungen an männl. Vers Witwenrenten u. W.-abfindungen b) Waisenrenten an Kinder verst. m. V — Rentenbetragsminderungen durch Kürzungsund Ruhensvorschriften Renten an weibliche Versicherte c) Krankenversicherung der Rentner Ausgaben für gesundheitsförd. Maßnahmen .. Verwaltungskosten Ausgaben zusammen Zuschuß des Bundes Vermögenserträge — Aufstockung des Vermögens Beiträge Einnahmen zusammen

2 505 30 4 1 191 54

2 166 26 4 1030 47

2 063 25 4 981 44

- 30 606 360 140 75 4 936 885 162

Beitragspfl. Arbeitsverd. aller Versicherten ..

16 309

-26 524 343 140 75 4 329 765 139 - 170 3 595 4 329 16 309

- 25 501 343 140 75 4 151 765 132 — 161 3 415 4151 16 309

23,85

22,04

20,94

2 300 32 5 1 086 56

1 988 28 4 939 48

1894 26 4 894 46

— 27 563 330 140 71 4 556 885 147 - 9 3 533 4 556 16 287

- 23 487 314 140 71 3 996 765 126 - 154 3 259 3 996 16 287

- 22 466 314 140 71 3 833 765 120 — 146 3 094 3 833 16 287

21,69

20,24

18,97

0 stationäre Bevölkerung

Erforderlicher Beitragssatz in v H

—

3 889 4 936

stabile Bevölkerung d) Renten an männliche Versicherte (o. K.) Kinderzuschüsse z. d. Renten an m. Vers Beitragserstattungen an männl. Vers Witwenrenten u. W.-abfindungen b) Waisenrenten an Kinder verst. m. V — Rentenbetragsminderungen durch Kürzungsund Ruhensvorschriften Renten an weibliche Versicherte c) Krankenversicherung der Rentner Ausgaben für gesundheitsförd. Maßnahmen .. Verwaltungskosten Ausgaben zusammen Zuschuß des Bundes Vermögenserträge — Aufstockung des Vermögens Beiträge Einnahmen zusammen Beitragspfl. Arbeitsverd. aller Versicherten .. Erforderlicher Beitragssatz in v H

a) Jährliche Wachstumsrate : 5 vH. b) einschließlich Renten an frühere Ehefrauen. c) einschließlich Beitragserstattungen an weibliche Versicherte, Witwerrenten und Waisenrenten an Kinder verstorbener weiblicher Versicherter. d) Jährliche Wachstumsrate: 2,5 vT. Mit der Bevölkerungszahl wachsen in der stabilen Bevölkerung auch alle finanziellen Größen jährlich um 2,5 vT. U m sie dennoch in der Tabelle darstellen zu können, sind sie alle genau in dem Verhältnis gekürzt worden, in dem die stabile Bevölkerung jeweils die stationäre an Umfang übersteigt. Die Relationen zwischen den einzelnen Angaben für die stabile Bevölkerung werden dadurch nicht berührt. Vgl. dazu S. 339 in Verbindung mit 333 f.

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse

365

Die bedeutsamste von ihnen ist der relative Rückgang der vier größten Ausgabenposten: A l l e vier stellen zum überwiegenden Teil Leistungen an ältere Menschen dar, die i n der stabilen Bevölkerung einen etwas kleineren Anteil an der Gesamtbevölkerung ausmachen. Schaltet man — wie i n Tabelle 35 geschehen — die unterschiedliche Größe von stationärer und stabiler Bevölkerung aus, so liegen die Ausgaben für Renten an männliche Versicherte, für Witwenrenten, für Renten an weibliche Versicherte und für die Krankenversicherung der Rentner i n der stabilen Bevölkerung u m mehr als 8 v H unter den entsprechenden Beträgen der stationären Bevölkerung. Statt bisher 4,6 Mill. St. sind nur noch 4,2 Mill. St. erforderlich. Entgegengesetzt gerichtet ist die Veränderung am Fuße der Alterspyramide. M i t dem A n t e i l der Kinder und Jugendlichen erhöhen sich auch die Ausgaben für Kinderzuschüsse und Waisenrenten. Die absoluten Beträge für diese beiden Versicherungsleistungen sind aber so klein, daß ihre Zunahme i m ganzen kaum ins Gewicht fällt. A u f der Einnahmenseite ist das B i l d wesentlich anders. Da sich die stabile Bevölkerung i m mittleren Bereich der Alterspyramide von der stationären nur wenig unterscheidet — i n beiden Fällen stehen ziemlich genau zwei Drittel der Gesamtbevölkerung i m erwerbsfähigen Alter —, bleibt die Summe der beitragspflichtigen Arbeitsverdienste m i t rund 16,3 Mill. St. so gut wie unverändert. Überhaupt keine Veränderung erfährt zudem der Bundeszuschuß, der nach unserer Annahme ja stets in einem festen Verhältnis zur Bevölkerungszahl steht. Nur die Vermögenserträge vermindern sich um einiges, weil die Versicherung i n einer wachsenden Bevölkerung wegen ihrer relativ verringerten Gesamtausgaben m i t einer etwas kleineren Rücklage auskommt. Außerdem w i r d jetzt ein Teil der verbleibenden Zinserträge dafür gebraucht, um die geforderte Rücklage entsprechend dem Bevölkerungswachstum jährlich um 2,5 vT aufzustocken. Doch bedeutet auch dies nur wenig angesichts des großen so gut wie unverändert bleibenden Postens der beitragspflichtigen Arbeitsverdienste und des Bundeszuschusses. Damit kann sich die bemerkenswerte Minderung der Rentenausgaben nahezu vollständig auf den erforderlichen Beitragssatz auswirken: Statt annähernd 24 v H ihrer beitragspflichtigen Arbeitsverdienste brauchen die A k t i v e n der stabilen Bevölkerung (zusammen m i t ihren Arbeitgebern) nur 21,7 v H ihrer beitragspflichtigen Arbeitsverdienste an die Versicherung abzuführen. Diese spürbare Entlastung der A k t i v e n einer stetig wachsenden völkerung kommt zustande, ohne daß dadurch die Rentner auch i m mindesten schlechter gestellt würden als i n einer stationären völkerung. Es sind nur eben stets mehr A k t i v e vorhanden als i n vorausgegangenen Zeit, als noch die derzeitigen Rentenempfänger

Benur Beder ihre

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse

Aktivzeit durchlebten und die Voraussetzungen für ihre Rentenansprüche schufen. Bemerkenswert an dieser A r t der finanziellen Entlastung ist weiterhin, daß sie bei zeitweise schwankenden Geburtenraten nicht etwa i n gleichem Maße schwankend sich verstärkt und wieder abschwächt, ja daß sie von kurzfristigen Schwankungen praktisch überhaupt nicht berührt wird; denn die Geburtenentwicklung w i r k t sich immer nur mittelbar und erst Jahrzehnte später auf das Verhältnis zwischen Rentenausgaben und beitragspflichtiger Verdienstsumme aus. Von wesentlich anderer Natur sind die Wirkungen, steigenden

Verdienstniveau

auf die Modellergebnisse

die von einem ausgehen.

Durch

sie ändert sich an den demographischen Vorgängen und somit an der Größe und Zusammensetzung der Bevölkerung, wie auch an der Zahl und Struktur der Versicherten, der Rentner usw., überhaupt nichts gegegenüber der Grundform des Modells. Die Veränderungen treten auch nicht etwa dadurch ein, daß nun erst die Rentendynamik als solche zur Auswirkung käme. Sie sind vielmehr gerade umgekehrt eine Folge davon, daß die Dynamik, d. h. die Anpassung der Geldgrößen an die laufende Verdienstentwicklung, nicht i n allen Punkten und i n aller Strenge verwirklicht worden ist bzw. überhaupt verwirklicht werden konnte. Dies w i r d an den hier vorgelegten Ergebnissen besonders deutlich, weil sämtliche Geldgrößen nicht i n DM, sondern i n Einheiten einer standardisierten Verdienstgröße, eben dem „Standardverdienst", ausgedrückt sind und deshalb bei steigendem oder fallendem Verdienstniveau immer insoweit unverändert bleiben, wie sie voll „dynamisch" sind. Das augenfälligste Ergebnis unserer Modellrechnung, der eine fünfprozentige jährliche Verdienststeigerung zugrunde liegt, ist der beträchtliche Rückgang der Rentenausgaben. A l l e i n die Renten an männliche Versicherte, die i n der stationären Bevölkerung m i t konstantem Verdienstniveau 2,5 Mill. St. betrugen, gehen zurück auf weniger als 2.2 M i l l . St. bei un verzögerter und auf 2,1 M i l l . St. bei regelmäßig um ein Jahr verzögerter Anpassung der Renten an Veränderungen der allgemeinen Bemessungsgrundlage. Ebenso liegen die Verhältnisse bei den Witwen- und Waisenrenten und bei den Renten an weibliche Versicherte. Für alle Rentenarten zusammen sind jetzt jährlich nicht mehr 4.3 Mill. St., sondern nur noch 3,7 M i l l . St. bei unverzögerter und 3,5 M i l l . St. bei einjährig verzögerter Anpassung auf zuwenden. Das bedeutet eine Verminderung u m fast 14 bzw. um fast 18 vH. Die Ursache dieses Ausgabenrückgangs ist ausschließlich i n dem Auseinanderklaffen zwischen allgemeiner Rentenbemessungsgrundlage und aktuellem Durchschnittsverdienst zu erblicken. Da die Renten sich nicht nach dem jeweils aktuellen, sondern nach einem durchschnittlichen Verdienstniveau richten, das schon u m einige Jahre zurückliegt, fallen sie bei

Zusammenfassende Darstellung und Würdigung der Ergebnisse

367

steigendem Verdienstniveau relativ umso kleiner aus, je stärker das Verdienstniveau i n der Zwischenzeit gestiegen ist. Bei den übrigen Ausgabenposten ist eine solche Wirkung nicht oder nur abgeschwächt vorhanden. Das Gesamtbild auf der Ausgabenseite w i r d durch sie aber kaum merklich verändert. A u f der Seite der Einnahmen und ihrer Bestimmungsgrößen ist zunächst festzustellen, daß sich an unseren bisherigen Rechnungsergebnissen über die beitragspflichtigen Arbeitsverdienste grundsätzlich überhaupt nichts ändert. Die Arbeitsverdienste sind ex definitione v o l l „dynamisch", ausgedrückt i n Standardverdiensten also stets unverändert, wie immer auch das Verdienstniveau steigt oder fällt. Man könnte deshalb ohne weiteres erwarten, daß sich der erforderliche Beitragssatz bei einem jährlich um 5 v H steigenden Verdienstniveau sehr erheblich vermindert und und selbst bei konstanter Bevölkerungszahl auf 20 v H oder weniger sinkt. Tatsächlich ist es aber doch noch etwas anders. Zunächst einmal geht m i t den Rentenausgaben auch der Bundeszuschuß stark zurück; denn auch er ist von dem um einige Jahre zurückliegenden Verdienstniveau abhängig. Noch schwererwiegend ist aber, daß die Vermögenserträge jetzt vollständig aufgebraucht werden, ja daß sie noch nicht einmal ausreichen, um die Rücklage stets auf dem vorgeschriebenen Soll zu erhalten. Die allgemeine „Dynamisierung" hat hier zwangsläufig eine Lücke. Das Vermögen als eine statische Größe ist nicht dynamisierbar. Es bleibt, wenn keine Beträge zugeführt oder abgezogen werden, nominell stets unverändert und schrumpft damit, wenn man es i n festen Lohneinheiten ausdrückt, bei steigendem Verdienstniveau ständig zusammen. I n gewissem Sinne könnte man von einer automatischen Anpassung zwar sprechen, wenn man die Zinsen immer dem Vermögen zuschlägt und der Zinssatz genau gleich der Zuwachsrate des Verdienstniveaus ist; aber dann fällt eine der drei Einnahmequellen der Versicherung eben vollständig aus. I n unserem Fall, i n dem das Verdienstniveau jährlich u m 5 v H steigt, der durchschnittliche Zinsertrag sich aber nur auf 4 v H stellt, muß über die Zinsen hinaus noch jährlich ein Betrag von 30 000 St. der Rücklage zugeführt werden, und zwar ohne daß dadurch die Situation der Versicherung — verglichen m i t dem Vorjahr — auch nur i m geringsten verbessert würde. So kommt es, daß die beachtliche Minderung der Rentenausgaben bei steigendem Verdienstniveau nur eine abgeschwächte Herabsetzung des Beitragssatzes bewirkt. A n die Stelle eines Beitragssatzes von 24 v H in der stationären Bevölkerung m i t konstantem Verdienstniveau t r i t t ein solcher von 22 vH, wenn das Verdienstniveau jährlich u m 5 v H steigt und die Renten ohne Verzögerung an Veränderungen der all-

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse

gemeinen Bemessungsgrundlage angepaßt werden und ein solcher von 21 v H bei regelmäßig um ein Jahr verzögerter Anpassung. Der Effekt ist damit auch nicht viel größer als der, der durch ein Bevölkerungswachstum von jährlich 2,5 v T entsteht. Er ist aber dennoch aus mehreren Gründen wesentlich anders zu beurteilen. Zunächst einmal ist die angenommene konstante jährliche Zuwachsrate des Verdienstniveaus nicht i n gleicher Weise auch für die reale Entwicklung typisch, wie man es beim natürlichen Bevölkerungswachstum wohl annehmen kann. Die Verdienstentwicklung verläuft i n Wirklichkeit viel weniger kontinuierlich. Wesentlich höhere, aber auch merklich niedrigere Zuwachsraten können relativ rasch und unvorhersehbar selbst i n kürzester Zeit auf einanderf olgen. Erschien ζ. B. 1957 noch eine Rate von 5 v H als ein durchaus plausibler mittlerer Wert, so betrug die jährliche Verdienststeigerung schon wenig später mehrfach um 9 vH, und wiederum ist nicht zu übersehen, wie die Entwicklung i n den nächsten Jahren weitergehen wird. Die durch ein ständig steigendes Verdienstniveau hervorgerufene Entlastung der Beitragszahler kann deshalb in Wirklichkeit durchaus noch wesentlich stärker, aber auch einmal u m einiges schwächer ausfallen als hier für den Fall einer fünfprozentigen Zuwachsrate berechnet. Das alles ist umso mehr beachtenswert, als die finanzielle Entlastung nicht wie bei steigender Geburtenrate erst Jahrzehnte später wirksam wird, sondern eine unmittelbare Folge der jeweils aktuellen Verdienstentwicklung ist. Maßgebend für das Ausmaß der finanziellen Entlastung ist immer nur die Höhe der Verdienststeigerungen während der letzten 5 bzw. bei einjährig verzögerter Anpassung der letzten 6 Jahre. Infolgedessen sind, wenn auch bei der Berechnung der allgemeinen Bemessungsgrundlage jeweils ein dreijähriger Durchschnitt gebildet wird, i n Wirklichkeit über die Zeit hinweg erhebliche Schwankungen i m Ausmaß der hervorgerufenen finanziellen Entlastung vorstellbar. Sie treten nur bei einer Rechnung i n D M und bei einer ständig wechselnden Bevölkerungsstruktur niemals so deutlich i n Erscheinung, wie es sich anhand unserer Modellrechnung zeigen läßt. Stellt man sich ζ. B. einmal vor, daß i n einer stationären Bevölkerung nach einer Periode konstanter Arbeitsverdienste das Verdienstniveau auf einmal jährlich um 5 v H zu steigen beginnt, dann gehen die Ausgaben-, Einnahmen- und Verdienstgrößen, die anfangs den Werten der Spalte 1 i n Tabelle 35 entsprachen, bei einjährig verzögerter Rentenanpassung schon nach 5 Jahren i n die Werte der Spalte 3 über. I n so kurzer Zeit nehmen dann also die Rentenausgaben, gemessen i n Standardverdiensten, um fast 18 v H ab. Bei anschließend wieder stagnierendem Verdienstniveau wären freilich schon nach weiteren 5 Jahren die Ursprungswerte wieder erreicht.

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse

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Die finanzielle Entlastung, die sich aus der fortwährenden Erhöhung des Verdienstniveaus ergibt, ist schließlich vor allem auch deshalb anders zu beurteilen als die infolge des natürlichen Bevölkerungswachstums, weil sie i n vollem Umfang zu Lasten der Rentenempfänger geht. Ja, die relative Minderung der Renten (und zwar jeder einzelnen Rente) ist sogar stärker als die Minderung des erforderlichen Beitragssatzes; denn ein Teil der Einnahmen muß nun zur jährlich notwendigen Aufstockung des Vermögens abgezweigt werden. Erhält ζ. B. ein Versicherter nach vierzigjähriger Versicherungszeit m i t durchweg mittleren Arbeitsverdiensten bei konstantem Verdienstniveau 60 v H des Arbeitslohns eines vergleichbaren noch Aktiven (und dies war wohl auch mit der Einführung des Rentenfaktors 1,5 v H durch die Reform i m Grundsatz beabsichtigt), so erhält er, wenn das Verdienstniveau jährlich um 5 v H steigt, nur 52 v H bei unverzögerter und nur 50 v H bei einjährig verzögerter Rentenanpassung. M i t anderen Worten: Das Auseinanderklaffen von allgemeiner Bemessungsgrundlage und aktuellem Durchschnittsverdienst bei steigendem Verdienstniveau w i r k t sich praktisch wie eine Kürzung der Rentenfaktoren aus. Eine solche Regelung wäre wohl hinzunehmen, wenn es immer beim selben Satz bliebe. Wenn aber das Verdienstniveau einmal stärker, einmal schwächer ansteigt, dann schwanken entsprechend auch die Rentenprozentsätze, d. h. jene Prozentsätze, die angeben, wie hoch die Renten, gemessen an den Arbeitsverdiensten vergleichbarer A k t i v e r sind. Dies führt übrigens am Ende zu dem Gedanken, daß es grundsätzlich auch möglich wäre, die i n einer Periode stark steigender Verdienste eingetretene finanzielle Entlastung der Versicherung bei fallenden Zuwachsraten weiterhin zu erhalten, wenn es die Finanzlage der Versicherung verlangen sollte. Man brauchte dann nämlich nur die erreichten niedrigeren Rentenprozentsätze durch eine unvollständige Rentenanpassung zu konservieren. Die Rentner erführen dann keine offenkundige Verschlechterung ihrer Situation, ihnen würde nur eine sonst eintretende Verbesserung vorenthalten. Es ist freilich klar, daß bei später wieder stärker steigenden Verdiensten die Rentenprozentsätze nicht erneut absinken dürfen. Daraus aber folgt für die Beurteilung unserer Modellergebnisse, daß es selbst i n einer stationären Bevölkerung m i t stagnierendem Verdienstniveau an sich möglich wäre, m i t einem Beitragssatz von unter 21 v H statt eines solchen von 24 v H auszukommen, und zwar ohne daß die Rentner schlechter gestellt würden, als sie es heute sind. A l l diese Überlegungen zeigen, daß es ohne große Schwierigkeiten möglich und auf jeden Fall nützlich ist, die Wirkung schwankender Arbeitsverdienste auf die Renten und auf das Verhältnis zwischen Ausgaben, Einnahmen und Verdienstsummen isoliert zu untersuchen. Es ist dazu nicht nötig, konkrete Annahmen über die doch immer höchst unsichere 24 Grohmann

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse

Verdienstentwicklung während eines sehr langen Zeitraums zu machen. Treffen

Bevölkerungswachstum

und

Verdienstniveausteigerung

zu-

sammen, so ergeben sich für unsere Modellrechnung die Werte der Spalten 2 und 3 i m unteren Teil der Tabelle 35. Speziell diejenigen der Spalte 3, die für eine wachsende Bevölkerung m i t steigendem Verdienstniveau und einer regelmäßig u m ein Jahr verzögerten Rentenanpassung gelten, verdienen nun noch unser besonderes Interesse. Stellte nämlich der erste unserer sechs Bevölkerungstypen, die stationäre Bevölkerung m i t konstantem Verdienstniveau, Grundlage und Ausgangspunkt aller Überlegungen dar, so ist dieser sechste Typ derjenige, der den wirklichen Verhältnissen ohne Zweifel am nächsten kommt. Denn m i t einer wachsenden Bevölkerung und einem wie auch immer steigendem Verdienstniveau werden w i r auf lange Zeit hinaus sicher noch rechnen können, und ob und wann einmal von der seither geübten Praxis der verzögerten Rentenanpassung abgegangen wird, ist zumindest heute noch nicht zu übersehen. I n der stabilen Bevölkerung m i t steigendem Verdienstniveau und einjährig verzögerter Rentenanpassung belaufen sich die Renten an männliche Versicherte nur noch auf knapp 1,9 M i l l . St. gegenüber 2,5 Mill. St. beim Typ 1. Alle Rentenausgaben zusammen vermindern sich von 4,3 M i l l . St. auf 3,3 Mill. St. und die Gesamtausgaben schließlich von 4,9 M i l l . St. auf 3,8 Mill. St., alles also recht erhebliche Verbesserungen für die Finanzlage der Versicherung. Allerdings geht auch der Bundeszuschuß u m einiges zurück, nämlich von 885 000 St. auf 765 000 St. A n die Stelle der jährlichen Zinseinnahmen i n Höhe von 162 000 St. t r i t t jetzt sogar ein Bedarf von 26 000 St. Dieser Betrag ist über die Zinsen hinaus notwendig zur jährlichen Aufstockung des Vermögens, damit dieses immer auf der Höhe der jährlichen Gesamtausgaben zu Lasten der Versicherungsträger gehalten wird. Damit ist schließlich nur noch ein Beitragssatz von 19 v H gegenüber ursprünglich 24 v H notwendig, um Einnahmen und Ausgaben dauerhaft i m Gleichgewicht zu halten. Die Veränderungen gegenüber der stationären Bevölkerung m i t konstantem Verdienstniveau als der Grundform des Modells sind also i n der Tat recht beachtlich. Sie haben sich aber ergeben, ohne daß deshalb die Bevölkerungsstruktur eine wesentlich andere geworden wäre. Nahezu alle Details, die zuvor für die stationäre Bevölkerung m i t konstantem Verdienstniveau dargestellt worden sind, gelten exakt oder zumindest näherungsweise auch noch für den letzten unserer sechs Bevölkerungstypen. Nach wie vor haben w i r es — dies sei noch einmal besonders hervorgehoben — m i t einer konstruierten, i n Aufbau und Entwicklung durch und durch normalisierten Modellbevölkerung zu tun, die sich von der heutigen realen i n vielerlei Hinsicht unterscheidet.

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse

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Die stationäre Bevölkerung m i t konstantem Verdienstniveau bleibt somit trotz allem die Grundform unserer Modelluntersuchung, von der ausgehend erst die übrigen fünf Bevölkerungstypen abgeleitet werden konnten. Es erscheint deshalb am Ende unserer Betrachtungen angezeigt, den Erkenntniswert eines solchen stationären Bevölkerungsmodells, das ergänzt ist durch einige wichtige Varianten (bei denen aber lediglich die beiden frei wählbaren Größen des Grundmodells beweglich gestaltet werden) noch einmal zu überdenken und i m A n schluß daran auch seine Bedeutung für eine Vorausschau auf die tatsächlich zu erwartende Entwicklung zu klären. 4. Der Erkenntniswert des entwickelten Bevölkerungsmodells und seine Bedeutung für eine Vorausschau auf die künftige Entwicklung

Die stationäre Bevölkerung m i t konstantem Verdienstniveau und ihre fünf i n die Untersuchung m i t einbezogenen Varianten sind ihrer Entstehung und ihrem Wesen nach ferne Zukunftsbilder der heutigen realen Bevölkerung unter der Hypothese, daß die angenommenen Natur- und Verhaltensrelationen (Sterbewahrscheinlichkeiten, Invalidisierungswahrscheinlichkeiten, Verdienstrelationen usw.) die Entwicklung auf unendlich lange Zeit hinaus bestimmen, daß das heutige Rentenversicherungsrecht während dieser Zeit unverändert Gültigkeit beh ä l t 8 3 a und daß die absolute Geborenenzahl sowie die nominelle Höhe des Standardverdienstes auf die Dauer feste bzw. konstant wachsende, vorgegebene Größen sind. Dies sieht — mindestens auf den ersten Blick — sehr nach beabsichtigter Vorausschau, wenn auch für einen weit i n der Zukunft liegenden Zeitraum, aus. Wäre das das eigentliche und einzige Ziel, so wäre der Erkenntniswert eines solchen Modells allerdings nicht sonderlich groß; denn niemand w i r d i m Ernst annehmen wollen, daß eine über Jahrzehnte oder gar Jahrhunderte hinweg gleichförmige Entwicklung auch nur die geringste Wahrscheinlichkeit für sich habe. Tatsächlich hat denn auch eine Modelluntersuchung wie die hier vorgelegte samt ihren Ergebnissen nicht i n erster Linie einen prognostischen, sondern vielmehr einen allgemeineren theoretischen, und zwar unmittelbar gegenwartsbezogenen Wert. Die Konstruktion eines solchen Modells zwingt zunächst zu einer gedanklichen Durchdringung des aktuellen demographischen, ökonomischen und sozialen Geschehens i n seiner verwirrenden Vielfalt, zu einem Aufspüren der dieses Geschehen bewegenden, i n die Zukunft hinein wirkenden natürlichen und sozialen Triebkräfte und zu einem Durchdenken der qualitativen und quantitativen Zusammenhänge zwischen den zahlreichen als wesentlich erkann83a Allerdings unter Aufhebung der auf die Dauer systemwidrig wirkenden Vorschriften einer nominell fixierten Jahresarbeitsverdienstgrenze für Angestellte u n d eines v o m Bevölkerungsumfang unabhängigen Bundeszuschusses. 2*

Zusammenfassende Darstellung und Würdigung der Ergebnisse

ten Einzelabläufen. Ist dies mit Erfolg geschehen, und ist es am Ende gelungen, die auf analytischem Wege gewonnenen Einsichten durch nachfolgende Synthese zu einem neuen idealisierten Gesamtbild zu verschmelzen, dann w i r d dadurch eine Zusammenschau der die Entwicklung tragenden aktuellen, jedoch von allen historischen, einmaligen, störenden Einflüssen befreiten Lebensvorgänge möglich, wie sie die unmittelbare Anschauung der realen Verhältnisse nicht zu bieten vermag. Die entwickelte stationäre oder stabile Bevölkerung zeigt dann ein nach ganz bestimmten vorgegebenen Prinzipien „entzerrtes", normalisiertes oder idealisiertes B i l d des gegenwärtigen realen Geschehens oder den „Gleichgewichtszustand" auf den das gegenwärtige reale Geschehen aus sich heraus hintendiert. Erfolgt die Konstruktion eines solchen Modells — wie hier geschehen — von vornherein und bewußt m i t Bezug auf die Idee und Gestalt des neuen Rentenversicherungsrechts, so werden damit zugleich die i n diesem Sinne normalisierten Beziehungen zwischen den heutigen Invalidisierungs-, Heirats-, Erwerbstätigkeits-, Verdienst- und Sterblichkeitsverhältnissen auf der einen und den Einnahmen und Ausgaben einer gedachten sozialen Rentenversicherung auf der anderen Seite sichtbar. Ebenso wie man die mittlere Lebenserwartung eines Neugeborenen i n einer Bevölkerung benutzt als einen zusammenfassenden Ausdruck der aktuellen Sterblichkeitsverhältnisse i n dieser Bevölkerung während des Berechnungszeitraums, so kennzeichnet hier der „erforderliche Beitragssatz" i n konzentrierter Form die aktuellen, aber strukturbereinigten Risikoverhältnisse dieser Rentenversicherung i n ihrer Gesamtheit. Und ebenso kennzeichnen auch alle übrigen charakteristischen Daten des entwickelten Modells jeweils bestimmte Teilaspekte dieser Risikoverhältnisse. Etwas konkreter und pointierter ausgedrückt bedeutet dies etwa: Wären von den Jahrgängen, die 1957 i m Rentneralter standen, i n den vergangenen Jahrzehnten jeweils ebenso viele Personen versicherungspflichtig gewesen, hätten ebenso viele geheiratet, wären ebenso viele krank oder arbeitslos gewesen und wären ebenso viele invalide geworden und ebenso viele gestorben, wie es 1957 i n den entsprechenden Altersstufen als normal anzusehen war, wären außerdem alle Geburtsjahrgänge von Anfang an gleich stark gewesen und sollten dennoch alle Versicherungsleistungen i m Sinne des neuen Rechts gewährt werden 8 4 , dann wären eben nicht 14, sondern 24 v H aller beitragspflichtigen Arbeitsverdienste zur Finanzierung erforderlich gewesen. Hier offenbart sich der Sinn speziell des stationären Grundmodells i n aller Deutlichkeit. I n der realen Bevölkerung hat jeder Jahrgang, 84

So daß ζ. B. ein Rentner nach 40jähriger Versicherungszeit bei mittleren Arbeitsverdiensten 60 v H dessen als Rente erhalten würde, was ein vergleichbarer noch aktiver Arbeiter oder Angestellter 1957 verdiente.

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der 1957 zahlend oder empfangend an den Einnahmen und Ausgaben der gesetzlichen Rentenversicherung beteiligt war, seine eigene Geschichte. Jeder Jahrgang hatte ursprünglich eine andere Stärke, unterlag anderen Sterblichkeits-, Arbeitslosigkeits-, Invaliditätsrisiken usw. Was die Jüngeren zu zahlen haben, hängt vor allem von der Zahl und dem „Vorleben" der Älteren ab, so wie ihr eigenes gegenwärtiges Erwerbsleben einmal entscheidend sein w i r d für die Leistungspflicht der ihnen nachfolgenden Generationen. I m stationären Modell ist das jedoch grundlegend anders. Hier hat ein Jahrgang genau den gleichen Lebenslauf wie jeder andere und jeder Bevölkerungsquerschnitt ist ein getreues Spiegelbild dieses bis ins letzte uniformen Lebenslaufs. Es sind gewissermaßen immer dieselben Menschen, die hier Beiträge zahlen, Renten beziehen, Witwen und Waisen hinterlassen usw. Die stationäre Bevölkerung m i t konstantem Verdienstniveau bietet — so gesehen — ein illusionsloses B i l d von dem, was bei den gegebenen Risikoverhältnissen der A k t i v e an Beiträgen zahlen muß, wenn er die vorgesehenen Versicherungsleistungen beanspruchen w i l l und sich auf keinerlei außergewöhnliche Umstände stützen kann. Sie gestattet es gleichzeitig ζ. B. auch zu erkennen, wie sich unter solchen, langfristig gleichbleibenden normalen Verhältnissen die Beitragsleistung minderte, wenn diese oder jene Versicherungsleistung gekürzt würde, ebenso wie sie umgekehrt zeigt, was diese oder jene Mehrleistung ggf. kostete. Und sie zerstört dabei die Vorstellung, als müßten immer die Interessen ganz verschiedener sozialer Gruppen gegeneinander abgewogen werden, wenn man einerseits die Beiträge nicht zu groß und andererseits die Versicherungsleistungen nicht zu klein werden lassen w i l l . I m Grunde und auf lange Sicht sind es doch immer die Interessen derselben Menschen, nur eben i n den verschiedenen Phasen ihres Lebens. So ist die stationäre Bevölkerung gleichsam ein Spiegel, i n dem jeder lebenden Generation ihr eigenes Ebenbild i n allen zurückliegenden und noch bevorstehenden Lebensstufen entgegentritt, so wie es aussähe, wenn alle diese Lebensstufen unter den „Normalverhältnissen" des Jahres 1957 durchlaufen würden. Kann man sich allerdings darauf verlassen, daß ständig stärkere Generationen nachwachsen, oder w i l l man bewußt einkalkulieren, daß das Verdienstniveau ständig steigt und daher die Renten stets u m einige Jahre hinter dieser Entwicklung zurückbleiben, oder trifft beides gleichzeitig zu, so wandelt sich das B i l d i n einer Weise, wie es i n den übrigen fünf Modellvarianten zum Ausdruck kommt. Insbesondere sind dann nicht mehr 24 vH, wohl aber noch 22, 21, 20 oder schließlich — i m relativ realistischsten der angedeuteten Fälle — 19 v H aller beitragspflichtigen Arbeitsverdienste zur dauerhaften Finanzierung der Rentenversicherung aufzubringen.

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So interessant und nützlich all diese Einsichten aber immer sein mögen, und so wertvoll Vergleiche m i t entsprechenden Modellbevölkerungen, die künftig etwa für 1967 oder 1977 einmal berechnet werden könnten, gewiß sein dürften, so drängt sich doch immer zugleich auch die Frage nach der mutmaßlichen wirklichen weiteren Entwicklung auf, nach einer Vorausschätzung also, bei der v o l l i n Rechnung gestellt wird, daß die Altersstruktur gegenwärtig verzerrt ist, daß die heutigen Rentner i m Durchschnitt noch kürzere Versicherungszeiten hatten, daß es noch i n großer Zahl Kriegsfolgerenten gibt usw. Es stellt sich — mit anderen Worten — für uns die Frage: Welche Bedeutung hat die hier vorgenommene Modellrechnung für eine Vorschau auf die w i r k liche künftige Entwicklung? Jede fundierte Prognose über die künftige Entwicklung der Einnahmen und Ausgaben bei den Trägern der gesetzlichen Rentenversicherungen hat, wenn sie über einen längeren Zeitraum hinwegreichen soll, eine Modellrechnung zur Grundlage. Das gilt für alle bisherigen „Versicherungstechnischen Bilanzen", für die Begründung des Regierungsentwurfs zur Rentenreform, für das früher erwähnte Gutachten von Heubeck usw. Ein solches Prognosemodell entsteht, wenn es die Unterlagen erlauben, allemal i n der Weise, daß die i n einem gegebenen Zeitpunkt vorhandene reale Bevölkerung Jahrgang für Jahrgang m i t Hilfe bestimmter Annahmen gedanklich i n die Zukunft hinein fortentwickelt wird, soweit dies für die Versicherungsausgaben und -einnahmen relevant ist. Die verwendeten Annahmen entsprechen dabei ihrem Wesen nach den auch unserer Modellrechnung zugrunde liegenden statistischen Verhältnis- oder sonstigen Maßzahlen, i n denen sich eine alleemeine und dauerhafte Abhängigkeitsbeziehung zwischen zwei Größen ausdrückt (Abhängigkeitsrelationen). Werden diese „Abhängigkeitsrelationen" als konstant angenommen — was gewöhnlich geschieht, aber nicht notwendig geschehen muß — und w i r d die Prognoserechnung beliebig weit i n die Zukunft hinein fortgeführt, so nähert sich die prognostizierte Bevölkerung mehr und mehr jenem Beharrungszustand, u m den es i n der vorliegenden Arbeit ausschließlich ging. Aus diesen Grundgedanken einer Prognoserechnung ergibt sich unmittelbar die dreifache Bedeutung, die die Entwicklung eines Modells, so wie sie hier vorgenommen wurde, für eine echte Vorausschau hat: 1. Die intensive Beschäftigung m i t dem relativ einfachsten und am besten überschaubaren F a l l einer Modellbevölkerung, eben der stationären Bevölkerung m i t konstantem Verdienstniveau, schafft die gedankliche Voraussetzung dafür, kompliziertere Modelle überhaupt bewältigen zu können. Gerade das bewußte Absehen von Kriegsfolgen, Wanderungsbewegungen usw. hat es i m vorliegenden Fall erst ermöglicht, die Vielfalt der wesentlichen Größenbeziehungen gedanklich i n

Zusammenfassende Darstellung und Würdigung der Ergebnisse

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den Griff zu bekommen. Die dabei gewonnenen Einsichten könnten also nutzbringend verwendet werden, wenn das „Gleichgewichtsmodell" zu einem „Prognosemodell" ausgestaltet werden sollte. 2. Das Auffinden geeigneter „Abhängigkeitsrelationen" für alle interessierenden Vorgänge ist bei beiden Arten von Modellen i m Prinzip das gleiche. Die hier auf empirisch-statistischem Wege gewonnenen Relationen und sonstigen Maßzahlen, wie sie i m Anhang B, Tabellen 1/1 bis 1/11, zusammengestellt sind, könnten größtenteils unmittelbar auch für Prognosemodelle herangezogen werden. Die jeweils m i t der E r m i t t lung verbundene Sachdiskussion gibt i n den meisten Fällen zugleich zusätzliche Anhaltspunkte dafür, i n welchem Maße die einzelnen Größenbeziehungen als i n unmittelbarer Zukunft beständig angesehen werden können, und nicht selten auch, i n welcher Richtung Abwandlungen sinnvoll erscheinen. 3. I n den sechs bis ins einzelne entwickelten Modellbevölkerungen stehen die wichtigsten Endzustands-Typen für Prognoserechnungen bereits zur Verfügung. Die größte Bedeutung unter ihnen hat i n diesem Zusammenhang natürlich der letzte der gebildeten Typen, die stabile Bevölkerimg m i t steigendem Verdienstniveau und einjährig verzögerter Rentenanpassung. Die gesamte vorliegende Untersuchung und ihre Ergebnisse stellen damit also zwar nicht schon selbst eine echte Prognose dar, sie liefern für einen solchen Zweck aber doch die entscheidenden und unentbehrlichen Grundlagen. Sie sind hier nicht Ziel, sondern Ausgangspunkt. Der nächste Schritt i n Richtung auf eine wirkliche Prognoserechnung könnte etwa sein, den Altersaufbau der Modellbevölkerung genau dem der heutigen realen Bevölkerung anzugleichen, den Lebensablauf der einzelnen Jahrgänge aber vorerst unverändert zu lassen. Die auf diese Weise entstehende neue Modellbevölkerung ließe sich dann bequem über Jahre und Jahrzehnte hinweg fortrechnen, und sie ließe damit erkennen, welche Rolle der gegenwärtig so stark verzerrte Altersaufbau i n der künftigen Entwicklung vermutlich spielen wird. Ein weiterer Schritt könnte darin bestehen, die Versichertenquoten und die bisher zurückgelegten Versicherungszeiten schätzungsweise den heutigen Verhältnissen anzupassen und sie dann erst allmählich denen des Modells anzunähern. Aber auch ohne solche Umrechnungen geben die Modellergebnisse bereits jetzt gewisse Hinweise auf die A r t und Richtung künftiger Veränderungen. Wenn der berechnete Beharrungszustand selbst bei einer wirklichen Fortdauer aller heute als normal anzusehenden Lebens- und Wirtschaftsverhältnisse theoretisch auch erst nach unendlich langer Zeit erreicht wäre, so nähert sich die tatsächliche Ent-

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wicklung i n diesem Fall doch schon sehr viel früher dem beschriebenen Zustand an oder tendiert, wenn möglicherweise auch nicht ohne Schwankungen, auf i h n hin. Es ist i n diesem Zusammenhang von besonderem Interesse, festzustellen, daß der Beitragssatz, wie w i r ihn für den sechsten, relativ realistischsten Bevölkerungstyp i m Beharrungszustand berechnet hatten, nämlich 19 vH, gerade m i t dem übereinstimmt, den das Bundesministerium für Arbeit und Sozialordnung i n seinen ersten inzwischen vorliegenden versichemngstechnischen Bilanzen für den Zeitabschnitt von 1967 bis 1986 berechnet hat 8 5 . Hier berühren sich also die i n der vorliegenden Arbeit durchgeführte Modellrechnung und die erste seit der Rentenreform umfassend vorgenommene Prognoserechnung zumindest i n ihrem wichtigsten Resultat. Bei einer Gegenüberstellung der hier vorgelegten Ergebnisse und derjenigen der versidierungstechnischen Bilanzen darf freilich nicht übersehen werden, daß beide Rechnungen auf verschiedenen Grundsätzen aufgebaut und i n verschiedener Weise vorgenommen worden sind. Die Ergebnisse sind deshalb auch nicht einfach i n gleicher Weise zu interpretieren. Ausgangspunkt der Berechnungen des Bundesministeriums für A r beit und Sozialordnung war die tatsächliche Bevölkerungsstruktur und der tatsächliche Stand der gesetzlichen Rentenversicherungen am 1.1.1959, vor allem der damalige Bestand an Versicherten und Rentnern, deren Alters- und Geschlechtsgliederung, die Höhe ihrer tatsächlich gezahlten Beiträge und empfangenen Renten usw. Auch für alle künftigen Jahre, für die die Rechnung durchgeführt wurde, ergab sich so jeweils eine ganz bestimmte, sich von Jahr zu Jahr aber immer wieder verschiebende Bevölkerungs- und Versichertenstruktur m i t einem stets mehr oder weniger günstigen Einfluß auf die finanzielle Situation der Versicherung. Da sich die Ergebnisse verständlicherweise nur auf einen begrenzten Zeitraum erstrecken, ist ihnen nicht ohne weiteres anzusehen, ob sie i m einen oder anderen Jahr oder während des gesamten Zeitraums als relativ günstig oder relativ ungünstig gelten müssen. Es fehlt dafür sozusagen ein allgemeiner Orientierungsmaßstab. Bei der hier berechneten Modellbevölkerung ist es gerade umgekehrt. Hier fehlt die Berücksichtigung einer speziellen, i n einem ganz bestimmten Jahr zu erwartenden Struktur. Die bewußt herbeigeführte Normalisierung erlaubt es dafür aber, zu erkennen, welches Verhältnis es Die versicherungstechnischen Bilanzen der Rentenversicherung der Arbeiter u n d der Rentenversicherung der Angestellten f ü r den 1. Januar 1959, B A r b B l . 1962, S. 641 ff., Rechnungen I I D u n d I I I D m i t Entgeltsannahmen 2 u n d 3 u n d Zinsannahme a.

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zwischen Beiträgen und Versicherungsleistungen nach unseren heutigen Vorstellungen über die demographischen, ökonomischen und sozialen Erscheinungen w i r k l i c h dauerhaft realisierbar und damit als ausgewogen zu betrachten ist. I n unserem Modell sind alle Versicherungseinnahmen und -ausgaben aus einem einheitlichen Ansatz heraus entwickelt. E i n und dieselben Annahmen ζ. B. über die Arbeitsverdienste bestimmen gleichzeitig sowohl die Höhe der Beiträge als auch die der Renten. Für eine Vorausschau auf die zukünftige Entwicklung bedeutet der ermittelte Beitragssatz von 19 v H bei wachsender Bevölkerung, steigendem Verdienstniveau und verzögerter Rentenanpassung deshalb nicht, daß gerade dieser Satz i n diesem oder jenem Jahrzehnt tatsächlich erhoben werden müsse, er deutet aber doch auf einen allgemeinen künftigen Durchschnittswert i n dieser Größenordnung hin, der bei relativ günstiger Bevölkerungsstruktur einmal unterschritten werden kann, der unter ungünstigen Umständen aber auch einmal nicht ausreichen dürfte. So gesehen könnte man etwa sagen: Die Übereinstimmung zwischen den berechneten „erforderlichen Beitragssätzen" gibt einen gewissen Hinweis darauf, daß die i n den versicherungstechnischen Bilanzen prognostizierten Werte nicht von vornherein als Ausnahmesätze vorzustellen sind, die nur gerade dann erhoben werden müssen, wenn die relativ starken, relativ wenig vom Krieg i n Mitleidenschaft gezogenen Jahrgänge i m Rentneralter stehen werden, sondern daß m i t Beitragssätzen i n der Größenordnung u m 19 v H i n weiterer Zukunft vielleicht auch normalerweise gerechnet werden muß. I n dem Maße, wie sich in späteren Perioden die Altersstruktur wieder verbessern wird, rücken vermutlich mehr und mehr Generationen ins Rentneralter, von denen ein immer größerer Bevölkerungsteil bis zur Altersgrenze sehr lange Versicherungszeiten zurückgelegt hat und folglich auch entsprechend hohe Rentenansprüche stellen kann. I m Grunde erscheint auch ein Beitragssatz i n der Größenordnung um 20 v H noch nicht einmal utopisch, wenn man sich die künftig zu erwartende Bevölkerungsentwicklung vor Augen führt, mag eine solche Belastung dem heute i m Erwerbsleben stehenden Menschen auch kaum tragbar vorkommen. Macht man sich erst einmal völlig klar, daß unter den heutigen Sterblichkeitsverhältnissen fast drei Viertel aller 25jährigen Männer die Altersgrenze erreichen, daß davon wiederum fast zwei D r i t t e l noch mindestens 10 Jahre zu leben haben, daß selbst nach ihrem Tode noch i n der überwiegenden Mehrzahl der Fälle eine Witwe zu versorgen ist und daß auf der anderen Seite das Erwerbsleben selten länger als 45 Jahre währt, dann leuchtet ohne weiteres ein, daß 14 v H der erzielten Arbeitsverdienste auf die Dauer nicht ausreichen, die aus dem Erwerbsleben Ausgeschiedenen und die Hinter-

Zusammenfassende Darstellung u n d Würdigung der Ergebnisse

bliebenen vor dem sozialen Abstieg zu bewahren. Man muß nach dem Stand unseres heutigen Wissens schon bereit sein, einen Satz i n der Größenordnung von 19 v H auf zuwenden, u m die dynamische Rente und die übrigen Versicherungsleistungen nach dem heute geltenden Recht zu finanzieren. Damit dürfte dann aber auch auszukommen sein, vorausgesetzt, daß die Bevölkerung ständig wächst, das Verdienstniveau ständig steigt und daß i n den künftigen Generationen der Anteil der Sozialversicherten niemals zurückgeht.

Anhang A Erläuterungen und Ergänzungen zu einzelnen Abschnitten des dritten und vierten Kapitels der Arbeit Ziffer 1. Gewinnung der zur Berechnung der Sterbewahrscheinlichkeiten des Modells erforderlichen statistischen Unterlagen und Berechnung der Sterbewahrscheinlichkeiten (Zum d r i t t e n Kapitel, Β I I 2 c) a) Die Geborenen-, die Gestorbenen- und die Wanderungsüb erschu ßzahlen Die benötigten Geborenen- u n d Gestorbenenzahlen sind f ü r die Jahre 1953 bis 1956, die Geborenenzahlen auch für das Jahr 1957 i n den amtlichen V e r öffentlichungen über die „Natürliche Bevölkerungsbewegung" enthalten 1 . Die Gestorbenenzahlen f ü r das Jahr 1957 w u r d e n v o m Statistischen Bundesamt zur Verfügung gestellt, w e i l v o n diesem Jahr an detaillierte Tabellen n u r noch für das Bundesgebiet einschließlich des Saarlands veröffentlicht werden. Der nach Geschlecht u n d Geburtsjahr gegliederte Überschuß der Wanderungen über die Grenzen des Bundesgebiets konnte f ü r die Jahre 1953 bis 1956 den amtlichen Veröffentlichungen über die „Wanderungen" entnommen werden 2 . F ü r 1957 ergab sich dagegen eine gewisse Komplikation, w e i l aus dem Wanderungsüberschuß des Bundesgebiets einschließlich des Saarlands nicht n u r der auf dieses neue Bundesland entfallende A n t e i l ausgeschieden werden mußte, sondern darüber hinaus auch noch die Wanderungsbewegung zwischen dem Saarland u n d dem übrigen Bundesgebiet eine Berücksichtigung erforderte. Diese ist aber n u r i n i h r e m Gesamtsaldo, nicht nach Geschlecht u n d Geburtsjahr gegliedert, bekannt 3 . Jedoch dürfte die Unsicherheit, die dadurch i n die Rechnung hineingekommen ist, k a u m nennenswert sein. Sie fällt zumindest gegenüber der allgemeinen Unsicherheit, m i t der die Statistik der Wanderungen über die Grenzen des Bundesgebiets behaftet ist 4 , v e r mutlich n u r w e n i g ins Gewicht. Die ausgewiesenen Wanderungsüberschußzahlen sind nämlich fast i m m e r etwas überhöht, w e i l bei den Fortzügen Erfassungslücken, bei den Zuzügen hingegen Doppelzählungen k a u m zu v e r meiden sind. b) Die

Bevölkerungsbestandszahlen

U m die erforderlichen Bevölkerungsbestandszahlen zu gewinnen, lag es zunächst einmal nahe, auf die amtlichen Fortschreibungsergebnisse zurück1 StBRD Bde. 122, 147, 173, 194, 228. 2 S t B R D Bde. 123, 146, 171, 209. 3 Vgl. StBRD Bd. 218, S. 58 f. u n d S. 70. 4 Vgl. die Einführung i n „Die Wanderungen i m Jahre 1953", StBRD Bd. 123, S. 66 ff. u n d die Vorbemerkungen i n den Veröffentlichungen über die Wanderungen i n den folgenden Jahren, StBRD Bde. 146, 171, 209 u n d 218.

380

Anhang A

zugreifen. Das Statistische Bundesamt schreibt die Bevölkerung der Bundesrepublik seit der Volkszählung am 13. 9.1950 jährlich nach Geschlecht u n d Geburtsjahren auf das Ende des Kalenderjahrs fort 5 . (Zu diesem Zeitpunkt stehen alle i m selben Kalenderjahr Geborenen i m selben Alters jähr.) Die Methode der Fortschreibung ist formal denkbar einfach: F ü r jeden Geburtsjahrgang gesondert werden der Wanderungsüberschuß zum Vorjahresendbestand hinzugezählt u n d die Z a h l der Gestorbenen davon abgezogen, außerdem beginnt m i t der Geborenenzahl des betreffenden Jahrs jeweils ein neuer Geburtsj ahrgang. Wegen der Ungenauigkeiten der Wanderungsstatistik muß damit gerechnet werden, daß die Fortschreibungsergebnisse durchweg zu hoch liegen, zuerst nur wenig, dann aber vermutlich von Jahr zu Jahr immer mehr, besonders, w e n n die Wanderungsbewegungen so stark sind w i e i n Deutschland i n den letzten Jahren. Nach der amtlichen Wanderungsstatistik sind v o m 13.9.1950 bis zum 1.1.1957 r u n d 1,5 M i l l i o n e n Personen i n das Bundesgebiet ohne Saarland u n d B e r l i n mehr zu- als fortgezogen 6 . Eine erste Gelegenheit, die Fortschreibungsergebnisse zu überprüfen, bot die i m Oktober 1956 durchgeführte Wohnungszählung, die zugleich einer Neufeststellung der Bevölkerungszahl i n den einzelnen Gemeinden zu dienen bestimmt w a r 7 . Trotz eingehender Vollständigkeitskontrollen i n den Gemeinden lag das Ergebnis u m 811 000 Personen unter dem der Fortschreibung. Das sind zwar n u r r u n d 1,6 v H der gesamten Einwohnerzahl von r u n d 50 Millionen, aber doch mehr als ein D r i t t e l der i m Wege der Fortschreibung berechneten Veränderung gegenüber der Volkszählung (rund 2,4 Millionen) u n d über die Hälfte des Wanderungsüberschusses (1,5 Millionen). Das Ausmaß des Fehlers macht es recht unglaubhaft anzunehmen, er rühre allein oder auch n u r zum großen Teil v o n Doppelzählungen u n d Erfassungslücken i n der Wanderungsstatistik her, w e n n diese sicher auch nicht unbeteiligt daran sind. Es lag deshalb die V e r m u t u n g nahe, daß entweder das Ergebnis der Volkszählung überhöht oder das der Wohnungszählung zu niedrig war. Eingehende Nachprüfungen u n d -Überlegungen i m Statistischen Bundesamt haben zu der Auffassung geführt, daß bei der Wohnungszählung 1956 eher zuviel als zu wenig Personen gezählt, bei der Volkszählung 1950 aber wahrscheinlich viele Personen an zwei Wohnsitzen u n d damit doppelt erfaßt worden sind 8 . M a n hat deshalb die weitere Fortschreibung der Bevölkerungszahl ab 1956 auf das Ergebnis der Wohnungszählung gestützt u n d die vorausgehenden Bevölkerungsbestandszahlen auf dem Wege der Rückschreibung bis 1950 korrigiert, neben der Gesamtbevölkerungszahl allerdings n u r ihre A u f t e i l u n g nach dem Geschlecht. Inzwischen haben die ersten Ergebnisse der Volkszählung v o m 30. 6.1961 die Auffassung bestärkt, daß diese korrigierte Reihe den w i r k l i c h e n Bevölkerungsbestandszahlen höchstwahrscheinlich wesentlich näher k o m m t ; denn die jetzt f ü r den 30.6.1961 festgestellte Bevölkerungszahl ist nicht etwa wieder größer, sondern abermals — w e n n auch n u r wenig — δ StJb. 1953, S. 42; 1954, S.40; 1955, S.40; 1956, S.40; 1957, S.42; 1958, S. 38; siehe aucli StB VIII/7/23, 28, 37, 46, 55, 71, 79. β StBRD Bd. 209, S . l l . 7 Fürst, Gerhard u n d Mitarbeiter: Die Bevölkerungszahl der Bundesrepublik Deutschland, WiSta. 1957, S. 466 ff. 8 Fürst, Gerhard und Mitarbeiter: Die Bevölkerungszahl der Bundesrepublik Deutschland, WiSta. 1957, S. 469 f.

Anhang A kleiner als das für den gleichen Stichtag ermittelte Fortschreibungsergebnis 9 . M i t der K o r r e k t u r der bisherigen Fortschreibungsreihe f ü r die Bevölkerung i m ganzen u n d für die beiden Geschlechter erhob sich sofort auch die Frage nach einer K o r r e k t u r des bisher fortgeschriebenen Altersaufbaus bei beiden Geschlechtern; denn die Fehler bei der Volkszählung v o m 13.9.1950 u n d i n der Wanderungsstatistik der darauffolgenden Jahre entstanden sicher nicht bei allen Geburtsjahrgängen i m gleichen Maße. So w a r vor allem zu v e r muten, daß Doppelzählungen wegen eines zweiten Wohnsitzes vorwiegend bei Männern i m A l t e r von 15 bis 45 Jahren vorgekommen sind. Tatsächlich ergab eine nachträgliche Auswertung von 10 v H der bei der Wohnungszählung ausgefüllten Haushaltungslisten eine von den Fortschreibungsergebnissen i n diesem Sinne abweichende Altersgliederung, die sich auch beim Mikrozensus i m Oktober 1957 wieder bestätigte 1 0 . Das Statistische Bundesamt hat deshalb, nachdem es f ü r Ende 1956 die bisherigen nach dem A l t e r gegliederten Zahlen einfach proportional reduziert hatte (bei den männlichen Personen u m 2 v H u n d bei den weiblichen u m 1 v H ) 1 1 ab Ende 1957 einen neuen auf Wohnungszählung u n d Mikrozensus gestützten Altersaufbau veröffentlicht und v o n da an fortgeschrieben. F ü r die Jahre 1950 bis 1955 ist es aber bei der u r sprünglichen Fortschreibung nach dem Alter, f ü r 1956 bei der proportionalen Reduzierung geblieben. W i r waren deshalb i n einer recht ungünstigen Lage. Da w i r einerseits eine vergleichbare Folge von Bestandszahlen i n einer durchgehend vergleichbaren Gliederung nach Geschlecht u n d Geburtsjahr brauchten, andererseits aber entsprechend den Überlegungen des Statistischen Bundesamtes nicht an den Volkszählungs- sondern an den Wohnungszählungsergebnissen anknüpfen wollten, bot sich allein der folgende Weg an. Die v o m Statistischen Bundesamt m i t dem 31.12.1955 abgebrochene u r sprüngliche Fortschreibungsreihe (nach Geschlecht u n d Geburtsjahr) 1 2 wurde unter Verwendung der amtlichen Geborenen-, Gestorbenen- und Wanderungsüberschußzahlen über den 31.12.1956 auf den 31.12.1957 fortgeschrieben. E i n Vergleich der auf diese Weise gewonnenen Zahlen m i t den neuen Bestandszahlen für den 31. 12. 1957 13 zeigte, w i e sich die Differenz von 811 000 Personen auf die einzelnen Geburtsjahre i n beiden Geschlechtern verteilte. Sie w a r am größten bei den männlichen Personen i m jüngeren A l t e r . Das M a x i m u m lag beim 22. Lebensjahr; dort übersteigt die von der Volkszählung her fortgeschriebene Bestandszahl die auf Wohnungszählung u n d Mikrozensus basierende u m r u n d 37 000 Personen oder 9 v H . I m 40. Lebensj a h r sind es aber n u r noch 3000 bis 4000 Personen oder 2 v H u n d bei den älteren Männern etwa v o m 55. Lebensjahr an ist praktisch überhaupt keine nennenswerte Differenz mehr vorhanden. Ebenso liegt die Differenz bis zum 14. Lebensjahr unter 1 v H . U m die so ermittelten absoluten Korrekturzahlen w u r d e n schließlich die Jahresendbestände 1952, 1953, 1954, 1955 u n d 1956 der ursprünglichen Fortschreibungsreihe reduziert. Das Ergebnis waren die gesuchten Überlebendenzahlen an den Kalender Jahresanfängen von 1953 bis 1957 i n der Gliederung nach Geschlecht und Geburtsjahr. 9 Koller, Siegfried u n d Schwarz, K a r l : Die Bevölkerung des Bundesgebietes nach den Ergebnissen der Volkszählung vom 6. J u n i 1961, WiSta. 1962, S. 249 ff. 10 S t B A : Die Bevölkerung nach dem A l t e r u n d Familienstand Ende 1957, WiSta. 1959, S. 130 f. u n d S t B A : Die Bevölkerung i m Jahre 1956/57, StBRD Bd. 198, S. 4 f. 11 S t B A : Die Bevölkerung i m Jahre 1956/57, StBRD Bd. 198, S. 4 f. 12 StJb. 1954, S. 40; 1955, S.40; 1956, S.40; 1957, S.42. 13 StJb. 1959, S. 39 u n d StBRD Bd. 198, S. 81.

382

Anhang A c) Durchführung

der Rechnung

M i t H i l f e der auf die beschriebene Weise gewonnenen Geborenen-, Gestorbenen-, Wanderungsüberschuß- u n d Bevölkerungsbestandszahlen w u r d e n sämtliche geschlechts- u n d altersspezifischen Sterbewahrscheinlichkeiten für alle fünf Kalenderjahre berechnet. Aus den fünf vorhandenen Werten für jedes Geschlecht u n d Alters j ä h r wurde dann ein ungewogener Durchschnitt gebildet. Vergleicht m a n diese Durchschnittswerte jeweils f ü r ein bestimmtes Altersj a h r bis etwa zum A l t e r i = 15, so zeigt sich bis zum A l t e r von 7 Jahren beim männlichen u n d bis zum A l t e r von 6 Jahren beim weiblichen Geschlecht durchweg ein Rückgang der Sterblichkeit von 1953 bis 1957, so daß die Werte f ü r 1957 deutlich erkennbar unter dem Gesamtdurchschnitt liegen. V o m nächsten Alters j ä h r an schwankt der Verlauf der Sterbewahrscheinlichkeiten aber bereits v o n Kalenderjahr zu K a l e n d e r j a h r unregelmäßig u m den aus ihnen gebildeten Durchschnitt. W i r verwenden dementsprechend — w i e bereits früher begründet — bis zum A l t e r v o n 7 bzw. 6 Jahren die Sterbewahrscheinlichkeiten des Jahres 1957 u n d für alle übrigen Altersjahre die ungewogenen Durchschnitte aus den Sterbewahrscheinlichkeiten der Jahre 1953 bis 1957. E i n Ausgleich von Zufallsschwankungen wurde lediglich oberhalb des 85. Lebensjahrs vorgenommen, oberhalb des 90. übrigens i n enger Anlehnung an die ausgeglichenen Werte der Sterbetafel von 1949/51 14 . Die numerischen Werte für alle Alters jähre u n d beide Geschlechter sind i n den Spalten 1 u n d 2 der Tabelle 1/1, A n h a n g B, zusammengestellt.

Ziffer 2. Berechnung von Wiederverheiratungshäufigkeiten für verwitwete und für geschiedene Männer (Zum dritten Kapitel, C I I 2) Die erforderlichen absoluten Zahlen der Wiederverheiratungen konnten den amtlichen Veröffentlichungen entnommen w e r d e n 1 5 . Schwieriger w a r es m i t den Bestandszahlen der v e r w i t w e t e n u n d geschiedenen Männer. Sie sind seit 1950 erstmalig wieder f ü r 1957 verfügbar u n d auch hierfür n u r nach f ü n f jährigen Altersgruppen 1 6 . Da sie zudem auf einer Stichprobenerhebung basieren, sind sie besonders i n den unteren Altersklassen recht unsicher. U m dennoch wenigstens f ü r zwei Kalenderjahre die gewünschten Verhältniszahlen berechnen zu können, w u r d e n zuerst die V e r w i t w e t e n - u n d Geschiedenenbestände v o n Ende 1957 m i t H i l f e der Sterblichkeits-, Ehescheidungsu n d Wanderungsstatistik 1 7 jeweils f ü r eine Gruppe von fünf Geburtsjahrgängen auf Anfang 1957 zurückgeschrieben u n d dann u m den halben Wanderungsüberschuß v o n 1957 wieder erhöht. Entsprechend w u r d e n die Anfangsbestände von 1958, die m i t den Endbeständen v o n 1957 identisch sind, u m den halben Wanderungsüberschuß von 1958 vergrößert. M i t H i l f e dieser Unterlagen konnten die gewünschten Wiederverheiratungshäufigkeiten 14

StBRD Bd. 75, S. 22 f., siehe auch S. 14. 1953 bis 1958 z.B.: StBRD Bde. 122, 147, 173, 194, 228 (jeweils Eheschließende nach Geburtsjahr, Geschlecht u n d bisherigem Familienstand). 16 StBRD Bd. 198, S. 91. 17 StBRD Bd. 228, S. 55 if., 69; StBRD Bd. 218, S. 58 f., 70. 15

Anhang A wenigstens f ü r fünfjährige Altersgruppen u n d die Kalenderjahre 1957 u n d 1958 berechnet werden. Ziffer 3. Zur Wahl der Meßziffern für die Abweichungen der familienstandsspezifischen von den Gesamtsterbewahrscheinliclikeiten (Zum d r i t t e n Kapitel, C I I 5) Bei jedem Geschlecht durften n u r die Meßziffern f ü r zwei Familienstands gruppen i m Modell angesetzt werden, w e i l sich die Sterblichkeit der d r i t t e n Gruppe bei vorgegebener Gesamtsterblichkeit dann von selbst ergibt. Der Sache am besten angemessen wäre es gewesen, die Meßziffern f ü r die Ledigen und für die V e r w i t w e t e n u n d Geschiedenen bei beiden Geschlechtern aus A b b i l d u n g 7 (S. 146) zu gewinnen u n d die der Verheirateten als Restgröße hinzunehmen. Beim männlichen Geschlecht konnte tatsächlich auch so v e r fahren werden. B e i m weiblichen w a r das dagegen nicht möglich, w e i l die Sterbewahrscheinlichkeiten der verheirateten Frauen bereits am Ende der zweiten Teiluntersuchung gebraucht werden, nämlich als V e r w i t w u n g s w a h r scheinlichkeiten der Männer, u m den Lebensablauf der männlichen Personen des Modellj ahrgangs nach dem M e r k m a l Familienstand vollständig entwickeln zu können. Sie durften deshalb nicht erst der späteren Ausrechnung bei der Entwicklung des weiblichen Teüs der Familienstands-Ablaufordnung überlassen bleiben. B e i m weiblichen Geschlecht w u r d e deshalb die LedigenSterblichkeit vorerst außer Betracht gelassen.

Ziffer 4. Z u m Ansatz der berechneten familienstandsspezifischen Sterbewahrscheinlichkeiten i m Modell (Zum d r i t t e n Kapitel, C I I 5) U m Mißverständnisse beim Ansatz der berechneten familienstandsspezifischen Sterbewahrscheinlichkeiten von vornherein auszuräumen, sei noch folgende Bemerkung angefügt: Bei der korrekten Berechnung der Ledigensterblichkeit f ü r eine Sterbetafel nach dem Familienstand steht i m Nenner die Z a h l der i n das betreifende A l t e r eingetretenen ledigen Personen abzüglich der Hälfte der während dieses Altersjahres i n den Ehestand getretenen (und zuzüglich des halben Wanderungsüberschusses an Ledigen) u n d i m Zähler die Z a h l der während des betreffenden Alters jahres ledig Gestorbenen. Der Quotient gibt deshalb nicht die Wahrscheinlichkeit dafür an, daß ein a m Anfang des Alters jahrs Lediger i m Laufe des Jahres stirbt, auch nicht die, daß er als Lediger stirbt, sondern die Wahrscheinlichkeit dafür, daß er als Lediger stirbt, sofern er nicht i n diesem Alters j ä h r heiratet. Entsprechendes g i l t f ü r alle korrekt berechneten familienstandsspezifischen Sterbewahrscheinlichkeiten. Die hier benutzten Meßziffern v o n 1958 beruhen zwar nicht auf Sterbewahrscheinlichkeiten, sondern auf Sterbeziffern. F ü r sie g i l t i m Prinzip aber das gleiche, w e i l bei ihnen i m Nenner stets das M i t t e l aus Anfangs- u n d Endbestand steht. Die familienstandsspezifischen Sterbewahrscheinlichkeiten dürfen deshalb nicht m i t den entsprechenden Bestandszahlen am Jahresanfang allein m u l t i p l i z i e r t werden, sondern n u r m i t den Bestandszahlen zuzüglich der Hälfte der i m Laufe des Jahres i n die betreffende Familienstandsgruppe eingetretenen u n d abzüglich der Hälfte der i m Laufe des Jahres i n eine andere Familienstandsgruppe übergegangener Personen.

Anhang A

384

Ziffer 5. Das Rechenprogramm zur Entwicklung der Ablaufordnung nach dem Familienstand (Zum d r i t t e n Kapitel, C I I I ) Bei dieser Darstellung bedienen w i r uns der folgenden Symbole, die ausschließlich f ü r männliche Personen gelten sollen: Β Bi Bh Bs Bw Η Hi H8 Hw S W G Gi Gh Gs Gw 1 hi hs hw s w q qi Qlh qSw

= = = = = = = = = = = = = = = = = = = = =

=

= = = =

Überlebende beim E i n t r i t t i n das A l t e r i Uberlebende Ledige beim E i n t r i t t i n das A l t e r i Uberlebende Verheiratete beim E i n t r i t t i n das A l t e r i Uberlebende Geschiedene beim E i n t r i t t i n das A l t e r i Überlebende V e r w i t w e t e beim E i n t r i t t i n das A l t e r i Eheschließungen i m A l t e r i Eheschließungen von Ledigen i m A l t e r i Eheschließungen von Geschiedenen i m A l t e r i Eheschließungen v o n V e r w i t w e t e n i m A l t e r i Ehescheidungen von Verheirateten i m A l t e r i V e r w i t w u n g e n v o n Verheirateten i m A l t e r i Gestorbene i m A l t e r i Gestorbene Ledige i m A l t e r i Gestorbene Verheiratete i m A l t e r i Gestorbene Geschiedene i m A l t e r i Gestorbene V e r w i t w e t e i m A l t e r i Ledigenquote beim E i n t r i t t i n das A l t e r i Wahrscheinlichkeit f ü r einen Ledigen, i m A l t e r i zu heiraten Wahrscheinlichkeit f ü r einen Geschiedenen, i m A l t e r i zu heiraten Wahrscheinlichkeit f ü r einen Verwitweten, i m A l t e r i zu heiraten Wahrscheinlichkeit f ü r einen Verheirateten, i m A l t e r i geschieden zu werden Wahrscheinlichkeit f ü r einen Verheirateten, i m A l t e r i W i t w e r zu werden Sterbewahrscheinlichkeit i m A l t e r i Ledigensterblichkeit i m A l t e r i Verheiratetensterblichkeit i m A l t e r i Geschiedenen- u n d Verwitwetensterblichkeit i m A l t e r i

A l l e diese Symbole beziehen sich, ohne daß dies besonders gekennzeichnet ist, auf das A l t e r i, das m i t dem Kalenderjahr i des Modells identisch ist. (Die Angehörigen des Modell jahrgangs, der i m M o d e l l - K a l e n d e r j a h r 0 ins Leben getreten ist, stehen nach unserer Definition des Altersjahrs als Differenz zwischen Beobachtungs- u n d Geburtsjahr während des ganzen Kalenderjahrs i gerade i m A l t e r i.) Sind ausnahmsweise einmal die Zahlen des folgenden A l t e r s - u n d Kalenderjahrs gemeint, so w i r d dies durch Voranstellen der Jahreszahl gekennzeichnet, j + 1 B j bedeutet ζ. B. die Z a h l der Ledigen beim E i n t r i t t i n das A l t e r i + 1. Z u den obenstehenden Symbolen treten noch einige weitere, die zugleich auch die Ehefrauen der männlichen Modellpersonen betreffen. H(d)

h(d)

sei die Z a h l der Männer, die i m A l t e r i eine F r a u des Geburtsj ahrgangs d heiraten, also eine Frau, die — i n Kalenderjahren gerechnet — u m d Jahre jünger bzw. u m — d Jahre älter ist als i h r Mann. sei die Wahrscheinlichkeit dafür, daß ein männlicher Angehöriger des Jahrgangs 0, der i m A l t e r i heiratet, eine F r a u des Jahrgangs d heiratet.

Anhang A

385

Entsprechend soll auch bei anderen Symbolen der Zusatz (d) bedeuten, daß nur jeweils diejenigen Männer i m A l t e r i gemeint sind, die m i t einer F r a u des Jahrgangs d verheiratet sind oder waren. w ( d ) bedeutet dann ζ. B. die Wahrscheinlichkeit dafür, daß ein Verheirateter i m A l t e r i seine u m d Jahre jüngere oder u m — d Jahre ältere F r a u durch den Tod verliert. Diese Größe ist gleichbedeutend m i t der Sterbewahrscheinlichkeit verheirateter Frauen i m A l t e r i—d. Folgende Größen liegen bereits als Bestandteile der Absterbeordnung, die i m Verlauf der ersten Teiluntersuchung entwickelt wurde, f ü r alle A l t e r s jahre vor: B, G u n d q (Tabelle I I / l , Spalten 1 u n d 2; Tabelle 1/1, Spalte 1). A l s Ergebnisse der zweiten Teiluntersuchung stehen — ebenfalls f ü r alle Altersjahre — zur Verfügung: 1, h s , h v v , s, q 1 ? q s w , h ( d ) u n d w ( d ) (Tabellen 1/1 bis 1/4). Gesucht sind die Überlebendenzahlen B A , B h , B s u n d B w sowie die Ereigniszahlen Η , Ηγ, H s , H w , S, W, Gj, G h , G s und G w . Die Z a h l der überlebenden Ledigen am Jahresanfang (B^ ergibt sich sehr einfach durch M u l t i p l i k a t i o n der Gesamtzahl der Überlebenden (B) m i t der Ledigenquote (1) : Bj = Β · 1 Diese Rechnung k a n n vorweg für alle Alters jähre ausgeführt werden. Der Ledigenbestand vermindert sich i m L a u f des Jahres durch Eheschließungen u n d Sterbefälle. Zugänge gibt es keine mehr. Es g i l t deshalb: B

1 ~~

H

i — G! =

i + 1BL

Bi u n d i + 1 B j sind bereits bekannt. Z u r Bestimmung von GÌ u n d H j steht n u r die Ledigensterbewahrscheinlichkeit qi zur Verfügung. Es wäre jedoch nicht korrekt, G t als Produkt B { · q t u n d H j dann als Restgröße zu berechnen; denn damit würde unterstellt, daß der gesamte Anfangsbestand Bj ein ganzes Jahr lang dem Risiko, ledig zu sterben, ausgesetzt wäre. Entsprechend der k o r r e k ten Berechnungsformel von qi Ql

_ "

Bl

1H,

-

muß i m Modell gelten: G! = (Bj - i H j ) qj . Da H! aber vorerst nicht bekannt ist, setzen w i r den korrekten Ausdruck für GL i n die obenstehende Gleichung ein: Bj — H j — (Bi - JHÌ) qj =

i + 1Bi

.

Das läßt sich umformen i n : B1-B1q1 + iH

1

q

Hi-lH1q1 = B

1

-B

1

-H

1

=

q

1

-

i + 1B1

.

Daraus folgt aber: 1

i + 1B1

und Hi = Jetzt k a n n

Bi - Biqi

-

i + 1Bt

Bj (1 -

1 - jQi

qi

als Restgröße berechnet werden: Gi = Bj — H { — i + {Bi .

25 Grohmann

) -

1 - ÏQi

i +

1B{

Anhang A

386

M i t Hilfe der bis jetzt entwickelten Formeln läßt sich bereits eine vollständige Ledigen-Ablaufordnung aufstellen. Als Gegenstück dazu ergibt sich sehr leicht eine Ablaufordnung für die Nichtledigen (Suffix: n) m i t den Größen: B n = Β - Bj, H j u n d G n = G - Gq, wobei allgemein g i l t : B n + H! — G u = i + i B n . N u n besteht unsere nächste Aufgabe darin, die Größen B n u n d H n aufzugliedern i n Verheiratete, Geschiedene u n d Verwitwete. Außerdem ist gleichzeitig der Wechsel zwischen diesen Gruppen zu bestimmen. Das w i r d deshalb komplizierter als bisher, w e i l der Verheiratetenbestand u n d alle seine Z u u n d Abgänge auch nach dem Altersunterschied der Ehegatten gegliedert sein müssen. Die Uberlebendenzahlen B h , B s u n d B w beim E i n t r i t t i n das A l t e r i können w i r als gegeben voraussetzen, w e n n nämlich die Rechnung bereits bis z u m Ende des Altersjahres i — 1 ausgeführt ist. Sie sind solange gleich N u l l , bis zum ersten Male Eheschließungen, Ehescheidungen oder V e r w i t w u n g e n v o r kommen. Die Eheschließungen von Ledigen (Hj) liegen bereits aus der L e d i g e n - A b gangsordnung vor. Die Eheschließungen von Geschiedenen (H s ) u n d von V e r w i t w e t e n ( H w ) ergeben sich nach den Formeln: H s = B s · h s und H w = B w · h w . Dies entspricht genau der empirischen Gewinnung v o n h s u n d h w , bei der die Z a h l der Eheschließungen von Geschiedenen bzw. V e r w i t w e t e n auf den Anfangsbestand der betreffenden Familienstandsgruppe (einschließlich des halben Wanderungsüberschusses) bezogen wurde. M a n könnte dagegen einwenden, daß auch der halbe Zugang an Geschiedenen bzw. V e r w i t w e t e n m i t hätte berücksichtigt werden müssen, w e i l auch diese Personen ein halbes Jahr lang die Chance hatten, wieder zu heiraten. Mindestens bei den V e r w i t w e t e n dürfte jedoch die Wahrscheinlichkeit, i m Jahr des Todes der Ehefrau wieder zu heiraten, sehr gering sein. Bei den Geschiedenen entsteht aber ebenfalls k a u m ein nennenswerter Fehler, w e i l die Überlebendenzahlen B s i n den unteren Altersklassen absolut n u r sehr k l e i n sind u n d i n den höheren Altersj a h r e n wiederum der halbe Zugang i m Verhältnis zum Anfangsbestand k a u m ins Gewicht fällt. Die Z a h l der Eheschließungen insgesamt ergibt sich dann als Summe: H = H j -f- H s + Ηψ . Diese Summe w i r d aufgeteilt nach Alters j ä h r e n der Ehefrau: H

( d ) = H * h(d) · Die Z a h l der Ehescheidungen (S) k a n n sofort für alle Altersjahre auf einm a l berechnet werden, w e i l unsere „Ehescheidungswahrscheinlichkeiten" auf die Überlebenden insgesamt bezogen sind : S = Β ·s . Die A u f t e i l u n g nach dem A l t e r der Ehefrau geschieht a m einfachsten proportional zur Altersgliederung der m i t den Männern des betreffenden Alters am Jahresanfang verheirateten Ehefrauen:

Anhang A

387

Eine solche proportionale A u f t e i l u n g entspricht gewiß nicht ganz der W i r k lichkeit, w e i l ein Zusammenhang zwischen Ehedauer u n d Ehescheidungshäufigkeit besteht. Dieser ist aber nicht so eng, w i e m a n gemeinhin glaubt, so daß sich eine besondere Rücksichtnahme darauf erübrigt. Dem Risiko, als Geschiedener zu sterben, sind neben den a m Anfang des Jahres lebenden auch die i m Laufe des Jahres hinzukommenden Geschiedenen ausgesetzt, die letzteren aber ebenso wie die i m Laufe des Jahres wieder heiratenden n u r ein halbes Jahr lang. Es gilt deshalb: G s = (B s + I S - | H S ) q s . D a m i t auch der Geschiedenenbestand nach dem A l t e r der Ehefrau f o r t geschrieben werden kann, werden die Gestorbenenzahlen proportional zur Größe B s + JS aufgeteilt. (Die Wiederverheiratungen bleiben dabei unberücksichtigt, w e i l sie selbst erst nach dem A l t e r der früheren Ehefrau aufgeteilt werden müßten, was sinnvollerweise auch n u r proportional zur Größe B ß + JS geschehen könnte.) : B G

s(d) ~

G

s '

s(d) + i S ( d ) Bs + iS

Die n u n noch übrigen Größen G h , G w u n d W bereiten einige Schwierigkeiten, w e i l keine von ihnen ohne Kenntnis der anderen berechnet werden kann. Die Dinge werden etwas übersichtlicher, w e n n w i r den Tod beider Ehegatten i m selben Jahr als eine zusätzliche Ereignisart ansehen u n d w i e folgt definieren: Τ

= Fälle, i n denen beide Ehegatten i m Kalenderjahr i sterben

G^ = Sterbefälle von Verheirateten, deren W i t w e am Ende des Kalenderjahres i noch lebt G ^ = Sterbefälle von Verwitweten, deren Ehefrau nicht erst i m Kalenderj a h r i gestorben ist W ' = Sterbefälle von Ehefrauen, deren W i t w e r am Ende des Kalenderjahres i noch lebt. Es g i l t dann: G h + W = GjJ H - W ' + T

und

+ G ; + Gs + Τ = G n

Jetzt können w i r die Z a h l der Sterbefälle v o n Verwitweten, die schon am Anfang des Jahres i W i t w e r waren, berechnen als G ; = ( B w - 1H W ) q w . Somit fehlen uns n u r noch die verschiedenen A r t e n der Ehelösungen durch Tod, nämlich G^, W', u n d T. Die Gefahr, daß einer dieser Fälle eintritt, besteht bei allen Ehen, bei denen jedoch, die erst i m Laufe des Jahres i geschlossen oder geschieden wurden, i m Durchschnitt n u r ein halbes Jahr lang. Das Risiko der Ehelösung durch Tod betrifft also die Größe B h + J H Die Wahrscheinlichkeit dafür, daß der M a n n stirbt, die F r a u aber überlebt, ist gleich q h (1 — W ( d ) ) , die Wahrscheinlichkeit dafür, daß der M a n n überlebt und die F r a u stirbt, gleich (1 — q h ) w ( d ) u n d die Wahrscheinlichkeit dafür schließlich, daß beide Ehegatten sterben, gleich q h · w ( d ) . Jeder der drei A u s drücke ist j e nach dem A l t e r der Frau verschieden groß, so daß auch die 2

Anhang A

388

Größe ( B h + J H — JS) für jedes A l t e r der F r a u getrennt ausgerechnet werden muß. Dies ist auch ohne weiteres möglich, w e i l alle drei Bestandteile i n dieser Gliederung vorliegen. W i r bekommen also: G

i ( d ) = [ B h ( d ) + i H ( d ) - | S ( d ) ] · q h - (1 -

W T

(d)

(d)

w(d))

=

[ B h ( d ) + è H ( d ) - i S ( d ) ] - (1 - q h ) · w ( d )

=

[Bh(d) + i H ( d ) — i S ( d ) ] · qh · w ( d )

Da die Sterbewahrscheinlichkeit der verheirateten Männer (q h ) nicht bekannt ist, berechnen w i r sie näherungsweise als G

= Q h

Bh

h + T + ÌH-jS

_ "

vorerst

G

n ~ Gs ~ Gw Bh + Ì H - Ì S

Diesen Wert v o n q h benutzen w i r nur, u m T ( d ) zu berechnen. Die Z a h l der Verwitwungen, bei denen der M a n n überlebt, ergibt sich dann einfacher als W

'(d)

=

[ B h(d) + i H ( d ) ~ i S ( d ) ] * w ( d ) — T ( d ) ·

Die Z a h l der Sterbefälle von Verheirateten, deren F r a u überlebt, kann dann sogar noch einfacher als Restgröße berechnet werden: G

h(d)

=

(Gn ~

G

s ~

G

w>(d) ~

T

(d) ·

N u r muß zu diesem Zweck vorher noch die Größe ( G n — G s — Gw) nach dem A l t e r der F r a u aufgeteilt werden, was sinnvollerweise proportional zu B h(d) + i H ( d ) - j S ( d ) geschieht. D a m i t ist das Rechenprogramm — so korrekt es bei der A r t der verfügbaren Abhängigkeitsrelationen möglich ist — vollständig aufgestellt. Ziffer 6. Verwendung von nicht veröffentlichten Ergebnissen der vom Statistischen Bundesamt seit 1957 periodisch durchgeführten Repräsentativstatistik der Bevölkerung und des Erwerbslebens (Mikrozensus) in der vorliegenden Arbeit (Zu verschiedenen Abschnitten des d r i t t e n u n d vierten Kapitels) Seit 1957 f ü h r t das S t B A jährlich i m Oktober eine Repräsentativstatistik der Bevölkerung u n d des Erwerbslebens durch, bei der jeweils 1 v H der Bevölkerung nach Geschlecht, Alter, Familienstand, A r t u n d Dauer der Erwerbstätigkeit u n d einer ganzen Reihe weiterer bevölkerungs- u n d erwerbsstatistischer Merkmale befragt w i r d . Daneben finden jeweils i m Januar, A p r i l u n d J u l i entsprechende Erhebungen m i t einem Auswahlsatz von 0,1 v H statt 1 8 . Diese i n Deutschland neuartige Statistik, die unter dem Namen Mikrozensus bekannt ist, liefert zahlreiche Informationen, die f ü r die vorliegende Arbeit von sehr wesentlicher Bedeutung sind, j a ohne die das angestrebte Z i e l m i t 18 Siehe Herberger, L o t h a r : Der Mikrozensus als neues Instrument zur E r fassung sozial-ökonomischer Tatbestände, WiSta. 1957, S. 209 ff. Deininger, R. : Repräsentativstatistik der Bevölkerung u n d des Erwerbslebens (Mikrozensus) i n : Stichproben i n der amtlichen Statistik, herausgegeben v o m StBA, S t u t t gart u n d Mainz 1960, S. 135 ff.; Koller, Siegfried u n d Herberger, L o t h a r : Der Mikrozensus, A l l g S t A 1960, S. 205 ff.

Anhang A Sicherheit nicht zu erreichen gewesen wäre. V o n der Gliederung der Bevölkerung nach Geschlecht, A l t e r u n d Familienstand 1 9 , die auf Mikrozensusergebnisse zurückgeht, wurde bereits i m Verlauf der zweiten Teiluntersuchung mehrfach Gebrauch gemacht. Fast noch wichtiger für uns sind aber die E r gebnisse des Mikrozensus über die Gliederung der Bevölkerung nach der Stellung i m Beruf u n d nach der Versicherungspflicht i n den gesetzlichen Rentenversicherungen, ebenfalls kombiniert m i t den beiden grundlegenden Merkmalen Geschlecht u n d Alter. Diese Daten werden sonst n u r bei Volksu n d Berufszählungen erhoben; die letzten verfügbaren Zahlen außerhalb des Mikrozensus stammen deshalb aus dem Jahr 1950 20 . Da es i n der vorliegenden A r b e i t vor allem u m die Verhältnisse zur Zeit der Rentenreform geht u n d zudem die ersten Mikrozensusergebnisse m i t großer Verzögerung veröffentlicht worden sind, kamen für die vorliegende A r b e i t i m wesentlichen n u r die Ergebnisse der Erhebungen v o m Oktober 1957 u n d v o m Oktober 1958 i n Frage 2 1 . Trotz oder gerade wegen des recht umfassenden Erhebungsprogramms u n d wegen der verschiedenartigen Ziele, die m i t dem Mikrozensus verfolgt w u r den, sind die Ergebnisse zum größten T e i l nicht i n der Gliederung veröffentlicht worden, die f ü r die vorliegende Untersuchung gerade am meisten w ü n schenswert gewesen wäre. So sind ζ. B. die Angestellten meist m i t den Beamten zu einer Gruppe zusammengefaßt, etwa bei der A u f t e i l u n g der E r werbsbevölkerung nach Stellung i m Beruf, Geschlecht u n d A l t e r 2 2 . Ferner ist für 1958 keine Altersgliederung der erwerbstätigen Bevölkerung mehr mitgeteilt. Weiterhin beziehen sich fast alle veröffentlichten Ergebnisse auf die „insgesamt am Erwerbsleben beteiligten Personen", während es bei der vorliegenden A r b e i t i n erster L i n i e auf die hauptberuflich tätigen Erwerbspersonen a n k a m 2 3 . Schließlich sind speziell die Angaben über die Pflichtversicherten i n der sozialen Rentenversicherung n u r nach zehnjährigen Altersgruppen u n d nicht nach dem Versicherungszweig aufgegliedert 2 4 . A l l e diese fehlenden Informationen waren aber aus den vorhandenen Summenkarten der Erhebungen v o m Oktober 1957 u n d v o m Oktober 1958 zu gewinnen. Das S t B A hat deshalb dem Verfasser die Ergebnislisten dieser Summenkarten zur Auswertung zur Verfügung gestellt. Aus diesen U n t e r lagen w u r d e n vor allem die Zahlen über die Erwerbspersonen nach Geschlecht, fünfjährigen Geburtsjahrgangs-(= A l t e r s g r u p p e n , Stellung i m Beruf u n d Versicherungsverhältnis (Pflichtversicherte u n d f r e i w i l l i g V e r sicherte; versichert nach dem vierten Buch der RVO, nach dem A V G , nach dem R K n G u n d nach dem Gesetz über die Altersversorgung für das deutsche Handwerk) entnommen, u n d zwar sowohl absolut als auch i n v H der jeweils 19 Besonders derjenigen zum 31.12.1957, StJb. 1959, S.40 u n d StBRD Bd. 198, S. 91. 20 Die Ergebnisse der V o l k s - u n d Berufszählung v o m 6. 6. 1961 enthalten keinerlei Angaben über die Versicherungspflicht. Außerdem sind sie erst nach Abschluß der vorliegenden Untersuchung veröffentlicht worden. 21 Horstmann, K u r t u n d Koller, Siegfried: Der Umfang der Erwerbstätigkeit i m Oktober 1957, WiSta. 1959, S. 173 ff.; Herberger, L o t h a r : K r a n k e n v e r sicherung u n d Altersversorgung der Bevölkerung, WiSta. 1959, S. 348 ff.; S t B A : Die Erwerbstätigkeit nach A l t e r u n d Familienstand, WiSta. 1959, S. 542 ff.; Koller, Siegfried: Der Umfang der Erwerbstätigkeit i m Oktober 1958, WiSta. 1960, S. 19 ff. 22 WiSta. 1959, S. 543; siehe auch WiSta. 1959, S. 178 u. S. 387*. 23 WiSta. 1959, S. 174 u n d S. 543 f. 24 WiSta. 1959, S. 353 ff. und S. 387*.

390

Anhang A

gleichaltrigen männlichen bzw. weiblichen Bevölkerung. Die weiblichen Pflichtversicherten w u r d e n außerdem auch noch nach dem Familienstand ausgezählt. I n der A r b e i t verwendet w u r d e n hauptsächlich die Ergebnisse des Mikrozensus v o m Oktober 1957. Z u m Vergleich herangezogen w u r d e n aber durchweg auch diejenigen v o m Oktober 1958. Da sie alle auf einer Stichprobenerhebung beruhen, sind sie naturgemäß m i t Zufallsfehlern behaftet. Das g i l t vor allem für Angaben über besonders kleine Personengruppen, etwa die f r e i w i l l i g Versicherten der Rentenversicher u n g der Angestellten i m A l t e r von 30 bis 34 Jahren. Dies k a n n die Ergebnisse der vorliegenden A r b e i t aber deshalb nicht wesentlich beeinträchtigen, w e i l alle verwendeten Zahlen nach der zum T e i l sehr starken Aufgliederung wieder zu neuen, größeren Gruppen zusammengefaßt worden sind und w e i l selbst diese Daten wiederum n u r die Grundlage bildeten für die spätere Gew i n n u n g der großen Einnahmen- u n d Ausgabenposten der Rentenversicher u n g des Modells, so daß sich alle Zufallsfehler am Ende weitgehend ausgleichen dürften. Wenn i m T e x t dieser A r b e i t Angaben über Pflicht- oder f r e i w i l l i g V e r sicherte nach diesen nichtveröffentlichten Ergebnissen des Mikrozensus w i e dergegeben sind, so sind damit stets, w e n n nicht ausdrücklich etwas anderes angemerkt ist, die nach dem vierten Buch der RVO oder nach dem A V G versicherten gemeint, dagegen nicht diejenigen nach dem R K n G u n d auch nicht diejenigen nach dem Gesetz über die Altersversorgung für das Deutsche Handwerk. Versicherungspflichtige Selbständige, mithelfende Familienangehörige u n d Beamte i n diesem Sinne sind stets zur Gruppe der Arbeiter u n d Angestellten gerechnet. Außerdem beziehen sich alle Angaben, wenn nichts anderes vermerkt ist, auf Erwerbspersonen i m Sinne von hauptberuflich i m Erwerbsleben Stehenden. N u r nebenberuflich oder stundenweise beschäftigte Personen sind also nicht einbezogen. A l l e Altersangaben beziehen sich auf Gruppen von Geburtsjahrgängen. M i t den 15- bis 19jährigen i m Oktober 1957 ζ. B. sind also die Angehörigen der Geburtsjahrgänge 1938 bis 1942 gemeint. Ziffer 7. Überblick über den Aufbau des Bildungswesens in der Bundesrepublik 25 (Zum dritten Kapitel, D I I 1 a) Bei einer Übersicht über die heute i n der Bundesrepublik bestehenden Schul- u n d sonstigen Ausbildungseinrichtungen ist zu unterscheiden zwischen allgemeinbildenden Schulen, berufsbildenden Schulen, wissenschaftlichen Hochschulen u n d lehrerbildenden Anstalten. Z u den allgemeinbildenden Schulen zählen die Volksschulen, die Sonderschulen 2 6 , die Mittelschulen, die höheren Schulen, die Schulen m i t neuorganisiertem Schulaufbau 2 7 u n d die Freien Waldorfschulen. Bei den beiden letztgenannten Typen handelt es sich u m Einrichtungen, die die Funktionen 25 Siehe dazu S t B A : Das Schulwesen i n den Ländern des Bundesgebiets i m Jahre 1950, WiSta. A p r i l bis Dezember 1950, S. 180 fï.; S t B A : A u f b a u und organisatorischer Ausbau der Volksschule, WiSta. 1955, S. 501 ff.; ferner die methodischen Einführungen u n d Vorbemerkungen zu den unter Ziffer 8 dieses Anhangs aufgeführten Quellenwerken, besonders StBRD Bde. 181, S. 5 f. u. 214, S. 4 ff. 26 Ζ. B. Blindenschulen, Taubstummenschulen usw. 27 I n Hamburg, Bremen u n d Schleswig-Holstein.

Anhang A der Volks-, der M i t t e l - u n d der höheren Schule i n sich vereinigen. Da sie sich praktisch auch nach diesen Funktionen i n einzelne Zweige zerlegen u n d dann auf die entsprechenden Grundtypen der allgemeinbildenden Schulen aufteilen lassen, bedürfen sie hier keiner weiteren Erörterung. Fassen w i r außerdem die Sonderschulen als Sonderformen der Volksschule auf, dann haben w i r es n u r noch m i t drei Typen allgemeinbildender Schulen zu tun, den V o l k s schulen, den Mittelschulen u n d den höheren Schulen. Die Pflicht zum Besuch einer allgemeinbildenden Schule dauert i n den meisten Bundesländern acht, i n einigen neun Jahre. Beginn des Schuljahrs ist der 1. A p r i l , i n Bayern jedoch der 1. September. Der größte T e i l der Schüler erfüllt diese Schulpflicht ausschließlich an Volksschulen u n d beendet seine (Vollzeit-) Schulausbildung teils i m A l t e r von 14, teils i m A l t e r v o n 15 Jahren, bei neunjähriger Schulpflicht teils auch erst i m A l t e r von 16 Jahren, u m dann ins Erwerbsleben einzutreten. E i n kleiner Prozentsatz von ihnen bleibt i n sog. Aufbauzügen noch etwas länger an den Volksschulen. Bereits nach Beendigung der meist vier Jahre dauernden sog. Grundschule der Volksschule ist der Übergang zur Mittelschule oder zur höheren Schule möglich. Die erstere umfaßt i n der Regel sechs, die letztere neun A u s b i l dungsjahre bis zum regelmäßigen Abschluß. V o n dem Zeitpunkt an, i n dem die Volksschulpflicht erfüllt ist, scheidet jährlich ein T e i l der M i t t e l - u n d höheren Schüler vorzeitig aus. Z u den berufsbildenden Schulen zählen die Berufsschulen, die Berufsfachschulen u n d die Fachschulen einschließlich der Ingenieur- u n d Technikerschulen. Die Berufsschulen sind Teilzeitschulen m i t einer wöchentlichen U n t e r richtszeit von n u r wenigen Stunden. I h r e Schüler stehen zum größten T e i l bereits i m Erwerbsleben. I m November 1957 waren z.B. v o n allen m ä n n lichen Berufsschülern über 99 v H berufstätig, darunter über 85 v H als L e h r oder A n l e r n l i n g e 2 8 . Die Berufsschüler werden deshalb i n der vorliegenden A r b e i t ausnahmslos zu den Erwerbspersonen gerechnet. Die übrigen berufsbildenden Schulen sind Vollzeitschulen. Der Besuch einer Berufsfachschule (ζ. B. einer Handels- oder einer höheren Handelsschule) schließt sich meist unmittelbar dem einer allgemeinbildenden Schule an u n d dient der Vorbereitung auf den künftigen Beruf. Die Ausbildungszeit beträgt je nach Schulart u n d Ausbildungsziel mindestens ein Jahr, häufig auch mehr. Fachschulen unterscheiden sich von den Berufsfachschulen dadurch, daß sie eine abgeschlossene Berufsausbildung oder doch eine mehrjährige Berufspraxis voraussetzen. Die zwischen einem halben Jahr u n d vier Jahren schwankende Dauer der Fachschulausbildung schiebt also nicht den E i n t r i t t ins Erwerbsleben zeitlich hinaus, sondern unterbricht eine bereits begonnene Erwerbstätigkeit. Die größte Bedeutung unter den Fachschulen haben die Ingenieurschulen u n d die L a n d w i r t schaf tsschulen, auf die 1957 j e ein D r i t t e l aller Fachschüler entfiel 2 9 . Die dritte Kategorie von Ausbildungseinrichtungen sind die wissenschaftlichen Hochschulen u n d die lehrerbildenden Anstalten. I h r Besuch setzt grundsätzlich die erfolgreich bestandene Reifeprüfung an einer höheren Schule voraus; unter bestimmten Bedingungen werden aber auch Absolventen einer Fachschule zugelassen. Das Hochschulstudium schließt i n der 28 29

StB VIII/15/11, S. 10 f. StB VIII/15/10, S. 7; StB VIII/15/11, S. 49 u n d 51.

Anhang A

392

Regel unmittelbar an den Besuch der höheren Schule an. Die spätere A u f nahme eines Studiums nach mehrjähriger praktischer Berufsausübung w a r nach dem K r i e g bis i n die fünfziger Jahre hinein sehr häufig. Sie ist heute seltener, k o m m t aber doch m i t einer gewissen Regelmäßigkeit vor. Die Studiendauer beträgt an den Universitäten u n d Technischen Hochschulen regelmäßig vier u n d mehr Jahre, an den lehrerbildenden Anstalten meist zwei oder drei. Das vergangene Jahrzehnt w a r v o r allem gekennzeichnet durch einen wachsenden Andrang zu allen A r t e n einer über die Volksschulausbildung hinausführenden Weiterbildung an Vollzeitschulen (einschl. der Hochschulen) einerseits u n d die Verlängerung der Ausbildungsdauer an den Volksschulen (Einführung eines neunten Schuljahres i n mehreren Bundesländern) u n d an den Hochschulen (Verlängerung der Mindeststudiendauer i n einer Reihe von Fachgebieten) andererseits. Diese E n t w i c k l u n g w u r d e durch die steigenden Anforderungen des Wirtschaftslebens an die Erwerbstätigen angeregt u n d durch den steigenden Volkswohlstand erleichtert u n d gefördert. Ziffer 8. Das statistische Quellenmaterial über den Schul-, Fachschul- und Hochschulbesuch in der Bundesrepublik (Zum d r i t t e n Kapitel, D I I 1 b u. c) Das statistische Quellenmaterial, das für unsere Untersuchung zur V e r fügung steht, ist ziemlich reichhaltig, w e n n auch keineswegs lückenlos. Das Statistische Bundesamt veröffentlicht jährlich die Ergebnisse einer Erhebung über die allgemeinbildenden Schulen m i t Stichtag i m M a i (in Bayern i m Oktober) 3 0 , einer Erhebung über die berufsbildenden Schulen m i t Stichtag i m November 3 1 , einer „kleinen Hochschulstatistik" f ü r jedes laufende Semester, einer „großen Hochschulstatistik" zusätzlich für jedes Wintersemester 3 2 u n d einer Erhebung an den lehrerbildenden Anstalten m i t Stichtag i m J a n u a r 3 3 . Leider fehlen einige wichtige Auszählungen gerade für das Jahr 1956 bzw. das Wintersemester 1956/57, w e i l i n dieser Zeit die Wohnungszählung v o m 29. 5.1956 die Statistischen Ä m t e r ungewöhnlich stark belastet hat. Außer der Gliederung der Schülerzahlen nach dem Geburtsjahr stehen noch zahlreiche weitere statistische Daten über Schulanfänger, Schulentlassungen, Prüfungen, Verteilungen nach dem Schuljahr usw. zur Verfügung, die es erlauben, ergänzende Aussagen unter anderem über die üblichen Ausbildungszeiten zu gewinnen. Ziffer 9. Berechnung der Zahl der Schüler an allgemeinbildenden Schulen je 1000 männliche Personen gleichen Alters (Zum d r i t t e n Kapitel, D I I 1 b u. c) Die Berechnung der Z a h l der Schüler an allgemeinbildenden Schulen je 1000 Personen gleichen Alters bereitete einige technische Schwierigkeiten. Z u nächst einmal waren bis zum Jahre 1953 die Schüler der Schulen m i t neuorganisiertem Schulaufbau i n Hamburg, Bremen u n d Schleswig-Holstein u n d 30 31 32 33

StB StB StB StB

V I I I / 9 ; StBRD Bde. 105 u. 181; Fachserie A , Reihe 10, I . V I I I / 1 5 ; StBRD Bde. 149, 214; Fachserie A, Reihe 10, I I u n d I I I . V I I I / 4 ; StBRD Bde. 130 u. 196, jeweils H. 1; Fachserie A, Reihe 10, V. V I I I / 1 6 ; StBRD Bde. 130 u. 196, jeweils H. 2; Fachserie A, Reihe 10, I V .

Anhang A der Freien Waldorfschulen auf die Volks-, M i t t e l u n d höheren Schulen aufzuteilen. Außerdem muß ten bis einschließlich 1955 die Schülerzahlen von Bayern, die immer f ü r den Oktober des Vorjahres gelten, aus der Bundessumme herausgenommen u n d durch die entsprechenden Schülerzahlen v o m Oktober desselben Jahres ersetzt werden. F ü r 1956 fehlen die Zahlen ganz. Erst für 1957 liegen sie so vor, w i e w i r sie brauchten. A l s Bezugsgrundlage wurde jeweils das auf 1000 nach unten gerundete M i t t e l der Bevölkerungsbestandszahlen des betreffenden Geburts jahrgangs am Jahresanfang u n d am Jahresende gewählt, u n d zwar entsprechend den Ergebnissen der korrigierten Fortschreibung nach Ziffer 1 dieses Anhangs. Ziffer 10. Die Ausbildungsdauer an den Berufsfachschulen (Zum d r i t t e n Kapitel, D I I 1 d) I m oberen T e i l der Tabelle 36 sind die absoluten Zahlen der Berufsfachschüler i n den Jahren 1952—1958 aufgegliedert nach der voraussichtlichen weiteren Ausbildungszeit. Zieht m a n von jeder angegebenen Z a h l die Z a h l derjenigen ab, die i m vorhergehenden Jahr eine u m ein Jahr längere Ausbildungszeit angegeben haben (eine Spalte davor, eine Zeile tiefer), so ergibt sich die Z a h l derjenigen, die inzwischen neu hinzugekommen sind. Sie stehen Tabelle 36 Schätzung der Verteilung der männlichen Berufsfachschüler nach der Ausbildungsdauer Schülerzahlen i n 1000 1952

1953

1954

1955

1956

1957

V o n den Berufsfachschülern i m Jahre χ beabsichtigten ihre Ausbildung i m Jahre y zu beenden: x χ χ χ

+ + + +

1 2 3 4

14,5 11,2 3,5 0,2

16,9 13,2 3,5 0,4

18,3 15,9 5,0 0,7

21,0 15,3 5,6 0,5

20,5 15,7

19,9 15,4

1958

20,2 12,8

V o n den Berufsfachschülern i m Jahre x, die erst i n diesem Jahr neu hinzugekommen waren, beabsichtigten ihre Ausbildung i m Jahre y zu beenden: X X X X

+ +

+ +

1 2 3 4

1 Jahr 2 Jahre 3 Jahre 4 Jahre Gebiet: Quelle:

5,7 9,7 3,3 0,4

5,1 12,4 4,6 0,7

5,1 10,3 4,9 0,5

5,2 10,1

34 53 16 2

28 59 22 4

24 50 25 2

25 51

4,2

4,8

•

I Geschätzte Prozentsätze f ü r die Verteilung der Berufsfachschüler nach der gesamten Ausbildungsdauer :

Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin. B e r e c h n e t n a c h S t B V I I I / 1 5 / 4 bis 8, 11 u n d 13.

21

24

•

•

394

Anhang A

i m mittleren T e i l der Tabelle 36. Die i n der Vorspalte stehende künftige Ausbildungszeit ist für diese Personen zugleich die gesamte erwartete A u s b i l dungszeit. V o n den 20 500 männlichen Berufsfachschülern ζ. B., die 1956 angegeben haben, i m nächsten Jahr ihre Ausbildung zu beenden, sind 5200 erst 1956 zur Berufsfachschule gekommen, erwarteten demnach eine einjährige Ausbildungszeit. Weitere 10 300 Berufsfachschüler w a r e n bereits 1955 eingetreten u n d haben damals eine zweijährige Ausbildungszeit vorgehabt. 4600 waren schließlich schon 1954 u n d 400 schon 1953 Berufsfachschüler. Setzt m a n alle diese Zahlen zu ihrer Summe 20 500 i n Beziehung, so entstehen die Prozentzahlen i m unteren T e i l der Tabelle 36. Rund ein Viertel aller Berufsfachschüler hat demnach eine einjährige, r u n d die Hälfte eine zweijährige, etwas weniger als ein Viertel eine dreijährige u n d ein kleiner Rest eine vierjährige Ausbildungsdauer geplant. Eine Kontrollrechnung, bei der der A n t e i l der Schüler i m ersten A u s b i l dungsjahr m i t herangezogen wurde, läßt vermuten, daß tatsächlich etwas mehr als ein Viertel bereits nach einjähriger Ausbildungszeit die Berufsfachschule wieder verläßt. Ziffer 11. Ermittlung der Zahl der männlichen Beamten im Bundesgebiet ohne Saarland und Berlin im Jahr 1957 nach Institutionen, Aufgabenbereichen und Laufbahngruppen (Zum d r i t t e n Kapitel, D I I 4) Z u r näherungsweisen Feststellung der Z a h l der männlichen Beamten i m Bundesgebiet ohne Saarland u n d B e r l i n i m Jahr 1957, gegliedert nach I n s t i t u tionen, Aufgabenbereichen u n d Laufbahngruppen dienten die jährlichen Personalstandserhebungen von B u n d (einschließlich Bundesbahn u n d Bundespost), Ländern u n d Gemeinden (einschließlich Gemeindeverbänden) 1950 u n d 1952 bis 1955 34 , die Personalstandserhebungen des Bundes (einschließlich B u n desbahn u n d Bundespost) 1956 bis 195 9 3 5 , die Erfassung des Personalsollbestands von Bund, Ländern u n d kreisfreien Städten nach den Stellenplänen f ü r die Rechnungsjahre 1956/57, 1957/58 u n d 1958/59 36 u n d als Ergänzung dazu die Schulstatistik für sämtliche genannten Jahre m i t ihren Angaben über die Lehrpersonen 3 7 sowie schließlich die Arbeitsstättenzählung v o m 13. 9. 1950 38 . Da die Ergebnisse der aufgezählten Erhebungen i m H i n b l i c k auf das gesteckte Z i e l unzureichend sind, waren sie durch eine Reihe v o n Schätzungen, proportionalen Aufgliederungen u n d dergleichen zu ergänzen. Die vor allem wichtige Gliederung nach Laufbahngruppen lag f ü r die meisten der i m folgenden aufgeführten Beamtenkategorien i m Quellenmaterial vor, i n einigen Fällen mußte sie aber auch i n Anlehnung an v o r handene Daten erst geschätzt werden. Es w ü r d e hier zu w e i t führen, die A r t u n d Weise der Zusammenstellungen u n d Schätzungen i m einzelnen zu beschreiben. Da die Ergebnisse doch n u r i n ihrer ungefähren Größenordnung von Bedeutung sind, begnügen w i r uns damit, den eingeschlagenen Weg i n groben Zügen zu skizzieren. 34

StBRD Bde. 55, 84, 124, 142 und 186. StBRD Bd. 221; S t B A : Fachserie L (Finanzen u n d Steuern), Reihe 4, 1958 u n d 1959. 36 StBRD Bde. 186 u n d 221; Fachserie L (Finanzen u n d Steuern), Reihe 4, 1958 und 1959. 37 StB V I I I / 9 u n d 15; StBRD Bde. 105, 149, 181 u n d 214; Fachserie A , Reihe 10, I, I I und I I I . 38 StBRD Bd. 45, H. 1. 35

Anhang A Den K e r n der Zusammenstellung bildete die Z a h l der planmäßigen Beamten der staatlichen V e r w a l t u n g des Bundes u n d der Länder auf G r u n d der Stellenpläne f ü r das Rechnungsjahr 1957/58 (insgesamt 474000 Personen); darin eingeschlossen sind neben den Bediensteten des Inneren, der Finanz-, der Wirtschafts-, der Sozialverwaltung usw. auch die der Rechtspflege, der Polizei u n d des Schulwesens. Diese Angaben w u r d e n ergänzt durch die Z a h l der beamteten Hilfskräfte u n d der Beamten i m Vorbereitungsdienst (außerplanmäßige Beamte, Referendare, wissenschaftliche Assistenten usw.) innerhalb der staatlichen Verwaltungen — ebenfalls auf G r u n d der Stellenpläne von 1957/58 (70 000 Personen). Die Z a h l der Beamten (einschließlich der beamteten Hilfskräfte u n d der Beamten i m Vorbereitungsdienst) i n den Hoheits- u n d Kämmereiverwaltungen der Gemeinden und Gemeindeverbände mußte aus der Personalstandsstatistik v o m 2. 10.1955 (Istbestand) entnommen werden (118 000 Personen). Diese Lösung fand aber eine gute Stütze i n den vorhandenen Angaben aus den Stellenplänen der größeren kreisfreien Städte i m Rechnungsjahr 1957/58. I n der auf diese Weise gewonnenen Gesamtzahl der Beamten i n Hoheitsu n d Kämmereiverwaltungen (662 000 Personen) u n d ebenso i n den entsprechenden Teilzahlen für die vier Laufbahngruppen w a r e n aber noch die der weiblichen Beamten enthalten. U m deren Anteile einigermaßen v e r n ü n f t i g abschätzen zu können, w u r d e n zuerst einmal die Beamten der Polizei u n d des Schulwesens herausgenommen. A u f die Beamten der übrigen Hoheits- u n d K ä m m e r e i V e r w a l t u n g e n (314 000 Personen) w u r d e n dann Prozentsätze angewandt, die noch aus dem Jahr 1950 stammten u n d 1957 w o h l nicht mehr ganz zutrafen. Der Mangel konnte aber i n K a u f genommen werden, w e i l i n den Hoheits- u n d Kämmereiverwaltungen ohne Polizei u n d Schulen n u r relativ wenige weibliche Beamte beschäftigt sind (Es ergaben sich 16 000 weibliche Beamte 3 9 ). Bei den Beamten der Polizei w u r d e n überhaupt keine weiblichen Personen abgesetzt. Die Schätzung der Z a h l der weiblichen Beamten i m Schulwesen erfolgte auf Grund von Ergebnissen der Schulstatistik. (Insgesamt ergaben sich 86 000 weibliche Beamte i m Schulwesen.) Die Z a h l der Beamten bei Bundesbahn u n d Bundespost konnte sowohl i n der Gliederung nach Laufbahngruppen als auch i n der nach dem Geschlecht unmittelbar den Ergebnissen der Personalstandsstatistik des Bundes v o m 2. 10. 1957 entnommen werden (Bundesbahn: 236 000, darunter 2400 weiblich; Bundespost: 189 000, darunter 30 000 weiblich). Eine echte größere Unsicherheit blieb n u r bei der Z a h l der Beamten von sonstigen Körperschaften des öffentlichen Rechts (Sozialversicherungsträger, Bundesbank, öffentlich rechtliche K r e d i t i n s t i t u t e usw.). H i e r blieb n u r übrig, an die Arbeitsstättenzählung von 1950 anzuknüpfen u n d verschiedene spätere Teilstatistiken zur Stützung u n d Aufgliederung heranzuziehen. (Ergebnis: 45 000 Beamte, darunter 3000 weiblich). Relativ einfach w a r dagegen wieder die Bestimmung der Z a h l der Beamten bei Wirtschaftsunternehmungen ohne eigene Rechtspersönlichkeit. (Sie lag 1950 bis 1955 stets zwischen 13 000 u n d 14 000.) F ü r ihre A u f t e i l u n g nach Geschlecht und Laufbahngruppen gab es ebenfalls einige Anhaltspunkte. 39

Nach der inzwischen veröffentlichten Personalstandsstatistik v o m 2.10. 1960 sind es sogar noch etwas weniger. Siehe S t B A : Fachserie L (Finanzen u n d Steuern), Reihe 4, 1960, S. 43 u. 45.

396

Anhang A

Ziffer 12. Das Eintrittsalter im öffentlichen Dienst und die Häufigkeit des Ausscheidens aus dem öffentlichen Dienst wegen Dienstunfähigkeit (Zum dritten Kapitel, D I I 4) Der E i n t r i t t i n den einfachen u n d m i t t l e r e n Dienst (ohne Polizei, Schulwesen u n d Bundesbahn) erfolgt zu einem ansehnlichen T e i l bereits zwischen dem 16. u n d 18. Lebensjahr. Zwischen dem 25. u n d 35. Lebensjahr, ζ. T. auch noch später, w i r d aber noch einmal eine ganze Reihe von Angestellten u n d Arbeitern des öffentlichen Dienstes i n das Beamtenverhältnis übernommen. Der E i n t r i t t i n den gehobenen Dienst (ohne Polizei u n d Schulwesen), für den zum großen T e i l das Reifezeugnis Voraussetzung ist, ist durchweg erst u m das 20. Lebensjahr herum möglich. E i n späterer Zugang ist unter normalen Verhältnissen dagegen weniger häufig zu erwarten, ζ. T. ist allerdings eine Übernahme aus dem m i t t l e r e n Dienst möglich. F ü r den E i n t r i t t i n den höheren Dienst (ohne Polizei) ist vor allem die übliche Dauer des juristischen, p h i l o sophischen u n d des Ingenieur-Studiums maßgebend. Eine Sonderstellung nehmen die Beamtenlaufbahnen bei der Polizei, i m Schulwesen u n d bei der Bundesbahn ein. Die Polizei kennt n u r eine Einheitslaufbahn; das übliche Eintrittsalter liegt hier zwischen 18 u n d 23 Jahren. I m Schulwesen (ohne höheren Dienst) k o m m t es auf die übliche Ausbildungsdauer an den lehrerbildenden Anstalten an. Die Beamten des einfachen u n d mittleren Diensts bei der Bundesbahn sind durchweg erst längere Zeit als Bundesbahnarbeiter beschäftigt, ehe sie ins Beamtenverhältnis übernommen werden. Als A n h a l t s p u n k t f ü r die Häufigkeit des Ausscheidens wegen Dienstunfähigkeit diente das Verhältnis zwischen der Z a h l der Beamten i m Ruhestand u n d der Summe von aktiven Beamten u n d Beamten i m Ruhestand i n den verschiedenen Altersklassen 4 0 . Diese Verhältniszahlen konnten zwar n u r f ü r 1939 und 1950 berechnet werden; das genügte aber, w e i l sie von den Anomalien der Beamtenquoten n u r wenig berührt werden und i n den Altersklassen auf die es hauptsächlich ankommt, 1939 u n d 1950 nicht allzu w e i t auseinander lagen. Sie lagen i n beiden Jahren (für fünfjährige Altersklassen berechnet) bis zum 40. Lebensjahr unter 1 vH, stiegen dann erst langsam, später rascher an u n d erreichten zwischen 60 u n d 65 Jahren einen Wert nahe bei 50 v H . Abweichend davon scheiden bei der Polizei die meisten Beamten bereits m i t 60 Jahren aus dem Dienst aus. Ziffer 13. Die Bestimmung der Beamtenquoten für den Modellansatz (Zum dritten Kapitel, D I I 4) Das Verfahren bestand darin, daß f ü r alle Alters jähre zwischen 15 u n d 65 altersspezifische Beamtenquoten (Beamte der betreffenden Gruppe j e 1000 männliche Personen gleichen Alters) angesetzt wurden, die den folgenden drei Bedingungen genügten: Erstens sollten sie zwischen dem 15. u n d 45. Lebensjahr i n der Weise ansteigen, w i e es i n der betreffenden Gruppe unter den heute als normal anzusehenden Einstellungsverhältnissen zu erwarten ist. Zweitens sollten sie v o m 45. Lebensjahr an i n der Weise zurückgehen, w i e es unter den heute als normal anzusehende Ausscheideverhältnissen zu erwarten ist (Siehe dazu die vorausgehende Ziffer 12 dieses A n 40 StBRD Bd. 36, T e i l I, H. 2, S. 210 i n Verbindung m i t StBRD Bd. 37, T e i l I I , H. 4, S. 16.

Anhang A hangs). Drittens sollten die durch M u l t i p l i k a t i o n m i t der jeweils zugehörigen Überlebendenzahl der Absterbeordnung (Anhang B, Tabelle I I / l , Spalte 1) entstehenden absoluten Beamtenzahlen der betreffenden Gruppe, über alle Alters jähre auf summiert, genau die vorgegebene Beamtenzahl (Tabelle 14, Spalte 2, S. 195) ergeben. Wenn alle drei Bedingungen eingehalten werden sollten, blieb f ü r einen w i l l k ü r l i c h e n Ansatz k a u m noch Spielraum. Einen Auszug aus der Zusammenstellung der so gewonnenen Beamtenquoten zeigt die folgende Tabelle 37.

Tabelle 37 Beamte je 1000 männliche Personen gleichen Alters in sechs Gruppen mit unterschiedlichem Eintrittsalter Modellannahme

Alter

Einf. u. mittl. Dienst ohne Polizei, Schulw., Bundesb.

Gehobener Dienst ohne Polizei und Schulw.

0

1

2

16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28

5 6 9 10 10 10 10 10 11 11 11 12 13

41 42 43 44 45

23 23 24 24 24

62 63 64 65 66 67 68

14 14 14 3 1

—

—

—

—

—

Höherer Dienst ohne Polizei 3

Schulwesen

Bundesbahn

Polizei

nur mittl. u. geh. Dienst

nur einf. u. mittl. Dienst

zus.

4

5

6

7

1 —

—

—

_

1 3 4 6 6 7 7

1 1 1 2 3 5 6 7

5 6 12 19 25 29 32 37 42 47 51 55 58

—

—

—

—

—

—

—

—

2 4 6 7 8 9

3 6 7 8 8 9 9 9 9 9 9

17 17 17 17 17

10 10 10 10 10

11 11 11 11 10

9 9 9 9 9

21 22 22 22 22

91 92 93 93 92

9 8 7 2

6 6 6 2 1 1 1

2 2 1 1

6 5 5 2

51 47 44 12 3 2 1

—

3 8 10 12 12 12 12 13 13 13

— — — — —

—

—

—

—

—

14 12 11 2 1 1

—

—

—

398

Anhang A

Bevor die Zahlen i n der Summenspalte dieser Tabelle i n das Modell übernommen wurden, waren noch die folgenden Veränderungen anzubringen. Erstens wurde i m einfachen, m i t t l e r e n u n d gehobenen Dienst das E i n t r i t t s alter teilweise etwas vorverlegt, u m der Tatsache gerecht zu werden, daß bei vielen die Versicherungsfreiheit schon vor dem E r w e r b der Beamteneigenschaft beginnt. Zweitens wurde die Z a h l der Beamten i m höheren Dienst u m 2 je 1000 Personen gleichen Alters erhöht, u m der gestiegenen Z a h l von Studierenden an wissenschaftlichen Hochschulen Rechnung zu tragen. Drittens w u r d e n Unregelmäßigkeiten, die vermutlich n u r durch die A r t der Zahlengewinnung entstanden waren, ungefähr ausgeglichen. Viertens w u r d e das M a x i m u m der Beamtenquoten bei jeder Kategorie bis ins hohe A l t e r beibehalten, u m auf diese Weise die wegen Dienstunfähigkeit ausgeschiedenen wieder mitzuerfassen. Ziffer 14. Zahl und Altersverteilung der „leitenden Angestellten" (Zum d r i t t e n Kapitel, D I I 5) Über die wirtschafts- u n d sozialpolitisch außerordentlich wichtige Verteil u n g der Arbeitsverdienste nach ihrer Höhe, die sog. Verdienstschichtung, noch dazu i n Verbindung m i t dem M e r k m a l „ A l t e r " , gibt es keine vollständigen u n d erst recht keine regelmäßigen Unterlagen. Das liegt vor allem daran, daß eine an die individuellen Arbeitsverdienste anknüpfende Erhebung sehr v i e l A u f w a n d erfordert. Das Statistische Bundesamt hat bisher zwei Gehalts- u n d Lohnstrukturerhebungen i n der gewerblichen Wirtschaft u n d eine i n der L a n d - u n d Forstwirtschaft durchgeführt, bei denen aber auch nicht alle Gruppen v o n A r b e i t e r n u n d Angestellten erfaßt worden sind. Über diese Unterlagen hinaus bietet n u r noch die Gliederung der Angestellten i m öffentlichen Dienst nach Laufbahngruppen einen gewissen Anhaltspunkt, w e n n gleichzeitig die jeweils gültigen Tarifordnungen m i t herangezogen werden. Nach den Mikrozensusergebnissen v o m Oktober 1957 gab es damals insgesamt 2,2 M i l l . Angestellte (nur Erwerbspersonen). Diese lassen sich f ü r unsere Zwecke sehr grob i n folgende Gruppen aufteilen: (1) Angestellte i m produzierenden Gewerbe, i m Handel, bei Banken u n d Versicherungen u n d i n einigen ausgewählten Dienstleistungszweigen, deren Verdienstverhältnisse durch die Gehalts- u n d Lohnstrukturerhebung v o m Oktober 1957 stichprobenweise erfaßt worden sind (2) Angestellte i m öffentlichen Dienst, die nach Laufbahngruppen gegliedert werden können (3) Angestellte i n den nicht i n die Gehalts- u n d Lohnstrukturerhebung einbezogenen Wirtschaftsbereichen (Verkehrswesen, übrige Dienstleistungszweige) u n d Angestellte i m öffentlichen Dienst, die nicht nach Laufbahngruppen gegliedert werden können (besonders bei Körperschaften u n d Anstalten des öffentlichen Rechts u n d Wirtschaftsunternehmungen der öffentlichen Hand) (4) Angestellte i n den unter Ziffer (1) aufgezählten Wirtschaftsbereichen, deren Verdienstverhältnisse aber nicht durch die Gehalts- u n d Lohnstrukturerhebung erfaßt worden sind (besonders Angestellte i n Kleinbetrieben, Angestellte m i t einer geringeren als der betriebsüblichen Arbeitszeit usw.) und Angestellte i n der L a n d - u n d Forstwirtschaft

1,4 M i l l . 0,3 M i l l .

0,3 M i l l .

0,2 M ü l .

Anhang A V o n den Angestellten der Gruppe (1) hatten r u n d 70 000 oder 5 v H einen regelmäßigen Bruttoarbeitsverdienst v o n mehr als 1250 D M monatlich 4 1 . V o n den Angestellten der Gruppe (2) waren nach einer groben Schätzung für das Jahr 1957 etwa 7 v H i m höheren Dienst beschäftigt 4 2 . Da nach den Tarifregelungen v o n 1957 etwa ein Viertel der Angestellten i m höheren Dienst mehr als 1250 D M monatlich bezogen haben d ü r f t e n 4 3 , können w i r m i t r u n d 6000 oder 2 v H Angestellten rechnen, die wegen Überschreitens der Jahresarbeitsverdienstgrenze versicherungsfrei waren. Der gegenüber der Gruppe (1) v i e l niedrigere Prozentsatz erklärt sich daraus, daß die hochqualifizierten Bediensteten des Staates i n der Regel Beamte sind. I n der Gruppe (3) sind diejenigen Angestellten zusammengefaßt, deren Verdienstverhältnisse teils m i t denjenigen der Angestellten der Gruppe (1), teils m i t denjenigen der Angestellten der Gruppe (2) vergleichbar sind. Sie bilden n u r deshalb eine besondere Kategorie, w e i l die statistischen Erhebungen, die über die Verdienstverhältnisse der Angestellten der Gruppen (1) und (2) A u s k u n f t geben, nicht auch auf sie ausgedehnt worden sind. Der A n t e i l der „leitenden Angestellten" an der Gesamtzahl aller Angestellten der Gruppe (3) dürfte deshalb zwischen den entsprechenden Prozentsätzen bei den Gruppen (1) u n d (2) liegen, also zwischen 5 v H u n d 2 v H . W a h r scheinlich reicht er näher an 5 v H heran, w e i l i n den öffentlich-rechtlichen Körperschaften u n d den Wirtschaftsunternehmen der öffentlichen Hand, die Leitungsfunktionen meist von Angestellten u n d n u r selten v o n Beamten wahrgenommen werden. Die absolute Z a h l der „leitenden Angestellten" i n Gruppe (3) k a n n deshalb auf etwa 12 000 geschätzt werden. Unter den Angestellten der Gruppe (4) dürfte es n u r sehr wenige m i t hohen Gehältern geben. Die Z a h l der Angestellten m i t einem regelmäßigen Bruttojahresarbeitsverdienst v o n mehr als 15 000 D M i m Jahre 1957 muß daher i m ganzen w o h l m i t r u n d 90 000 angenommen werden. Diese 90 000 Personen waren n u n noch nach dem A l t e r aufzuteilen u n d i n v T der männlichen Gesamtbevölker u n g je Altersklasse auszudrücken. Exakte Unterlagen dafür gibt es nicht einmal f ü r die 70 000 „leitenden Angestellten" der Gruppe (1), geschweige denn für die übrigen. Jedoch dürfte auch der folgende, auf eine kursorische Schätzung gegründete Ansatz für unsere Zwecke ausreichen. I n den Ergebnissen der Gehalts- u n d Lohnstrukturerhebung v o m Oktober 1957 befindet sich u. a. eine Altersgliederung der Angestellten der Leistungsgruppe Ib, deren Durchschnitts verdienst 1263 D M beträgt 4 4 . Legt man diese Altergliederung unserer Rechnung zugrunde, dann k o m m t m a n zu folgenden Zahlen für die „leitenden Angestellten" je 1000 Personen gleichen Alters: 0,2 1,6 5,1 7,5 9,4

(21 bis unter (25 bis unter (30 bis unter (35 bis unter (40 bis unter

25 Jahre) 30 Jahre) 35 Jahre) 40 Jahre) 45 Jahre)

10,1 9,8 9,4 8,9

(45 bis unter (50 bis unter (55 bis unter (60 bis unter

50 Jahre) 55 Jahre) 60 Jahre) 65 Jahre)

41 StBRD Bd. 246, H. 2, S. 12. Die dort angegebenen Zahlen beziehen sich n u r auf die erfaßten Angestellten, die als eine Stichprobe i m Umfang von 15 v H aus der Gesamtzahl aller repräsentierten Angestellten aufzufassen sind. 42 S t B R D Bd. 221. 43 Vgl. StJb. 1959, S. 466. 44 S t B R D Bd. 246, H. 2, S. 52.

400

Anhang A

Diese Zahlen sind i n den unteren Altersklassen sicher zu hoch u n d i n den oberen zu niedrig. Denn die Angestellten der Leistungsgruppe Ib, die weniger als 1250 D M verdienen (hier also zuviel gezählt worden sind), dürften i n erster L i n i e i n den unteren Altersklassen zu suchen sein. Die Angestellten der übrigen Leistungsgruppen dagegen, die mehr als 1250 D M verdienen (hier also fehlen), w i r d man eher i n den oberen Altersklassen finden. Z u treffend dürfte aber sein, daß die richtigen Promillezahlen zwischen dem 25. u n d dem 50. Lebensjahr von 0 auf r u n d 10 ansteigen u n d daß sie sich dann — w e n n m a n auch die wegen Erwerbsunfähigkeit ausgeschiedenen w e i t e r h i n m i t einbezieht — k a u m noch wesentlich verändern.

Ziffer 15. Die Verteilung der Zeiten der Arbeitsunterbrechung wegen Arbeitslosigkeit nach dem Alter (Zum dritten Kapitel, D I I 6 a) Der Entstehung der Zahlen i n Spalte 1 der Tabelle 15, liegt folgender Gedanke zugrunde. Eine einigermaßen brauchbare Altersgliederung gibt es nur f ü r die Arbeitslosen a m 15. Oktober 1957 (185 000 Personen) 45 , die sich m i t Hilfe einiger zusätzlicher Angaben über die jugendlichen Arbeitslosen am 30. 9. 1957 46 noch etwas verbessern läßt. Diese Altersgliederung wurde f ü r einen „Sockelbestand" von Arbeitslosen das ganze Jahr über als zutreffend unterstellt. Bei den jeweils darüber hinausgehenden Arbeitslosenzahlen handelte es sich u m saisonbedingte Arbeitslosigkeit, v o n der die jüngeren u n d mittleren Jahrgänge zwar auch weniger betroffen werden als die älteren, bei der die Unterschiede aber w e i t geringer sind. Die Verteilung auf fünfjährige Altersklassen mußte hier allerdings recht grob geschätzt werden. A m Ende w u r d e die Prozentzahl f ü r die Altersgruppe von 60 bis 64 Jahren noch von zunächst 95 u n d 70 v T zurückgesetzt: der Differenzbetrag dürfte etwa dem A n t e i l der „Dauerarbeitslosigkeit" entsprechen, die i n dieser Altersgruppe z u m Bezug eines Altersruhegelds berechtigt. Genaue Unterlagen darüber gibt es leider nicht. Aus dem Zugang an „vorgezogenen" Altersruhegeldern nach 1957 47 u n d der Z a h l der langfristig Arbeitslosen über 45 Jahre am 15. 10. 1958 48 ist aber zu schließen, daß die Z a h l der Versicherten, die 1957 zwischen 60 u n d 64 Jahren alt u n d seit über einem Jahr arbeitslos waren, etwa 25 v T aller männlichen Arbeiter u n d Angestellten dieser Altersgruppen betragen haben mag. Bei den 60jährigen dürften es weniger, bei den 64jährigen mehr gewesen sein.

Ziffer 16. Die Berechnung von Invalidisierungshäufigkeiten für das Jahr 1956 und die Beurteilung ihrer Verläßlichkeit (Zum dritten Kapitel, D I I 7 e bb) Streng genommen hätten die Maßzahlen für die Häufigkeit des E i n t r i t t s der I n v a l i d i t ä t (Invalidisierungshäufigkeiten) i m Jahr 1956 wie folgt berechnet werden müssen: 45

A N B A 1957, S. 669. « A N B A 1957, S. 537. ? Siehe z. B. StddRentenvers. Bd. 11, S. 4 und 156. 48 Siehe A N B A 1958, S. 602. 4

Anhang A

401

Männliche Pflichtversicherte des Geburtsjahrs 1956—i i n der Invaliden- u n d Angestelltenversicherung 4 9 , die i m Jahr 1956 invalide bzw. berufsunfähig geworden sind u n d i n diesem Augenblick eine Wartezeit von 60 Kalendermonaten erfüllt hatten Männliche Pflichtversicherte des Geburtsjahrs 1956—i i n der Invaliden u n d Angestellten Versicherung, die am 1.1. 1956 eine Wartezeit von 60 Kalendermonaten erfüllt hatten, zuzüglich der Hälfte des Saldos aus Z u - u n d Abgängen 5 0 bei diesem Personenkreis während des Jahrs 1956 u n d zwar für alle i n Betracht kommenden Alters jähre i u n d stets f ü r das Bundesgebiet ohne Saarland u n d Berlin. Z u einer solchen Berechnung fehlten aber die benötigten statistischen Unterlagen. A u f den ersten Blick erschien es sogar fast unmöglich, auch n u r einigermaßen vertretbare Näherungswerte zu bekommen. Als Unterlagen für die Zähler gibt es zwar die ziemlich weitgehend detaillierte Statistik des Verbands Deutscher Rentenversicherungsträger über die Rentenzugänge i n der I n v a l i d e n - u n d Angestelltenversicherung i m Jahr 1956 51 ; aber auch diese enthält nicht, was w i r eigentlich brauchten. Zunächst einmal decken sich Rentenzugänge und Versicherungsfälle desselben Jahres nicht, w e i l zwischen Versicherungsfall u n d Rentenzugang ( = B e w i l l i g u n g des Rentenantrags) oft mehrere Monate liegen. Weiterhin beziehen sich die Angaben durchweg auf das Bundesgebiet einschließlich B e r l i n (West). Eine Eliminierung der berliner Zahlen ist n u r bei einigen Tabellen der I n v a l i d e n versicherung möglich, die eine Gliederung nach Landesversicherungsanstalten enthalten. Außerdem umfassen die Rentenzugänge i n der Angestelltenversicherung auch die Zugänge von Renten an selbständige Handwerker, die nach dem „Gesetz über die Altersversorgung für das Deutsche H a n d w e r k " pflichtversichert waren. Erst ab 1957 werden die „Handwerkerrenten" gesondert ausgewiesen. V o r allem aber fehlt eine Auszählung des Rentenzugangs nach dem Versicherungsverhältnis v o r dem E i n t r i t t des Versicherungsfalls i n Kombination m i t Geburtsjahr u n d Geschlecht. Es gibt n u r eine Gliederung nach Versicherungsverhältnis u n d Geschlecht einerseits u n d eine Gliederung nach fünfjährigen Geburtsjahrgruppen u n d Geschlecht andererseits. Unterlagen für die Nenner, also Angaben über die Z a h l der Versicherten, lieferte seit 1950 erstmals der Mikrozensus v o m Oktober 1957 52 , also f ü r einen u m \ Z U Jahre zu späten Zeitpunkt. I m m e r h i n liegen wenigstens diese Zahlen getrennt vor f ü r die nach dem vierten Buch der RVO, nach dem A V G u n d nach dem Handwerkerversorgungsgesetz Versicherungspflichtigen, ferner auch für die f r e i w i l l i g Versicherten der Rentenversicherungen der Arbeiter u n d der Angestellten u n d dies wiederum alles i n der räumlichen Abgrenzung „Bundesgebiet ohne Saarland u n d B e r l i n " sowie i n der Gliederung nach f ü n f jährigen Geburtsj ahrgruppen (Alter) u n d Geschlecht. Als f r e i w i l l i g V e r sicherte sind dabei diejenigen gezählt, die 1957 mindestens einen freiwilligen Beitrag entrichtet haben. Sonstige Versicherte, die bei I n v a l i d i t ä t ebenfalls einen Rentenanspruch auf G r u n d früherer Beitragsleistungen haben könnten, waren dagegen nicht zu erfassen. I m übrigen gibt es naturgemäß keinerlei Angaben über die E r f ü l l u n g der Wartezeit. Doch ist dies vermutlich nicht 49

Ohne diejenigen nach dem Handwerkerversorgungsgesetz. Ohne diejenigen wegen I n v a l i d i t ä t oder Berufsunfähigkeit. Der Rentenzugang u n d der Rentenwegfall i n der Invaliden- u n d Angestelltenversicherung i m Jahre 1956, S t d d I V u A V Bd. 5. 52 S t B A : nicht veröffentlichte Ergebnisse des Mikrozensus v o m Oktober 1957, siehe Ziffer 6 dieses Anhangs; vgl. auch WiSta. 1959, S. 351 ff. 50

51

2 Grohmann

402

Anhang A

allzu bedeutsam, w e i l i n den Altersklassen, i n denen Invaliditätsfälle i n größerer Z a h l auftreten, nahezu alle Versicherten die Wartezeit erfüllt haben. Auch das Fehlen v o n Daten über die Z u - u n d Abgänge während des Jahres (abgesehen v o n der I n v a l i d i t ä t selbst) ist angesichts der übrigen Mängel bedeutungslos, w e n n die berechneten Verhältniszahlen später ebenfalls allein auf den Anfangsbestand an Versicherten angewendet werden. M a n hätte n u n daran denken können, v o n den vorhandenen Zahlen ausgehend durch schrittweise K o r r e k t u r e n näherungsweise an jene heranzukommen, die nach der obenstehenden Formel i m Zähler u n d Nenner stehen müßten. Das ist tatsächlich auch zunächst versucht worden, erwies sich aber als zu unsicher. V o r allem ließ sich am Ende nicht sagen, i n welcher Richtung u n d i n welchem Ausmaß die Ergebnisse vermutlich von den w i r k l i c h e n Werten abwichen. Das größte Problem bildete dabei die E l i m i n i e r u n g der f r e i w i l l i g u n d sonstig Versicherten aus dem Rentenzugang i n den einzelnen Altersklassen. Z u einem besseren Ergebnis führte dagegen der Versuch, Invalidisierungshäufigkeiten f ü r die Gesamtheit der Versicherten — ohne Rücksicht auf die A r t des Versicherungsverhältnisses — zu berechnen u n d dann die Z u v e r lässigkeit dieser Methode durch ergänzende Schätzungen u n d einfache H y p o thesen zu überprüfen. Die Ergebnisse dieser Rechnung sind es, die i n Tabelle 18 verzeichnet sind. U m die Berechnungsweise möglichst durchsichtig machen zu können, drücken w i r die einzelnen Rechnungsgrößen durch folgende Symbole aus: R (56, m B l n , J) = Zugang an I n v a l i d i t ä t s - u n d Berufsunfähigkeitsrenten i m Bundesgebiet ohne Saarland, aber m i t B e r l i n (West) i m Jahr 1956, gewährt an männliche V e r sicherte (Pflicht-, f r e i w i l l i g u n d sonstig Versicherte einschl. selbst. Handwerker) der Gebur ts j ä h r gangsgruppe J. V (Okt. 57, oBln, J) = Männliche Versicherte (Pflicht- u n d f r e i w i l l i g V e r sicherte einschl. selbst. Handwerker) der Geburtsjahrganggruppe J i m Oktober 1957 i m Bundesgebiet ohne Saarland u n d Berlin. Β (1. 1. 56, m B l n , J) = Männliche Bevölkerung der Geburtsjahrganggruppe J am 1. 1. 1956 i m Bundesgebiet ohne Saarland aber m i t B e r l i n (West). Β (Okt. 57, oBln, J) == Männliche Bevölkerung der Geburts jahrganggruppe J i m Oktober 1957 i m Bundesgebiet ohne Saarland u n d Berlin. Die verwendete Berechnungsformel lautete n u n 5 3 : Invalidisierungshäufigkeit R (56, m B l n , J) . V (Okt. 57, oBln, J) = Β (1. 1. 56, m B l n , J) ' Β (Okt. 57, oBln, J) Es werden also zuerst Invalidisierungsmaßzahlen nach der Methode von Schewe-Zöllner für 1956 berechnet, u n d dann werden diese durch die V e r sichertenquoten i m Oktober 1957 dividiert. K ö n n t e n w i r annehmen, daß R (56, m B l n , J) Β (1. 1. 56, mBln, J)

R (56, oBln, J) Β (1. 1. 56, oBln, J)

53 Quellen: S t d d I V u A V , Bd. 5, S. 38 f. u. 107; Bevölkerungsfortschreibung nach Ziffer 1 dieses Anhangs.

Anhang A

403

und V (Okt. 57, oBln, J) Β (Okt. 57, oBln, J)

V (1. 1. 56, oBln, J) Β (1. 1. 56, oBln, J)

dann wären die von uns berechneten Verhältniszahlen etwa gleich R (56, oBln, J) . V (1. 1. 56, oBln, J) Β (1. 1. 56, oBln, J) ' Β (1. 1. 56, oBln, J)

=

R (56, oBln, J) V (1. 1. 56, oBln, J)

u n d damit w i r k l i c h Ausdruck der gesuchten Invalidisierungshäufigkeiten f ü r das Bundesgebiet ohne Saarland u n d B e r l i n i m Jahre 1956, n u r eben ohne Berücksichtigung der A r t des Versicherungsverhältnisses u n d der Wartezeiterfüllung. Die erste der beiden gemachten Annahmen bringt sicher keinen bemerkenswerten Fehler i n die Rechnung. Z w a r ist der Rentenzugang je 1000 Personen gleichen Alters i n B e r l i n größer als i m übrigen Bundesgebiet, so daß unsere Verhältniszahlen etwas zu hoch ausfallen muß ten; da der A n t e i l Berlins an der Gesamtbevölkerung des Bundesgebiets einschließlich Berlins jedoch n u r 3 v H i n den unteren u n d 4 v H i n den oberen Altersklassen beträgt, k a n n sich selbst ein größerer Unterschied zwischen B e r l i n u n d dem übrigen Bundesgebiet k a u m auswirken. Der Fehler ist überdies bei der Invalidenversicherung genau festzustellen. Er ist dort i n den unteren Altersklassen äußerst geringfügig u n d bleibt auch zwischen 55 u n d 64 Jahren noch unter 1 v H 5 4 . Weit problematischer ist die zweite Annahme, nämlich die Gleichsetzung der Versichertenquoten am 1. 1. 56 m i t denen v o m Oktober 1957, die zudem selbst m i t erheblichen Mängeln behaftet sind, w e i l beim Mikrozensus die f r e i w i l l i g Versicherten vermutlich n u r ungenau u n d die sonstigen Versicherten gar nicht erfaßt werden konnten. W i r wollen dieser Frage zunächst einmal n u r bei der Rentenversicherung der Arbeiter allein nachgehen, w e i l die Verhältnisse bei der Angestelltenversicherung noch komplizierter liegen. Da Arbeiter ohne Rücksicht auf ihren Arbeitsverdienst versicherungspflicht i g sind u n d der A n t e i l der Arbeiter an der gleichaltrigen Gesamtbevölkerung sich v o n Jahr zu Jahr n u r wenig verändert, w i r d mindestens die Z a h l der Pflichtversicherten der Rentenversicherung der Arbeiter je 1000 Personen der gleichen Altersgruppe zwischen dem 1.1.1956 u n d dem Oktober 1957 k a u m eine merkliche Veränderung erfahren haben. Die Anteile der f r e i w i l l i g V e r sicherten waren aber 1956 höchstwahrscheinlich größer als 1957, w e i l die freiwillige Beitragsleistung 1957 i m Gegensatz zu 1956 für eine Erhaltung der Anwartschaft nicht mehr erforderlich, andererseits aber teurer geworden w a r . Die Frage, u m w i e v i e l aus diesem G r u n d die i n die Rechnung einbezogene Zahl der f r e i w i l l i g Versicherten je 1000 Personen gleichen Alters am 1.1.1956 zu k l e i n war, verbindet sich aber sofort m i t der anderen Frage, wieviele sonstige Versicherte je 1000 Personen gleichen Alters auch i m Oktober 1957 nicht erfaßt worden sind. Dafür gibt es leider keinen direkten, w o h l aber einen indirekten Anhaltspunkt. Während durch den Mikrozensus neben knapp acht M i l l . Versicherungspflichtigen der Rentenversicherung der Arbeiter n u r knapp eine halbe M i l l i o n f r e i w i l l i g Versicherte erfaßt w u r d e n (Verhältnis 16 :1), standen i m Rentenzugang 1956 den knapp 92 000 Pflichtversicherten fast 21 000 f r e i w i l l i g V e r sicherte u n d fast 11 000 sonstige Versicherte gegenüber (Verhältnis 3 : l ) 5 5 . 54 Siehe S t d d I V u A V Bd. 5, S.38f.; StBRD Bd. 198, S.58f. 55 S t d d I V u A V Bd. 5, S. 4.

2*

404

Anhang A

I n diesen Globalzahlen ist zwar auch der Rentenzugang wegen Erreichens der Altersgrenze m i t enthalten; außerdem ist zu berücksichtigen, daß die freiw i l l i g u n d sonstig Versicherten mehr i n den höheren Altersklassen m i t größerer Invalidisierungshäufigkeit zu finden sind; dennoch dürfte das MißVerhältnis nicht so kraß sein, w e n n die Erfassung der Versicherten ohne V e r sicherungspflicht i m Mikrozensus einigermaßen vollständig, die Übertragung ihres Anteils an der jeweils gleichaltrigen Gesamtbevölkerung auf Anfang 1956 zulässig u n d zudem ihre altersspezifischen Invalidisierungshäufigkeiten etwa gleich denen der Pflichtversicherten gewesen wären. Berechnet man nämlich einen theoretischen Rentenzugang für 1956 unter Zugrundelegung dieser drei Hypothesen 5 6 , dann ergeben sich 108 000 Rentenzugänge aus Pflichtversicherung u n d 15 000 aus freiwilliger Versicherung (Verhältnis 7 : 1 ) . Es liegt n u n nahe zu fragen, w i e viele f r e i w i l l i g u n d sonstig Versicherte — zusammengenommen — m a n je 1000 Personen gleichen Alters am 1.1.1956 i n den einzelnen Altersklassen ansetzen muß, damit ihre M u l t i p l i k a t i o n m i t den für alle Versichertenkategorien der Invalidenversicherung zusammen berechneten Invalidisierungshäufigkeiten 5 6 gerade zu der wirklichen Verteilung des Rentenzugangs 1956 nach dem Versicherungsverhältnis führt. Diese Frage ist freilich nicht exakt zu beantworten, w e i l über den Altersaufbau der sonstigen Versicherten nichts bekannt ist u n d man auch nicht weiß, wie sich die hier nicht interessierenden Zugänge an Altersrentnern nach dem Versicherungsverhältnis verteilen. Eine sehr einfache Hypothese f ü h r t aber zu einem recht guten Ergebnis: N i m m t man an, daß die unbekannten Quoten der freiwilligen und sonstigen Versicherten am 1.1.1956 zusammen i n jeder Altersklasse gerade doppelt so hoch waren, w i e die statistisch erfaßten Quoten der f r e i w i l l i g Versicherten allein i m Oktober 1957, u n d außerdem, daß die Invalidisierungshäufigkeit unabhängig v o m Versicherungsverhältnis ist, dann ergibt sich bei dem hypothetisch berechneten Rentenzugang von 1956 nahezu die gleiche Relation zwischen Pflichtversicherten und Nichtpflichtversicherten w i e beim w i r k l i c h e n Rentenzugang 1956. Sind die gemachten Hypothesen aber richtig, dann sind die v o n uns berechneten Invalidisierungshäufigkeiten alle zu groß, w e i l ihre Nenner zu k l e i n sind. Der relative Fehler ist i n jeder Altersklasse genau gleich dem A n t e i l der f r e i w i l l i g Versicherten an der Summe von f r e i w i l l i g u n d Pflichtversicherten i m Oktober 1957; denn gerade so groß w u r d e der fehlende A n t e i l an sonstigen Versicherten hypothetisch angesetzt. I n den unteren Altersklassen ist er demnach ziemlich gering, dann steigt er bis auf r u n d 15 v H i n der Altersklasse zwischen 60 u n d 64 Jahren. M i t einem Fehler i n dieser Größenordnung müßte also bei den von uns berechneten Invalidisierungshäufigkeiten gerechnet werden. Dies alles gilt bisher aber n u r für die Invalidenversicherung. Bei der Angestelltenversicherung k o m m t noch ein weiterer Umstand hinzu. Angestellte sind n u r bis zu einer bestimmten Verdienstgrenze versicherungspflichtig. Diese Verdienstgrenze ist durch die Neuregelungsgesetze von 750 D M auf 1250 D M monatlich heraufgesetzt worden. E i n T e i l der i m Oktober 1957 Pflichtversicherten w a r demnach am 1.1.1956 wegen Uberschreitens der Jahresarbeitsverdienstgrenze versicherungsfrei. Über die Z a h l der Personen, die i m Oktober 1957 zwischen 750 D M und 1250 D M verdienten sowie über deren Verteilung nach dem A l t e r läßt sich m i t Hilfe der Gehalts- u n d L o h n strukturerhebung v o m Oktober 1957 u n d der Personalstandsstatistiken der 56 Die dazu erforderlichen Invalidisierungshäufigkeiten sind nach der Formel auf S. 402 zu berechnen, jedoch unter Beschränkung auf die Daten der Invalidenversicherung.

Anhang A öffentlichen Hand i n ähnlicher Weise ein ungefähres B i l d gewinnen, w i e w i r es schon einmal für die Angestellten m i t einem Monatsverdienst von mehr als 1250 D M versucht haben* 7 . Das Ergebnis der Schätzung (ungefähr 450 000 Personen) müßte dann aber noch verkürzt werden u m die Z a h l derjenigen, die erst nach dem 1.1.1956 die frühere Verdienstgrenze überschritten haben u n d die Z a h l derjenigen, die i m Oktober 1957 bereits einen A n t r a g auf Befreiung von der Versicherungspflicht gestellt hatten oder dies noch zu t u n beabsichtigten. Es gelang deshalb nur sehr schwer, abzuschätzen u m w i e v i e l die Pflichtversichertenquoten des Mikrozensus hinter den tatsächlichen Pflichtversichertenquoten am 1.1.1956 zurückblieben. A u f der anderen Seite sind die am 1.1.1956 noch nicht Versicherungspflichtigen durchaus nicht alle ohne soziale I n v a l i d i t ä t s - u n d Alterssicherung gewesen. Viele von ihnen werden ganz bestimmt f r e i w i l l i g versichert gewesen sein oder hatten als sonstige Versicherte i m Falle der Berufsunfähigkeit einen Anspruch auf Rente. A l t e r n a t i v - u n d Kontrollrechnungen, wie sie bei der Invalidenversicherung möglich waren, stecken hier aus a l l diesen Gründen voller Unsicherheiten, die auch noch durch die Verschmelzung der Handwerkerversicherung m i t der Angestelltenversicherung vermehrt werden. F ü h r t man sie trotzdem durch, indem m a n die f ü r den 1.1.1956 geschätzte Z a h l von Pflichtversicherten jeder Altersklasse m i t der entsprechenden Invalidisierungshäufigkeit 5 8 m u l t i p l i z i e r t u n d die Produkte addiert, dann k o m m t man fast genau auf die tatsächliche Z a h l der Pflichtversicherten, denen 1956 eine Rente b e w i l l i g t worden ist. Entsprechendes gilt für die Versicherten ohne Versicherungspflicht. Ohne dieses Ergebnis überzubewerten, k a n n man sagen, daß unsere für das Modell vorgesehenen Invalidisierungswahrscheinlichkeiten, soweit die Rechnungsgrundlagen die Angestelltenversicherung betreffen, i n der Größenordnung einigermaßen stimmen dürften. Die Z a h l der i m Mikrozensus nicht erfaßten „sonstigen Versicherten" w i r d etwa kompensiert durch die Z a h l der zuviel erfaßten Pflichtversicherten, die am 1.1.1956 weder versicherungspflichtig noch f r e i w i l l i g noch i n sonstiger Weise versichert waren. Bei der Beurteilung der Rechnungsgrundlagen f ü r unsere Invalidisierungshäufigkeiten u n d damit auch bei der Beurteilung dieser Invalidisierungshäufigkeiten selbst ist aber noch ein weiterer Unterschied zwischen der Rentenversicherung der Angestellten u n d der der Arbeiter zu bedenken. I m Rentenzugang der Angestelltenversicherung 1956 sind auch die sog. „ v o r gezogenen" Altersrenten m i t enthalten, die bei länger als ein Jahr dauernder Arbeitslosigkeit gewährt werden, w e n n der Versicherte das 60. Lebensjahr vollendet hat. Sie lassen sich von den übrigen vorzeitigen Renten nicht t r e n nen. F ü r die Arbeiter gibt es eine entsprechende Regelung aber erst seit 1957. Nach der i n dem Abschnitt über die Arbeitslosigkeit vorgenommenen Schätzung der langfristig Arbeitslosen m i t Anspruch auf vorgezogene Altersrente (25 v T aller A k t i v e n unter den Verhältnissen nach der Reform 5 9 ) und einer durchschnittlichen Zugehörigkeit zu dieser Gruppe von vielleicht drei Jahren w i r d man ungefähr einen jährlichen Zugang von acht je 1000 A k t i v e n der Rentenversicherung der Arbeiter annehmen können. Das sind etwa 10 v H der für diesen Versicherungszweig u n d das Jahr 1956 berechneten I n v a l i d i sierungshäufigkeit der 60- bis 64jährigen. Es liegt deshalb nahe, diese I n v a 57

Siehe Ziffer 14 dieses Anhangs. Nach der Berechnungsformel auf S. 402, jedoch unter Beschränkung a u f die Daten der Angestelltenversicherung. 59 Siehe den letzten Absatz i n Ziffer 15 dieses Anhangs. 58

406

Anhang A

lidisierungshäufigkeit einfach u m 10 v H zu erhöhen u n d so die vorgezogenen Altersruhegelder auch i n diesem Versicherungszweig m i t i n die Rechnung einzubeziehen. Da unsere Invalidisierungshäufigkeiten der Invalidenversicher u n g aber — w i e w i r v o r h i n gesehen haben — aus anderem G r u n d u m v i e l leicht 15 v H zu hoch sein könnten, lassen w i r es bei den ursprünglichen Zahlen, fassen sie jetzt aber als Maßzahlen für den I n v a l i d i t ä t s - u n d Altersrentenzugang zwischen 60 u n d 64 Jahren auf. Eine Erhöhung u m 10 v H wäre i m übrigen w o h l auch zu v i e l gewesen, w e i l unter den Neuinvaliden des Jahres 1956 sicherlich zahlreiche langfristig Arbeitslose waren, die bei einer früheren Geltung des neuen Rechts nicht Berufs- oder Erwerbsunfähigkeitsrente, sondern Altersruhegeld erhalten hätten. D a m i t kommen w i r zu folgendem Ergebnis. Die für die I n v a l i d e n - u n d Angestelltenversicherung gemeinsam nach der Formel auf S. 402 berechneten u n d i n der Tabelle 18, Spalte 1 (S. 223), zusammengestellten Invalidisierungshäufigkeiten sind vermutlich i m ganzen etwas zu hoch, w e n n m a n sie als Ausdruck der w i r k l i c h e n Verhältnisse v o n 1956 anzusehen g e w i l l t ist. Der Fehler dürfte i n den unteren Altersklassen gering sein, er n i m m t aber m i t steigendem A l t e r zu. Vermutlich bleibt er i n allen Altersklassen unter 10 v H , w e i l das Verhältnis zwischen der Z a h l der Versicherten i n der Invalidenversicherung (deren Invalidisierungshäufigkeiten bis zu 15 v H zu hoch ausgefallen sein mögen) u n d der Z a h l der Versicherten i n der Angestelltenversicherung (deren Invalidisierungshäufigkeiten einigermaßen richtig getroffen sein dürften) etwa 3 : 1 , bei den 60- bis 64jährigen sogar 2 : 1 beträgt. Der Fehler verschwindet i n dieser letzten Altersklasse v o r Erreichen der A l t e r s grenze, i n der er zunächst am größten ist, aber fast völlig, w e n n zugleich festgelegt w i r d , daß die f ü r diese Klasse berechnete Verhältniszahl auch den Zugang an vorgezogenen Altersruhegeldern i m Modell m i t einschließen soll. Die zunächst n u r unter allerhand Vorbehalten berechneten „ I n v a l i d i s i e rungshäufigkeiten" scheinen damit doch noch eine brauchbare Grundlage für unseren Modellansatz abzugeben. Ziffer 17. Die Berechnung von Reaktivierungshäufigkeiten für das Jahr 1956 (Zum d r i t t e n Kapitel, D I I 7 e cc) Der korrekten Berechnungsformel f ü r die Invalidisierungshäufigkeiten (siehe Ziffer 16 dieses Anhangs, 1. Absatz) entspricht als Berechnungsformel f ü r die „Reaktivierungshäufigkeiten" der Quotient: Männliche I n v a l i d e u n d Berufsunfähige des Geburts jahrgangs 1956 — i i n der I n v a l i d e n - u n d Angestelltenversicherung, deren I n v a l i d i t ä t bzw. Berufsunfähigkeit i m Jahre 1956 behoben worden ist Männliche I n v a l i d e u n d Berufsunfähige des Geburts jahrgangs 1956 — i i n der I n v a l i d e n - u n d Angestelltenversicherung am 1.1.1956, zuzüglich der Hälfte des Saldos aus Z u - u n d Abgängen 6 0 bei diesem Personenkreis während des Jahres 1956 der wiederum f ü r alle i n Betracht kommenden Alters jähre i u n d f ü r das Bundesgebiet ohne Saarland u n d B e r l i n zu berechnen wäre. I m Zähler des Bruchs t r i t t an die Stelle der tatsächlichen Wiedererlangung der Erwerbsfähigkeit praktisch der Rentenwegfall wegen Behebung der I n v a l i d i t ä t bzw. Berufsunfähigkeit. Die entsprechenden Zahlen konnten ebenso 60

Ohne diejenigen wegen Behebung der I n v a l i d i t ä t oder Berufsunfähigkeit.

Anhang A w i e die für den Rentenzugang der Statistik des Verbandes Deutscher Rentenversicherungsträger entnommen werden 6 1 . Aus dem gleichen G r u n d w i e beim Rentenzugang mußte aber auch hier von den Zahlen f ü r das Bundesgebiet einschließlich Berlins (West) ausgegangen werden. Außerdem konnten — w i e dort — die Handwerkerrenten nicht eliminiert werden. Eine Auszählung des Rentenbestands nach Geschlecht u n d A l t e r ist seit dem K r i e g erst zweimal vorgenommen worden, einmal i m März 1953 62 u n d einmal i m A p r i l 195 7 6 3 . Den Ausgangspunkt zur Berechnung der Nennergrößen bildeten deshalb die Rentenbestandszahlen v o m A p r i l 1957. Diese w u r d e n — nach Altersklassen getrennt — auf den 1.1.1956 zurückgeschrieben. Dies dürfte einigermaßen zutreffend möglich gewesen sein. Die Unterlagen dafür boten die Rentenzugangs- u n d die Rentenwegfallstatistik beider V e r sicherungszweige f ü r die Jahre 1956 u n d 1957 64 . Ganz ohne Schätzungen ging es aber auch hier nicht ab. So mußte ζ. B. die Z a h l der Berliner Renten der Angestelltenversicherung erst noch nach dem Geschlecht aufgeteilt werden, w e i l die entsprechende Auszählung damals i n folge eines technischen Versehens unterblieben war. E i n anderer Mangel konnte gar nicht beseitigt werden: Die Rentenzugangs- u n d -wegfallstatistik k n ü p f t an die Verwaltungsakte bei den Versicherungsträgern an, die Bestandsstatistik dagegen an die Unterlagen, die bei der Bundespost die G r u n d lage der Rentenauszahlungen bilden. Zwischen beiden bestehen aber gewisse sachliche u n d zeitliche Diskrepanzen. Einer besonderen Überlegung bedurfte schließlich noch die Frage der Kriegsfolgerenten. Daß sie sich i m Zähler nicht eliminieren ließen, dürfte praktisch n u r v o n geringer Bedeutung sein; denn es ist zu vermuten, daß die Behebung einer durch den K r i e g verursachten I n v a l i d i t ä t i m Jahr 1956 n u r i n Ausnahmefällen noch vorgekommen sein w i r d . Dafür spricht nicht n u r die besondere A r t der gesundheitlichen Schädigungen durch Kriegseinw i r k u n g , sondern auch die Tatsache, daß diese Schädigungen zeitlich schon w e i t zurücklagen u n d die Aussichten auf Behebung der I n v a l i d i t ä t m i t der Zeit i m m e r mehr schwinden 6 5 . Wenn es aber zutrifft, daß 1956 fast keine Kriegsfolgerenten wegen Behebung der I n v a l i d i t ä t weggefallen sind, dann können die „normalen" Aussichten auf Behebung der I n v a l i d i t ä t nicht richtig i n Verhältniszahlen zum Ausdruck kommen, bei denen die Z a h l der weggefallenen Renten jeweils auf den gesamten Rentenbestand einschließlich der Kriegsfolgerenten bezogen ist. Bei der Rückschreibung des Rentenbestands v o m A p r i l 1957 auf den 1.1.1956 w u r d e deshalb v o m Rentenbestand ohne Kriegsfolgerenten ausgegangen. Der Unterschied ist i n den v o m K r i e g stark betroffenen Jahrgängen beträchtlich. I n allen Alters j ä h r e n v o n 32 bis bis 43 waren über die Hälfte der laufenden Renten Kriegsfolgerenten. M ö g licherweise wurde durch deren Ausschluß bei der Berechnung n u n umgekehrt die Häufigkeit der Behebung der I n v a l i d i t ä t etwas überschätzt. Der Fehler ist aber sicher w e i t geringer, als wenn i m Nenner die Gesamtzahl der Renten i n jeder Altersklasse angesetzt worden wäre. E r w i r k t zudem n u r der zu vermutenden Überhöhung der Invalidisierungshäufigkeiten entgegen. 61

S t d d I V u A V Bd. 5, S. 87 u n d 124. S t d d I V u A V Bd. 1, S. 178 ff. StddRentenvers. Bd. 7, S. 12 f. u n d 118. 64 S t d d I V u A V Bd. 5, S. 38 f., 87, 107 u. 124; StddRentenvers. Bd. 6, S. 32 f., 85, 106 u. 136. 65 So hatten ζ. B. 72 v H der 1956 wegen Behebung der I n v a l i d i t ä t weggefallenen Renten der Invalidenversicherung eine Rentenbezugsdauer von weniger als 5 Jahren, siehe S t d d I V u A V Bd. 5, S. 93. 62 63

408

Anhang A

Anders als bei der Berechnung der Invalidisierungshäufigkeiten konnte diesmal auf die Berücksichtigung des halben Veränderungssaldos i m Nenner nicht verzichtet werden. Besonders i n den unteren Altersklassen ist der Rentenzugang i m Vergleich zum Anfangsbestand ζ. T. recht beträchtlich. M a n k a n n auch nicht sagen, der Rentenzugang sei am Rentenwegfall desselben Jahres noch nicht beteiligt. 1956 hatten i m m e r h i n 12,6 v H aller wegen Behebung der I n v a l i d i t ä t weggefallenen Renten der Invalidenversicherung eine Bezugsdauer von weniger als einem halben J a h r 6 6 . Der durch Rückschreibung gewonnene Rentenbestand jeder Altersklasse (ohne Kriegsfolgerenten) am 1.1.1956 wurde deshalb u m den halben Rentenzugang 1956 vermehrt u n d u m den halben Rentenwegfall aus sonstigem G r u n d vermindert. Ziffer 18. Die Berechnung von Rentnerquoten für Ende 1956 (Zum d r i t t e n Kapitel, D I I 7 e dd) Z u r Berechnung dieser Anteilsziffern standen die Zahlen über den Rentenbestand i m A p r i l 1957 67 u n d über die aktiven Versicherten i m Oktober 1957 08 zur Verfügung. Der Rentenbestand i m A p r i l 1957 konnte verhältnismäßig einfach auf den 1.1.1957 zurückgeschrieben werden. Dabei w u r d e n Kriegsfolgerenten wiederu m herausgelassen; denn w e n n überhaupt i n irgendwelchen empirischen Relationen die heutzutage als „ n o r m a l " anzusehenden Anteile der Rentner an der Summe v o n A k t i v e n u n d Rentnern zum Ausdruck kommen, dann gewiß n u r i n denen, die n u r die „normalen", nicht aber die Kriegsfolgerentner enthalten. Bei der Feststellung des Rentenbestands zum 1.1.1957 waren w i r w e i t e r h i n i n der Lage, die Rechnung von vornherein auf das Bundesgebiet ohne Saarland u n d B e r l i n beschränken zu können. V o n den n u r f ü r das Bundesgebiet einschließlich B e r l i n (West), aber ohne Saarland vorliegenden Zahlen der Invalidenversicherung konnten diejenigen der Landesversicherungsanstalt B e r l i n ohne weiteres abgezogen werden. N u r die Kriegsfolgerenten i n B e r l i n (West) mußten schätzungsweise nach dem A l t e r aufgeteilt werden. F ü r die Angestelltenversicherung lagen überhaupt n u r die Zahlen für das Bundesgebiet ohne Saarland u n d B e r l i n vor. Die Handwerkerrenten konnten nicht ausgeschieden werden. Es gibt zwar eine Sonderauszählung von Handwerkerrenten; dabei w u r d e aber eine Rente schon dann als Handwerkerrente gezählt, wenn der Versicherte auch n u r einen einzigen Monatsbeitrag nach dem Handwerkerversorgungsgesetz entrichtet hatte 6 9 . Bei der Feststellung des Versichertenbestands tauchten wieder die gleichen Probleme auf, die i m Abschnitt über die Berechnung der Invalidisierungshäufigkeiten bereits beschrieben w u r d e n 7 0 . Die altersspezifischen Versichertenquoten des Mikrozensus (Pflicht- u n d f r e i w i l l i g Versicherte der Invalidenu n d Angestelltenversicherung j e 1000 Personen gleichen Alters) waren 66

S t d d I V u A V Bd. 5, S. 93. StddRentenvers. Bd. 7, S. 12 f. u. 118. S t B A : nicht veröffentlichte Ergebnisse des Mikrozensus v o m Oktober 1957, siehe Ziffer 6 dieses Anhangs. es Vgl. StddRentenvers. Bd. 7, S. X I I . 70 Ziffer 16 dieses Anhangs. 67

68

Anhang A wiederum einerseits zu klein, w e i l die sonstigen Versicherten nicht u n d die f r e i w i l l i g Versicherten vermutlich unvollständig erfaßt worden waren, u n d sie waren andererseits zu groß, w e i l vor dem Wirksamwerden der Neuregelungsgesetze ein T e i l der Angestellten m i t einem regelmäßigen B r u t t o monatsverdienst weder pflicht- noch f r e i w i l l i g noch i n sonstiger Weise v e r sichert war. I m m e r h i n w a r diesmal von Vorteil, daß diese Quoten auf den 1.1.1957, nicht auf den 1.1.1956, zu übertragen waren. Per Saldo dürften sie für diesen Zweck etwas zu k l e i n sein, besonders i n der Altersklasse der 60- bis 64jährigen. Dieser Fehler findet jetzt aber einen gewissen Ausgleich darin, daß vermutlich ein T e i l der Empfänger v o n Berufsunfähigkeitsrenten i m Oktober 1957 angegeben hat, noch versicherungspflichtig oder f r e i w i l l i g versichert zu sein. W i r erhalten somit vermutlich doch einigermaßen verläßliche Rentnerquoten, die w i r zur Überprüfung der theoretischen Ansätze werden m i t Nutzen heranziehen können. Sie konnten sogar v o n vornherein f ü r einzelne Altersjahre berechnet werden, w e i l die Rentenbestandszahlen v o m A p r i l 1957 nach Alters jähren ausgezählt worden sind u n d die Anteile der Versicherten u n d Rentner zusammen an der Gesamtbevölkerung von Altersklasse zu Altersklasse n u r so langsam zu- oder abnehmen, daß eine Verteilung auf einzelne Alters jähre vermutlich ohne nennenswerte Fehler möglich war. Die alters jährliche Differenzierung der Rentnerquoten w i r d jedenfalls fast ausschließlich durch die altersjährliche Differenzierung der Z a h l der Rentner j e 1000 Personen gleichen Alters bestimmt. Ziffer 19. Die Berechnung von Rentnersterbewahrscheinlichkeiten für 1956 (Zum d r i t t e n Kapitel, D I I 8) Die Berechnung von Rentnersterbewahrscheinlichkeiten f ü r 1956 erfolgte i n der Weise, daß die Z a h l der „Rentenwegfälle durch Tod" i n jeder Altersklasse 7 1 auf den durch Rückschreibung gewonnenen Rentenbestand derselben Altersklasse am 1.1.1956 zuzüglich des halben Rentenzugangs 1956 u n d abzüglich des halben Rentenwegfalls aus sonstigem G r u n d bezogen w u r d e 7 2 . Das Verfahren w a r also i m wesentlichen das gleiche w i e bei der Berechnung der Reaktivierungswahrscheinlichkeiten. E i n wesentlicher Unterschied bestand lediglich darin, daß diesmal v o m Rentenbestand einschließlich der Kriegsfolgerenten ausgegangen wurde. Das ist sicher ein Nachteil, w e i l das Sterberisiko der Kriegsfolgerentner vermutlich ein anderes ist als das der übrigen Rentner i m gleichen Alter. E r mußte aber i n K a u f genommen w e r den, w e i l sich die Kriegsfolgerenten i m Zähler nicht eliminieren ließen. Ziffer 20. Auswirkungen eines stärkeren Wechsels der Stellung im Beruf als im Modell angenommen (Zum d r i t t e n Kapitel, D I I 9) Die bei den Rentenausgaben möglicherweise entstehenden Fehler sollen an einem einfachen Beispiel veranschaulicht werden. W i r betrachten zu diesem Zweck n u r zwei Personen, die beide als v o l l Arbeitsfähige das 65. Lebensjahr 71

S t d d I V u A V Bd. 5, S. 87 u n d 124. StddRentenvers. Bd. 7, S. 12 f. u n d 118; S t d d I V u A V Bd. 5, S. 38 f., 87, 107 u. 124; StddRentenvers. Bd. 6, S. 32 f., 85, 106 u n d 136; siehe auch Ziffer 17 dieses Anhangs. 72

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Anhang A

vollenden. Nach unserer vereinfachenden Modellannahme mag sich ergeben haben, daß die eine v o m 20. bis zum 65. Lebensjahr versicherungspflichtig gewesen war, die andere dagegen niemals (Alternative 1). Statt dessen wäre es vielleicht richtiger gewesen anzunehmen, daß beide während eines Teils ihres Arbeitslebens versicherungspflichtig gewesen waren, die eine ζ. B. v o n 20 bis 44, die andere von 45 bis 65 Jahren (Alternative 2). Da i n diesem F a l l bei beiden A l t e r n a t i v e n beide Modellpersonen die Wartezeit f ü r das Altersruhegeld erfüllt hätten, bekämen bei der A l t e r n a t i v e 2 beide Personen eine Altersrente, bei der Alternative 1 n u r eine von ihnen. Trotzdem sind die Rentenausgaben der Versicherung bei beiden A l t e r n a t i v e n genau gleich; denn die Rentenhöhe beider Personen zusammen i n Alternative 2 wäre genau gleich der Rentenhöhe der einen Person allein i n Alternative 1. Das gleiche g i l t auch f ü r die Hinterbliebenenrenten, w e n n beide als Verheiratete sterben. Wäre der Wechsel nicht beim 45. Lebensjahr, sondern ζ. B. beim 30. Lebensj a h r erfolgt, dann hätte der erste Versicherte k e i n Altersruhegeld erhalten, möglicherweise aber schon wenige Jahre nach Erreichen der Altersgrenze eine Erwerbsunfähigkeitsrente i n gleicher Höhe. I n unserem Modell w i r d die Situation der Rentenversicherung also insoweit etwas zu ungünstig dargestellt. W i r d der Versicherte m i t der kürzeren Versicherungszeit genau m i t 65 oder werden beide zwischen dem 55. u n d 65. Lebensjahr erwerbsunfähig, dann besteht wieder k e i n Unterschied zwischen beiden Alternativen; denn die Wartezeit f ü r die Erwerbsunfähigkeitsrente haben beide erfüllt. Eine weitere Fehlermöglichkeit entsteht aber bei I n v a l i d i t ä t vor dem 55. Lebensjahr; denn i n diesem F a l l k o m m t bei A l t e r n a t i v e 1 stets n u r einmal eine Zurechnungszeit i n Anrechnung, bei Alternative 2 unter Umständen aber zweimal. Diesmal sind die Rentenausgaben i m Modell also etwas zu k l e i n angenommen. Ä h n l i c h ist es dann, w e n n bei A l t e r n a t i v e 2 beide Personen eine Schulausbildungszeit als Ausfallzeit angerechnet bekommen. Dieser F a l l w i r d jedoch nicht sehr häufig sein, w e i l einer v o n beiden Versicherten dann gewöhnlich die Voraussetzungen f ü r die Anrechnung v o n Ausfallzeiten nicht erfüllt. Schließlich w i r d es i n W i r k l i c h k e i t häufiger als i m Modell vorkommen, daß ein Versicherter nicht einmal die Wartezeit f ü r die Berufs- oder Erwerbsunfähigkeitsrente erfüllt, so daß die Versicherung anstelle einer späteren Rente eine sofortige Beitragserstattung leisten muß, die i n der Regel eine geringere Belastung darstellt als eine spätere Rentenzahlung. Schon an diesem Beispiel zeigt sich, daß sich die Fehler, die durch die v e r einfachende Annahme einer etwas zu geringen Häufigkeit des Wechsels der Stellung i m Beruf entstehen, teilweise kompensieren u n d i m Ergebnis w o h l längst nicht so groß sind, w i e es zunächst scheinen könnte. Ziffer 21. Das Rechenprogramm zur Aufteilung der ersten und zweiten Versichertengesamtheit in Aktive und Rentner (Zum d r i t t e n Kapitel, D I I I ) Z u r formelmäßigen Darstellung der A u f t e i l u n g der beiden Versichertengesamtheiten verwenden w i r die folgenden Symbole. (Sie gelten sowohl f ü r die Versicherten der ersten als auch f ü r die der zweiten Versichertengesamtheit. Die Rechnung w u r d e f ü r beide Versichertengesamtheiten getrennt nach dem gleichen Programm durchgeführt.)

Anhang A V Va Vr Ζ

= = = =

R A

= =

Gv Ga Gr r a q

= = = = = =

qa qr

= =

Versicherte (Aktive u n d Rentner) bei E i n t r i t t i n das A l t e r i A k t i v e beim E i n t r i t t i n das A l t e r i Rentner beim E i n t r i t t i n das A l t e r i Nettozugang zu den Versicherten (nur Aktive) i m A l t e r i, aber ohne Berücksichtigung der i m gleichen Alters j ä h r Gestorbenen A k t i v e , die i m A l t e r i zu Rentnern werden ( = Rentenzugang) Rentner, die i m A l t e r i wieder zu A k t i v e n werden ( = Rentenwegfall wegen Behebung der Berufs- bzw. Erwerbsunfähigkeit) Gestorbene Versicherte i m A l t e r i Gestorbene A k t i v e i m A l t e r i Gestorbene Rentner i m A l t e r i Invalidisierungswahrscheinlichkeit i m A l t e r i Reaktivierungswahrscheinlichkeit i m A l t e r i Sterbewahrscheinlichkeit der Gesamtbevölkerung i m A l t e r i = Sterbewahrscheinlichkeit der Versicherten i m A l t e r i Sterbewahrscheinlichkeit der A k t i v e n i m A l t e r i Sterbewahrscheinlichkeit der Rentner i m A l t e r i

Die Symbole gelten wieder ausschließlich f ü r männliche Personen u n d beziehen sich stets auf das A l t e r i als Differenz zwischen Beobachtungs- u n d Geburtsjahr. Sind ausnahmsweise einmal die Zahlen des folgenden Jahres gemeint, so w i r d dies durch Voranstellen der Jahreszahl gekennzeichnet. i + 1 V bedeutet ζ. B. die Z a h l der Versicherten beim E i n t r i t t i n das A l t e r i + 1 . Gegeben sind bereits die absoluten Versichertenzahlen V f ü r alle A l t e r s jahre (und beide Versichertengesamtheiten), ferner die Verhältniszahlen r, a, q u n d q r ebenfalls f ü r alle Alters jähre. Gesucht sind die A k t i v e n - u n d Rentnerzahlen V a u n d V r sowie die E r eigniszahlen Z, R, A , G v , G a u n d G r . V a u n d V r ergeben sich jeweils aus der Rechnung für das V o r j a h r , nämlich als Endbestände an A k t i v e n u n d Rentnern. Bis zum A l t e r i = 19, i n dem die ersten Rentenzugänge überhaupt vorkommen, sind V a = V u n d V r = 0. (Bei der zweiten Versichertengesamtheit ist allerdings bei i = 19 auch V a = V = 0, w e i l erst i n diesem Alters j ä h r der Zugang zu dieser Versichertengesamtheit beginnt.) Der Zugang an Rentnern i m A l t e r i ergibt sich durch M u l t i p l i k a t i o n des Anfangsbestands an A k t i v e n m i t der Invalidisierungswahrscheinlichkeit: R = Va-r . Z u - u n d Abgänge beim Aktivenbestand während des Jahres werden nicht berücksichtigt, w e i l das auch bei der Berechnung der Invalidisierungswahrscheinlichkeiten nicht geschehen ist. Anders ist es beim Rentenwegfall wegen Behebung der I n v a l i d i t ä t . H i e r ist — entsprechend der empirischen Berechnung der Reaktivierungswahrscheinlichkeiten — neben dem Rentenbestand am Anfang auch der halbe Zugang während des Jahres m i t zu berücksichtigen. Die Berechnungsformel lautet deshalb: A = ( V r + |R) · a . I n gleicher Weise ist auch der Rentenwegfall durch Tod zu berechnen. Es t r i t t lediglich an die Stelle der Reaktivierungswahrscheinlichkeit die Sterbewahrscheinlichkeit der Rentner: G r = (Vr + |R) - q r .

Anhang A

412

Bevor die Z a h l der gestorbenen A k t i v e n gefunden werden kann, muß erst die Z a h l der gestorbenen Versicherten insgesamt berechnet werden: G

=V-q .

v

Nunmehr ist: Ga

=

Gv — Gr .

Berechnet man daraus nachträglich Sterbewahrscheinlichkeiten A k t i v e n nach der Formel = Q a

für

die

°a Va - iR

so erhält m a n außerordentlich niedrige Zahlenwerte, die ζ. T. w e i t unter den Sterbewahrscheinlichkeiten der gleichaltrigen Gesamtbevölkerung liegen. Dies ist jedoch keineswegs unrealistisch, sondern findet seine Begründung darin, daß viele schwer erkrankte A k t i v e erst noch zu Rentnern werden, ehe sie i h r e m Leiden erliegen. Die einzige noch fehlende Größe ist jetzt der allein aus A k t i v e n bestehende Nettozugang zur Versichertengesamtheit (Z), der übrigens auch negativ sein kann. E r ist gleich der Z a h l der Versicherten, u m die der Anfangsbestand i m Jahr i + 1 den Anfangsbestand i m Jahr i, abzüglich der Gestorbenen i m Jahr i, übersteigt: Z = i+ i V - ( V - G

v

)

.

Die vollständige „Veränderungsbilanz" i m Jahr i lautet nunmehr: V

a

- R + A - G

a

Vr + R - A - G

r

V

v

- G

+ Z = =

+ Z =

i + 1

Va

j +1V r i + 1V

Diese Rechnung w i r d für beide Versichertengesamtheiten durchgeführt bis zum E i n t r i t t i n das A l t e r i = 65. I n diesem Alters j ä h r werden sämtliche A k t i v e n , die die Wartezeit f ü r das Altersruhegeld erfüllt haben, zu A l t e r s rentnern. Das sind bei der ersten Versichertengesamtheit alle bis dahin noch A k t i v e n . Hier verzichten w i r deshalb darauf, i m A l t e r i = 65 noch einmal einen Z u gang an Berufs- u n d Erwerbsunfähigkeitsrentnern zu berechnen. W i r betrachten einfach alle am Anfang des Jahres noch A k t i v e n zunächst bis zur Jahresm i t t e unverändert als A k t i v e und von da an — nach Abzug der Gestorbenen — als Rentner. Von der M i t t e des Jahres i = 65 an sind dann alle noch lebenden Angehörigen der ersten Versichertengesamtheit Rentner. Da die Überlebendenzahlen dieser Versichertengesamtheit bereits vorliegen, beschränkt sich die weitere Rechnung darauf, die jährliche Z a h l der Gestorbenen als Differenz zwischen Anfangs- u n d Endbestand an Versicherten ( = Rentnern) zu ermitteln. Dies k a n n sogar schon f ü r das Alters j ä h r i = 65 geschehen, w e n n w i r da schon alle Gestorbenen als gestorbene Rentner ansehen. (Das ist deshalb erlaubt, w e i l die Höhe einer Hinterbliebenenrente nicht davon abhängt, ob der Versicherte als A k t i v e r oder als Rentner gestorben ist.) Bei der zweiten Versichertengesamtheit haben i m A l t e r i = 65 n u r 55 v H der bis dahin noch A k t i v e n die Wartezeit f ü r das Altersruhegeld erfüllt. Das sind i m Modell 0,55 · V a 0,55 · 41 723 = 22 948 Personen. Diese werden von

Anhang A da an w i e die Versicherten der ersten Versichertengesamtheit behandelt: Sie gelten bis zur M i t t e des Jahres i = 65 als A k t i v e u n d dann als Rentner. Die Gestorbenen zählen bereits alle als Rentner. Weitere Veränderungen ergeben sich nur noch durch Sterbefälle. Die jährliche Z a h l der Gestorbenen muß hier jedoch erst noch durch M u l t i p l i k a t i o n des Anfangsbestands m i t der Bevölkerungs-Sterbewahrscheinlichkeit (q) ermittelt werden. Nach Herauslösen der Personen, die die Wartezeit für das Altersruhegeld erfüllt haben, aus der zweiten Versichertengesamtheit, w i r d für die übrigen die Rechnung i n der zuvor beschriebenen Weise fortgesetzt bis i m A l t e r i = 78 auch diese Gruppe n u r noch aus Rentnern besteht. V o n da an erfährt sie wie die anderen nur noch einen jährlichen Abgang durch Sterbefälle. Die Z a h l der überlebenden Rentner beider Versichertengesamtheiten zusammen ist dann gleich der Z a h l aller noch lebenden Versicherten i n Spalte 5 der Tabelle II/7. Ziffer 22. Zur Ermittlung der Meßziffern für die altersmäßige Abstufung der durchschnittlichen Bruttomonatsverdienste der männlichen Arbeiter und Angestellten im Oktober 1957 (Zum d r i t t e n Kapitel, E I I ) I n den ersten beiden Spalten der Tabelle 22 sind n u r die durchschnittlichen Bruttomonatsverdienste derjenigen Arbeiter u n d Angestellten angegeben, deren Verdienstverhältnisse durch die Gehalts- u n d Lohnstrukturerhebung v o m Oktober 1957 erfaßt worden sind. Da es sich bei den übrigen A r b e i t e r n u n d Angestellten vor allem u m diejenigen i m öffentlichen Dienst, i m V e r kehrswesen, i n der L a n d - u n d Forstwirtschaft u n d i n den Kleinbetrieben aller übrigen Wirtschaftszweige handelt, dürften hier die Durchschnittsverdienste i m Oktober 1957 durchweg niedriger gewesen sein. Dies bedeutet jedoch nicht zugleich, daß auch i n der altersmäßigen Abstufung bemerkenswerte Unterschiede bestehen müßten. I n dieser Hinsicht ist i m Gegenteil v i e l eher m i t einer gewissen Übereinstimmung zu rechnen. Da es uns aber ausschließlich auf diese Abstufung ankommt, können die allein verfügbaren Daten doch so behandelt werden, als wären sie auch für die nicht erfaßten Arbeiter u n d Angestellten repräsentativ. Allerdings ist dieser Schluß sicher n u r zulässig f ü r die Arbeiter einerseits u n d für die Angestellten andererseits. Wie nämlich die angegebenen Durchschnittsverdienste zeigen, ist bei den A r b e i t e r n das M a x i m u m bereits zwischen 30 u n d 40 Jahren erreicht, u n d die nachfolgende Abnahme ist bemerkenswert groß. Bei den Angestellten steigt dagegen der Durchschnittsverdienst zunächst rasch, dann langsam weiter an, erreicht sein M a x i m u m erst nach dem 50. Lebensjahr u n d geht selbst dann nur geringfügig zurück. Ähnliche Tendenzen sind aber gewiß auch bei den nicht i n die Gehalts- u n d Lohnstrukturerhebung einbezogenen A r b e i t e r - u n d Angestelltenkategorien zu vermuten. Die Zusammenfassung der altersspezifischen Durchschnittsverdienste (Spalten 1 u n d 2) zu gewogenen M i t t e l n (Spalte 3) durfte deshalb nicht unter Verwendung der Arbeiter- u n d Angestelltenzahlen der Gehalts- u n d Lohnstrukturerhebung erfolgen, sondern mußte unter Verwendung der A r beiter- u n d Angestelltenzahlen des Mikrozensus v o m Oktober 1957, die alle Arbeiter u n d Angestellten einschließen, vorgenommen werden. Die so ermittelten Durchschnittsverdienste i n Spalte 3 der Tabelle 22, die i n ihrem Niveau ganz sicher überhöht sind, i n ihrer altersmäßigen Abstufung aber einigermaßen zutreffend sein dürften, w u r d e n deshalb sofort i n Meß-

414

Anhang A

Ziffern umgewandelt (siehe Spalte 4). Da das M a x i m u m i n der Altersgruppe von 40 bis 44 Jahren liegt, w u r d e der Durchschnittsverdienst der Männer dieser Altersgruppe gleich 100 gesetzt u n d unter der Bezeichnung „Standardverdienst" zur allgemeinen Recheneinheit des Modells erhoben. (Vgl. S. 249 f.) Ziffer 23. Modifikation der Meßziffernreihe über die altersmäßige Abstufung der durchschnittlichen Bruttomonatsverdienste der männlichen Arbeiter und Angestellten durch Eliminierung der nicht beitragspflichtigen Verdienste und Verdienstteile (Zum d r i t t e n Kapitel, E I I ) I n den Ergebnissen der Gehalts- u n d Lohnstrukturerhebung finden sich die Durchschnittsverdienste der männlichen Angestellten nicht n u r f ü r jede Altersgruppe insgesamt, sondern auch i n der weiteren Differenzierung nach Wirtschaftsabteilungen, Leistungsgruppen u n d Beschäftigungsarten und damit f ü r recht homogene Personengruppen 7 3 . Scheidet m a n n u n aus der bisherigen Rechnung die Verdienste aller Personengruppen aus, deren Durchschnittsverdienst über 1250 D M liegt u n d setzt man w e i t e r h i n die Verdienste aller Personengruppen m i t einem Durchschnittsverdienst zwischen 750 u n d 1250 D M m i t genau 750 D M an, so ergibt eine erneute Rechnung etwas größere Meßziffern bei den jüngeren u n d etwas kleinere Meßziffern bei den älteren Angestellten. Die Unterschiede sind allerdings nicht groß u n d sie verringern sich auch noch dadurch, daß der A n t e i l der Monatsgehälter über 750 D M bei den i n der Gehalts- u n d Lohnstrukturerhebung nicht vertretenen Angestellten geringer sein dürfte als bei denen, f ü r die die Rechnung durchgeführt werden konnte. Dies alles berücksichtigend w i r d m a n die Meßziffernreihe der Spalte 5 i n Tabelle 22 als angemessene Grundlage für den M o d e l l ansatz betrachten können. Ziffer 24. Die durchschnittlichen Arbeitsverdienste der männlichen Jugendlichen (Zum dritten Kapitel, E I I ) Der Nachweis der Durchschnittsverdienste nach dem A l t e r i n den Ergebnissen der Gehalts- u n d Lohnstrukturerhebung bezieht sich bei den Arbeitern n u r auf die höchste tarifmäßige Altersstufe. Die diesbezügliche Altersgrenze ist von Wirtschaftszweig zu Wirtschaftszweig verschieden, liegt aber i m a l l gemeinen bei 20 oder 21 Jahren 7 4 . Der Durchschnittsverdienst der unter 21jährigen mußte deshalb aus einer Mehrzahl von Einzelangaben geschätzt werden, u n d zwar aus dem Durchschnittsverdienst der Arbeiter unter 18 Jahren 7 5 , dem Durchschnittsverdienst der Arbeiter i m A l t e r v o n 18 Jahren u n d darüber 7 6 nach E l i m i n i e r u n g des Durchschnittsverdienstes der Arbeiter der höchsten tarifmäßigen Altersstufe 7 7 u n d dem Durchschnittsverdienst der Angestellten unter 21 J a h r e n 7 3 . Danach ist anzunehmen, daß der Durchschnittsverdienst der Arbeiter und Angestellten unter 21 Jahren i n der 73

StBRD Bd. 246, H. 2, S. 52 ff. Vgl. StBRD Bd. 246, H. 1, S. 12. S t B R D Bd. 246, H. 1, S. 59. 76 S t B R D Bd. 246, H. 1, S. 56. 77 S t B R D Bd. 246, H. 1, S. 30. 7 ® S t B R D Bd. 246, H. 2, S. 52. 74

75

Anhang A Größenordnung v o n 60 v H des Durchschnittsverdiensts der 40- bis 44jährigen männlichen Arbeiter u n d Angestellten liegt. Dieser Wert gilt jedoch nur f ü r die jugendlichen Arbeiter u n d Angestellten ohne Lehrlinge u n d Anlernlinge; denn die Verdienste der Lehrlinge u n d Anlernlinge sind i n die Gehalts- u n d Lohnstrukturerhebung nicht einbezogen worden. Rechnet m a n damit, daß die Z a h l der männlichen Lehrlinge u n d Anlernlinge 1957 nahezu ebenso groß w a r wie die Z a h l der übrigen jugendlichen Arbeiter u n d Angestellten 7 9 u n d veranschlagt m a n ihren beitragspflichtigen Durchschnittsverdienst m i t etwa einem Viertel des Durchschnittsverdiensts aller Versicherten u n d damit ungefähr einem F ü n f t e l des Standardverdiensts, so k o m m t man auf eine Meßziffer v o n 40 v H , die der späteren Beitragsrechnung zugrunde gelegt werden kann. Soweit dagegen ein A r b e i t s verdienst, der i m A l t e r v o n 19 oder 20 Jahren erzielt w i r d , i n die Rentenberechnung eingeht, wählen w i r besser einen höheren Wert, der annähernd an die Verdienstmeßziffern der folgenden Alters jähre heranreicht, w e i l die betreffenden Versicherten stets schon eine längere Versicherungszeit hinter sich haben. Ziffer 25. v , so gilt, w e n n Familienstand u n d Versicherungsverhältnis unverbundene Merkmale sind: Gh Gv Gh,v = G ~ . ç - = G

h

Gv . o d e r

auch G v

Gh —

W i r können also entweder die Z a h l der als Verheiratete Gestorbenen m i t dem A n t e i l der Versicherten an allen Gestorbenen multiplizieren oder auch die Zahl der als Versicherte Gestorbenen m i t dem A n t e i l der Verheirateten an allen Gestorbenen. Beides f ü h r t zum selben Ergebnis. Der erste Weg ist i n unserem F a l l aber einfacher. Die Z a h l der als Verheiratete Gestorbenen (G h ) ist f ü r alle Alters jähre i zugleich auch i n der Gliederung nach dem A l t e r der Ehefrauen j i n Tabelle I I / 4 wiedergegeben (für jedes i gilt eine Zeile der Tabelle II/4). Da w i r f ü r die Versicherten ( A k t i v e u n d Rentner zusammengenommen) i n jedem A l t e r s j a h r die gleiche Sterblichkeit angenommen haben w i e für die jeweils gleichaltrige Gesamtbevölkerung, ist der A n t e i l der Versicherten unter den Gestorbenen genauso groß w i e unter den Überlebenden; denn Gv G Gv V aus- = —folgt-= . Der A n t e i l der Versicherten (mit erfüllter Wartezeit) an der gleichaltrigen männlichen Gesamtbevölkerung (V/B) steht f ü r alle Alters jähre i i n der Tabelle 1/8, Spalte 6. W i r brauchen also n u r die Werte der Tabelle I I / 4 zeilenweise m i t den entsprechenden Werten der Tabelle 1/8, Spalte 6 zu 79

Nicht veröffentlichte Ergebnisse des Mikrozensus v o m Oktober 1957.

Anhang A

416

multiplizieren, u m die gesuchten Zahlen derjenigen als Verheiratete gestorbenen Männer zu bekommen, deren W i t w e n Anspruch auf Witwenrente haben, u n d zwar sowohl für jedes A l t e r des Mannes als auch gleichzeitig für jedes A l t e r der Witwen.

Ziffer 26. Ableitung von Bestandteilen der Familienstands-Ablaufordnung der Frauen aus der Familienstands-Ablaufordnung der Männer (Zum vierten Kapitel, Β I I 3) Die Z a h l der weiblichen Personen eines Modellj ahrgangs, die i m A l t e r von j = 16 Jahren heiraten, findet man sehr einfach, w e n n man folgende Zahlen aus der Familienstands-Ablaufordnung der Männer addiert: die Z a h l derjenigen Männer, die i m A l t e r i = 19 eine u m drei Jahre jüngere F r a u (d = 3) heiraten, die Z a h l derjenigen Männer, die i m A l t e r i = 20 eine u m vier Jahre jüngere Frau (d = 4) heiraten, die Z a h l derjenigen Männer, die i m A l t e r i = 21 eine u m fünf Jahre jüngere F r a u (d = 5) heiraten usw. Bezeichnet man allgemein die Z a h l der i m A l t e r j heiratenden Frauen m i t H j u n d die Z a h l der i m A l t e r i eine u m d Jahre jüngere (bzw. u m - d Jahre ältere) F r a u heiratenden Männer m i t H i ( d ) , so g i l t bei einem angenommenen Mindestalter der eheschließenden Männer v o n i = 19 u n d einem Höchstalter von i = 76: 76 H

j

=

2

H i ( d )

I d = i -

j

i=19

I n analoger Weise gelangt man auch zur Z a h l der Ehelösungen durch Scheidung oder Tod eines Ehegatten sowie zur Z a h l der bestehenden Ehen für jedes einzelne Alters j ä h r der F r a u (j). Speziell die Z a h l der Fälle, i n denen eine F r a u i m A l t e r j ihren M a n n durch Tod verliert, also zur W i t w e w i r d (Symbol: Wj), ist dann beispielsweise nach folgender Formel zu berechnen: 100

w: = 2 > >

|d = i - j

,

i =19

wobei G i ( d ) die Z a h l der Sterbefälle von Männern i m A l t e r i bedeutet, die eine u m d Jahre jüngere (bzw. - d Jahre ältere) F r a u hinterlassen. Die i n diesem F a l l benötigten Zahlen sind vollständig i n Tabelle I I / 4 (Anhang B) enthalten, u n d zwar jeweils für ein Alters j ä h r j i n einer Spalte dieser Tabelle.

Ziffer 27. Überprüfung der bisherigen Annahmen über den Familienstand der Modellpersonen (Zum vierten Kapitel, Β I I 3) Z u r Überprüfung der bisherigen Annahmen über den Familienstand der Modellpersonen fassen w i r zunächst einmal n u r die neu gewonnene A u f teilung der Frauen jedes Alters jahrs i n Verheiratete u n d Unverheiratete ins Auge. Dabei zeigt sich, daß der A n t e i l der verheirateten Frauen unter den

Anhang A

417

gemachten Annahmen durchweg höher, v o m 35. Lebensjahr an sogar wesentlich höher ausfällt als i n der realen Bevölkerung. N u r i n den ersten fünfzehn Jahren des heiratsfähigen Alters ist der Unterschied noch weniger groß. Während dann aber i n der realen Bevölkerung die Verheiratetenquote der Frauen bereits zwischen 30 u n d 34 Jahren m i t einem Wert v o n 82 v H i h r M a x i m u m erreicht, steigt sie i m Modell noch ein A l t e r s j a h r f ü n f t weiter an und zwar bis zu einem Wert von nahezu 98 v H . Hier bleibt also fast gar kein Spielraum mehr f ü r die Anteile der Ledigen, der V e r w i t w e t e n u n d der Geschiedenen zusammengenommen. Dieses Ergebnis ist höchst unbefriedigend. E t w a v o m 40. Lebensjahr an gehen zwar die Verheiratetenquoten der Frauen auch i m Modell langsam wieder zurück, beinahe sogar i m gleichen Maße w i e i n der realen Bevölkerung; wegen des w e i t höheren M a x i m u m s sind aber ζ. B. zwischen 60 u n d 64 Jahren i m Modell noch über 70 v H aller Frauen verheiratet, i n W i r k l i c h k e i t w a r e n es aber Ende 1957 nicht einmal mehr 60 v H . Die entscheidende Ursache für die große Diskrepanz zwischen den fiktiven u n d den empirischen Verheiratetenquoten der Frauen liegt auf der Hand: Der starke Frauenüberschuß infolge der männlichen Kriegsverluste hat i n der realen Bevölkerung die Heiratschancen fast aller Frauenjahrgänge vor 1930 ganz erheblich verschlechtert. Die Z a h l der für diese Jahrgänge i n Betracht kommenden heiratsfähigen u n d heiratswilligen Männer hat nicht ausgereicht, u m allen heiratsfähigen u n d heiratswilligen Frauen eine Eheschließung zu ermöglichen. Wendet man deshalb empirische aktuelle Daten über die Heiratshäufigkeit der Männer unverändert auf die durch ein nahezu ausgewogenes Geschlechterverhältnis gekennzeichnete Modellbevölkerung an, so müssen sich zwangsläufig sehr hohe Heiratshäufigkeiten f ü r die Frauen ergeben. Dieser Effekt ist sogar noch größer, als m a n auf den ersten Blick meinen könnte, w e i l i n der stationären Bevölkerung bis zum 54. Lebensjahr Frauenmangel herrscht, der erst durch einen Frauenüberschuß i m höheren A l t e r wieder ausgeglichen w i r d . Da die hohen männlichen Kriegsverluste n u r die Jahrgänge bis etwa 1928 betroffen haben, könnte man zunächst erwarten, daß sich die Verhältnisse i n den unteren Altersklassen (Geburtsj ahrgänge nach 1930) inzwischen v ö l l i g normalisiert hätten. Tatsächlich gibt es i n diesen Jahrgängen auch ausnahmslos mehr Männer als Frauen. Der starke Geburtenanstieg nach 1933 hat aber b e w i r k t , daß die Z a h l der Männer dennoch i n a l l diesen Alters jähren Ende 1957 kleiner w a r als die Z a h l der u m zwei (oder drei) Jahre jüngeren Frauen 8 0 . So betrachtet haben w i r also selbst da noch einen spürbaren Frauenüberschuß. Erst i n den Jahrgängen nach 1940, die u m die Zeit der Bentenreform noch nicht i m heiratsfähigen A l t e r standen, kehrt sich das Verhältnis endgültig um. D a m i t darf als sicher gelten, daß die empirischen Verheiratetenquoten der Frauen Ende 1957 aus einmaligen historischen Gründen anomal niedrig waren u n d höhere Verheiratetenquoten i m Modell nicht n u r zulässig, sondern sogar notwendig sind. Dies bedeutet aber trotzdem noch keine Rechtfertigung dafür, Verheiratetenquoten, die i n manchen Alters jähren fast an die Hundertprozentgrenze heranreichen, als eigentlich normal anzusehen. Der starke Frauenüberschuß i n der realen Bevölkerung läßt vielmehr vermuten, daß damals nicht n u r — w i e i m Verlauf der zweiten Teiluntersuchung nach80

Vgl. StBRD Bd. 198, S. 81.

27 Grohmann

418

Anhang A

gewiesen 8 1 — die empirischen Heiratshäufigkeiten der Männer anomal hoch waren, sondern daß selbst die empirischen Ledigenquoten noch nicht die als normal anzusehenden Verhältnisse kennzeichneten. Unter langfristig normalen Bedingungen bleiben also vermutlich von jedem Jahrgang noch etwas mehr Männer ledig als i n W i r k l i c h k e i t u m das Jahr 1957. Der ursprünglich f ü r das männliche Geschlecht autonom entwickelte Modellansatz ist deshalb jetzt nicht mehr aufrechtzuerhalten, sondern muß i n bestimmter Weise korrigiert werden. Die Frage, vor der w i r stehen, lautet etwa: Wie w ü r d e n sich w o h l die f ü r das männliche Geschlecht bisher berechneten Modelldaten — soweit sie den Familienstand betreffen — ändern, w e n n unter sonst gleichbleibenden allgemeinen Bedingungen der heutige Frauenüberschuß verschwände, bis zum 54. Lebensjahr an seine Stelle sogar ein leichter Frauenmangel träte; u n d welche Heiratshäufigkeiten u n d sonstigen den Familienstand betreffenden Verhältniszahlen wären unter diesen Umständen w o h l beim weiblichen Geschlecht f ü r realistisch zu halten? Z u r Beanwortung dieser Frage sehen w i r uns noch einmal die Verhältniszahlen an, die den A n l a ß zur K o r r e k t u r gegeben haben. Die sehr hohen fiktiven Verheiratetenquoten oder umgekehrt: die sehr niedrigen fiktiven Unverheiratetenquoten der Frauen bedeuten, daß es unter den bisherigen Annahmen i m Modell fast keine ledigen Frauen über 40 Jahre mehr gibt u n d daß außerdem die v e r w i t w e t e n u n d geschiedenen Frauen unter 40 i n noch größerer Z a h l oder i n noch kürzerer Zeit nach der Ehelösung sich wiederverheiraten, als dies bei den gleichaltrigen Männern u m 1957 der F a l l w a r . Beides ist i n der Tat real k a u m vorstellbar. Was die Ledigenquoten der Frauen jenseits des normalen Heiratsalters anbetrifft, so werden w i r schon annehmen müssen, daß unter hundert 40jährigen Frauen mindestens noch drei oder v i e r ledig sind, u n d daß auch nach weiteren Eheschließungen i n den folgenden Alters jähren zumindest noch etwa 2 v H ledig bleiben. Die Wiederverheiratungshäufigkeiten v e r w i t w e t e r u n d geschiedener Frauen unter 40 werden bei Frauenmangel zwar w e i t höher ausfallen als heute; denn die meisten dieser Frauen haben kleine K i n d e r zu versorgen, sind also auf einen Ernährer angewiesen u n d werden deshalb, w e n n sich ihnen bei F r a u e n · mangel die Chance einer Wiederverheiratung bietet, diese auch i n sehr v i e l e n Fällen ergreifen; trotzdem ist aber auch dann k a u m zu erwarten, daß die Wiederverheiratungshäufigkeiten der Frauen unter 40 diejenigen der M ä n n e r übersteigen. W i r verwenden deshalb, u m damit zugleich einen möglichst einfachen Ansatz zu gewinnen, f ü r die v e r w i t w e t e n u n d geschiedenen Frauen unter 40 Jahren die gleichen Wiederverheiratungshäufigkeiten w i e für die jeweils gleichaltrigen Männer. Selbst w e n n sie dann i m m e r noch etwas zu hoch sind, ist der effektive Fehler gering, w e i l die absoluten Zahlen der V e r w i t w e t e n u n d Geschiedenen i n diesen Alters j ä h r e n stets n u r wenige Tausend betragen. Unter diesen Voraussetzungen ergibt sich f ü r die 40jährigen Frauen eine Quote der Unverheirateten von mindestens 6 v H , so daß unter hundert 40jährigen Frauen höchstens 94 verheiratete sein können, u n d nicht w i e auf G r u n d der bisherigen Modellansätze zunächst berechnet worden ist, 98. Ä h n liche Feststellungen lassen sich auch f ü r andere Alters jähre treffen. ei 3. Kapitel, C I I 1 .

Anhang A

419

I n welcher Weise müssen daraufhin n u n aber die bisherigen Annahmen über die Eheschließungen, die Ehelösungen u n d die Familienstandsgliederung der männlichen Modellbevölkerung nachträglich verändert werden? I n erster L i n i e muß natürlich die absolute Z a h l der Eheschließungen durchweg etwas herabgesetzt werden. Die verminderten Heiratschancen der Männer könnten i m übrigen aber noch andere A u s w i r k u n g e n haben. Die Heiratshäufigkeit der ledigen Männer w i r d vermutlich i n allen Alters jähren zurückgehen. Zugleich könnte aber auch das übliche Heiratsalter etwas ansteigen u n d der übliche Altersunterschied zwischen den Ehegatten damit etwas größer w e r den. Sicherlich nehmen dann auch die Wiederverheiratungshäufigkeiten der v e r w i t w e t e n u n d geschiedenen Männer etwas ab. U n d man k a n n sich schließlich auch vorstellen, daß selbst die Ehescheidungshäufigkeiten davon m i t betroffen würden. Das Ausmaß a l l dieser Veränderungen dürfte i n unserem F a l l jedoch nicht groß sein. Es lohnt sich deshalb kaum, den Versuch, die vermutlich r e a l i stischsten Annahmen ausfindig zu machen, allzu w e i t zu treiben. Außerdem k a n n letzten Endes j a doch nicht m i t hinreichender Sicherheit angegeben werden, i n welcher Weise sich w o h l unter den veränderten Heiratsbedingungen tatsächlich ein neues Gleichgewicht der Heiratsgepflogenheiten einstellen würde. W i r begnügen uns deshalb m i t einer verhältnismäßig einfachen K o r r e k t u r der bisherigen Modellannahmen: W i r reduzieren einfach sämtliche Modelldaten, die sich' auf Ehen der Modellpersonen beziehen, also sämtliche Eheschließungs-, Ehelösungs-, Verheirateten-, V e r w i t w e t e n - u n d Geschiedenenzahlen sowie sämtliche Sterbefälle Verheirateter, V e r w i t w e t e r u n d Geschiedener, einheitlich u m 4 v H .

Ziffer 28. Aufteilung der eheschließenden und der unverheirateten Frauen jedes Alters nach dem Familienstand (Zum vierten Kapitel, Β I I 3) Diese A u f t e i l u n g w i r d schrittweise von Alters j ä h r zu Alters j ä h r vorgenommen. F ü r jedes beliebige A l t e r j k a n n deshalb die vollständige F a m i l i e n standsgliederung am Jahresanfang vorausgesetzt werden. Da die Z a h l der Eheschließungen, der Ehescheidungen u n d der Ehelösungen durch Tod des einen oder des anderen Ehegatten ebenfalls bekannt sind, g i l t es nur noch zu bestimmen, w i e viele von den Eheschließungen auf ledige, w i e viele auf v e r w i t w e t e u n d w i e viele auf geschiedene Frauen entfallen. Die A u f t e i l u n g der w e i t e r h i n ledig, v e r w i t w e t oder geschieden bleibenden Frauen ergibt sich daraus dann von selbst. Bis zum A l t e r von 40 Jahren k a n n dies m i t H i l f e derselben Wiederverheiratungshäuflgkeiten geschehen, w i e w i r sie f ü r die v e r w i t w e t e n u n d geschiedenen Männer empirisch ermittelt haben (Tabelle 1/2, Spalten 2 u n d 3 i m Anhang B). I n den späteren A l t e r s jähren, i n denen Eheschließungen v o n Frauen i m m e r seltener werden, ist dies jedoch nicht mehr sinnvoll. Die A u f teilung geschieht dann zweckmäßigerweise so, daß zuerst i m m e r die Z a h l der noch heiratenden Ledigen bestimmt w i r d . Dafür ist der Spielraum nämlich bereits durch die vorgesehene weitere Abnahme der Ledigenquote abgesteckt. Die jeweils verbleibende Z a h l v o n wiederheiratenden Frauen w i r d dann so auf W i t w e n u n d Geschiedene verteilt, daß das Verhältnis zwischen den Wiederverheiratungshäufigkeiten beider Gruppen das gleiche ist w i e bei den Männern. 27*

420

Anhang A

Ziffer 29. Die Bestimmung der durchschnittlichen bisherigen Versicherungszeiten, der durchschnittlichen bisherigen beitragspflichtigen Arbeitsverdienste und der durchschnittlichen Rentenfaktoren zur Berechnung der neu bewilligten Renten an männliche Versicherte (Zum vierten Kapitel, Β I I I 2 a aa) a) Die durchschnittlichen bisherigen Berechnung der Verdienstkoeffizienten

Beitragszeiten, soweit sie zur herangezogen werden 82 (v^

Die durchschnittliche bisherige Beitragszeit Vj_ w i r d zunächst für alle a k tiven Versicherten eines einzelnen Modelljahrgangs, die die Wartezeit für die Berufs- oder Erwerbsunfähigkeitsrente erfüllt haben, fortschreitend von Alters j ä h r zu Alters j ä h r entwickelt. I n einem beliebigen Alters j ä h r i geht diese E n t w i c k l u n g folgendermaßen v o r sich: Aus der Tabelle II/6, Spalte 5 (Anhang B) ist bekannt, w i e viele männliche Personen des Modellj ahrgangs bis zum E i n t r i t t i n das A l t e r i die Wartezeit f ü r die Berufs- oder Erwerbsunfähigkeitsrente erfüllt haben. Die alters j ä h r liche Fortschreibung der bisherigen durchschnittlichen Beitragszeit Vj bis zum Ende des Alters i — 1 hat außerdem ergeben, w i e viele Jahre Beitragszeit (ggf. ohne erste fünf Kalenderjahre) diese Personen i m Durchschnitt bereits zurückgelegt haben, w e n n sie i n das A l t e r i eintreten. Nehmen w i r n u n an, daß sich alle Veränderungen während des Alters i genau i n der M i t t e des Jahres ereignen, dann k a n n zunächst bestimmt w e r den, u m w i e v i e l die bisherige durchschnittliche Beitragszeit vj_ bis zu diesem Z e i t p u n k t weiter anwächst. Die Z a h l der aktiven Versicherten m i t erfüllter Wartezeit, die i n diesem Zeitpunkt w e i t e r h i n Beiträge leisten (erste V e r sichertengesamtheit) steht i n Tabelle II/6, Spalte 2. F ü r jede dieser Personen ist ein halbes Beitrags j ä h r abzüglich des auf A r beitsunterbrechungen entfallenden Anteils (Tabelle 1/7, Spalte 1) i n Ansatz zu bringen. Die gefundene Z a h l an Beitragsjahren ist dann durch die Z a h l sämtlicher aktiver Versicherter m i t erfüllter Wartezeit i n der ersten Hälfte des Jahres i zu dividieren. Zählt m a n das gefundene Ergebnis zur durchschnittlichen bisherigen Beitragszeit am Anfang des Kalenderjahrs hinzu, so erhält m a n die durchschnittliche bisherige Beitragszeit v^ des genannten Personenkreises i n der M i t t e des Jahres i. I n diesem Augenblick kommen zwei weitere Personengruppen zum bisherigen Kreis der aktiven Versicherten m i t erfüllter Wartezeit hinzu, nämlich diejenigen, die i n diesem Augenblick die Wartezeit erfüllen (Tabelle II/7, Spalte 2), u n d diejenigen, die bereits Rentner waren u n d i n diesem Augenblick wieder a k t i v werden (Tabelle II/7, Spalte 5). Die bisherige durchschnittliche Beitragszeit vj_ der ersten Personengruppe steht i n Tabelle 1/9, Spalte 2, die der zweiten Gruppe setzen w i r i n der Höhe an, wie sie sich nach der v o r ausgegangenen Fortschreibung für den Rentenzugang einige Jahre zuvor ergeben hat, wobei als Zeitdifferenz die durchschnittliche Rentenbezugsdauer der i m Jahre 1956 reaktivierten Rentner angenommen w i r d 8 3 . Aus den von den bisherigen u n d den neu hinzugekommenen aktiven Versicherten m i t erfüllter Wartezeit bis zur M i t t e des Alters i i m Durchschnitt zurückgelegten Beitragszeiten v^ läßt sich nunmehr als gewogenes arithmetisches M i t t e l die 82

Beitragszeit ohne die auf die ersten fünf Kalenderjahre entfallende Zeit, w e n n der Versicherte vor Vollendung des 25. Lebensjahrs i n die Versicherung eingetreten ist. 83 S t d d I V u A V Bd. 5, S. 87 u n d 125.

Anhang A durchschnittliche bisherige Beitragszeit v t für den gesamten Personenkreis berechnen, aus dem die Rentner des Jahres i hervorgehen 8 4 . Diese Größe w i r d als gleichermaßen zutreffend für die folgenden drei Personengruppen angesehen: Die Personen, die i m A l t e r i Rentner werden, die Personen, die i m A l t e r i sterben, u n d die Personen, die von der M i t t e des Alters i an w e i t e r h i n a k t i v bleiben. Die berechnete durchschnittliche bisherige Beitragszeit v x bildet damit erstens die Grundlage zur Berechnung der Renten an männliche Versicherte i m A l t e r i. Sie bildet zweitens die G r u n d lage zur Berechnung der Renten an Hinterbliebene von männlichen V e r sicherten, die i m A l t e r i gestorben sind. U n d sie bildet drittens die Grundlage für die weitere Fortschreibung der durchschnittlichen bisherigen Beitragszeit v i der A k t i v e n m i t erfüllter Wartezeit bis zum Ende des Alters i. Diese weitere Fortschreibung erfolgt wieder dadurch, daß für jeden aktiven Pflichtversicherten m i t erfüllter Wartezeit i n der zweiten Hälfte des Jahres i ( = Anfangsbestand i m A l t e r i + 1 i n Tabelle II/6, Spalte 2) ein halbes Jahr abzüglich des auf Arbeitsunterbrechungen entfallenden Anteils berechnet u n d die sich ergebende Summe auf die Z a h l aller aktiven Versicherten m i t erf ü l l t e r Wartezeit (Tabelle II/6, Spalte 5, A l t e r i + 1) bezogen w i r d . Eine Sonderrechnung w a r allerdings noch für das A l t e r i = 65 notwendig, w e i l i n diesem Jahr eine Trennung vorgenommen werden mußte, zwischen A k t i v e n , die auch die Wartezeit f ü r das Altersruhegeld erfüllt haben u n d solchen, für die das nicht zutrifft. Da der letztere Personenkreis verhältnismäßig k l e i n ist, wurde für i h n eine durchschnittliche Beitragszeit (einschließlich der auf die ersten fünf Kalenderjahre entfallenden Zeit) von zehn Jahren angenommen. F ü r die Versicherten m i t Anspruch auf Altersrente ergab sich dann die durchschnittliche bisherige Beitragszeit von selbst. b) Die durchschnittlichen bisherigen Arbeitsverdienste, soweit sie zur Berechnung der Verdienstkoefflzienten herangezogen werden (vjig), die durchschnittlichen bisherigen Beitragszeiten, soweit sie nicht zur Berechnung der Verdienstkoeffizienten herangezogen werden (v 2), und die durchschnittlichen bisherigen potentiellen Ausfallzeiten Diese drei Größen können i n gleicher Weise w i e die Größe Vj_ durch F o r t schreibung von Alters j ä h r zu Alters j ä h r entwickelt werden. Sie gelten auch für denselben Personenkreis ( A k t i v e m i t erfüllter Wartezeit). Z u r Berechnung der Durchschnittsverdienste v t 5 s ist n u r jedesmal die durchschnittliche B e i tragszeit v 1 m i t dem i n dieser Zeit erzielten durchschnittlichen beitragspflichtigen Arbeitsverdienst, ausgedrückt i n Einheiten des Standardverdienstes, zu multiplizieren. Die dazu benötigten zusätzlichen Angaben stehen i n Tabelle 1/9, Spalte 3 u n d i n Tabelle 1/11. Die durchschnittliche Beitragszeit v 2 steht f ü r die Personen, die gerade die Wartezeit erfüllen, für alle Alters jähre i n Tabelle 1/9, Spalte 4. Später ändert sie sich nur noch dadurch, daß die stets gleichbleibende absolute Zahl der Beitragsjahre auf einen ständig wechselnden Personenkreis bezogen w i r d . Anstelle der w i r k l i c h anrechenbaren durchschnittlichen Ausfallzeit v 3 w i r d durch alters jährliche Fortschreibung zunächst n u r diejenige durchschnittliche 84 Es mag u n w i r k l i c h erscheinen, daß auch die soeben Reaktivierten m i t i n diesen Kreis einbezogen wurden. Tatsächlich w i r d es keinen F a l l geben, i n dem ein Versicherter seine Rente entzogen u n d sofort wieder b e w i l l i g t bekommt. Durchaus nicht so selten sind aber vermutlich die Fälle, i n denen die Zeit zwischen Entziehung und Neubewilligung verhältnismäßig kurz ist.

Anhang A

422

bisher zurückgelegte Zeit berechnet, die als Ausfallzeit möglicherweise i n Frage k o m m t (potentielle Ausfallzeit). Z u berücksichtigen sind dafür die als Ausfallzeiten i n Betracht kommenden Zeiten der Ausbildung, der Arbeitslosigkeit, der K r a n k h e i t u n d des früheren Rentenbezugs. Die hierfür benötigten Rechnungsgrundlagen stehen i n der Tabelle 1/7, Spalte 2, Tabelle 1/9, Spalte 5, Tabelle II/6, Spalte 3; oder sie ergeben sich i m Zuge der Fortschreibung von selbst. c) Die durchschnittlich anrechenbaren Ausfallzeiten (v 3), die durchschnittlich anrechenbaren Zurechnungszeiten (v 4), die durchschnittliche Rundungszeit (v 5) und die durchschnittlichen Rentenfaktoren (ï) Die potentielle Ausfallzeit u n d ebenso die potentielle Zurechnungszeit, die f ü r Versicherte unter 55 Jahren i n Betracht k o m m t u n d stets gleich 55 — i ist, werden n u r unter bestimmten Voraussetzungen auf die Versicherungszeit angerechnet 8 5 . Diese Voraussetzungen sind bei allen Versicherten der ersten Versichertengesamtheit, aber n u r bei einem T e i l der Versicherten der zweiten Versichertengesamtheit gegeben. Da sowohl die A u f t e i l u n g der A k t i v e n m i t erfüllter Wartezeit i n solche der ersten u n d solche der zweiten Versichertengesamtheit (Tabelle II/6, Spalten 2 u n d 5) als auch der A n t e i l derjenigen Versicherten der zweiten Versichertengesamtheit, die keine A u s f a l l - u n d Zurechnungszeit angerechnet bekommen (Tabelle 1/8, Spalte 4) bekannt ist, können jetzt die durchschnittlich tatsächlich anrechenbaren Ausfall- u n d Z u rechnungszeiten v 3 u n d v 4 ohne weiteres ermittelt werden. Die Rundungszeit beträgt i m Einzelfall stets 0, 1, 2, 3, 4 oder 5 Kalendermonate, i m Durchschnitt also 2,5 Monate oder 0,208333 . . Jahre. Die Berechnung der durchschnittlichen Rentenfaktoren 1 als gewogene arithmetische M i t t e l aus 0,01 u n d 0,015 nach der Formel auf S. 296 ist ebenfalls nicht problematisch. Die dazu benötigte A u f t e i l u n g des Rentenzugangs i n jedem Alters j ä h r i n Berufsunfähigkeitsrenten einerseits u n d Erwerbsunfähigkeits· u n d Altersrenten andererseits k a n n m i t H i l f e der Anteilzahlen i n Tabelle 1/7, Spalte 5 leicht vorgenommen werden. Ziffer 30. Problematik einer systematischen Fruchtbarkeitsanalyse zur Bestimmung der Zahl der Kinderzuschüsse i m Modell (Zum vierten Kapitel, Β I I I 2 a cc) Wollten w i r die Z a h l der zuschußberechtigten K i n d e r von männlichen Rentnern i m Modell ganz i m Sinne der bisherigen Modellanalyse auf G r u n d empirischer, zeitlich möglichst stabiler statistischer Verhältniszahlen entwickeln, so wäre dazu i m Rahmen des d r i t t e n Kapitels noch eine besondere Teiluntersuchung über die Fruchtbarkeit der Bevölkerung erforderlich gewesen. Eine solche Untersuchung ist m i t H i l f e der vorhandenen bevölkerungsstatistischen Unterlagen auch durchaus möglich, aber doch ziemlich aufwendig u n d kompliziert. Wenn sie nämlich w i r k l i c h stichhaltige Ergebnisse liefern sollte, dann müßte dabei unter anderem ζ. B. die Gliederung der i n der realen w i e i n der fiktiven Bevölkerung jeweils bestehenden Ehen nach dem A l t e r der F r a u u n d nach der Ehedauer berücksichtigt werden. Außerdem müßten die K i n d e r dieser Ehen nach deren eigenem A l t e r (bis 18 bzw. bis 25 Jahre) f o r t geschrieben werden, w e i l sich n u r so auch der Wegfall der Kinderzuschüsse feststellen ließe. Speziell f ü r den F a l l der stationären Bevölkerung müßten es Vgl. S. 46.

Anhang A die Ergebnisse dann auch noch dahingehend korrigiert werden, daß die j ä h r liche Geborenenzahl genau 1 000 000 beträgt. U n d selbst dann wäre es noch zweifelhaft, ob man die f ü r die Gesamtbevölkerung gewonnenen Modelldaten auch auf den Kreis der Sozialversicherungsrentner übertragen dürfte. Schließlich bliebe auch noch offen, w i e viele 18- bis unter 25jährige, w i e viele uneheliche, w i e viele nicht bei ihren E l t e r n lebende K i n d e r usw. als zuschuß berechtigt anzunehmen wären. Ziffer 31. Korrektur der zunächst auf sehr vereinfachte Weise berechneten Zahl von Kinderzuschüssen (Zum vierten Kapitel, Β I I I 2 a cc) Das zunächst angewandte Verfahren zur Bestimmung der Z a h l der K i n d e r zuschüsse erscheint mindestens auf den ersten Blick recht plausibel; denn die Z a h l der K i n d e r männlicher Rentner hängt ganz sicher i n erster L i n i e von deren jeweiligem A l t e r ab, besonders da beim männlichen Geschlecht h i n sichtlich des Familienstands k a u m ein Unterschied zwischen Modell u n d Realität besteht. Dennoch ist bei genauerer Betrachtung mancherlei einzuwenden. Die Kinderzuschüsse v o m A p r i l 1957 sind alle noch nach altem Recht gewährt u n d der Begriff des zuschußberechtigten Kindes ist durch die Reform teils etwas erweitert, teils etwas eingeengt w o r d e n 8 6 . V i e l einschneidender als dies dürfte jedoch die Tatsache sein, daß die Geburtenentwicklung i n den letzten 18 oder 25 Jahren vor 1957, besonders die von 1940 bis 1950 wesentlich anders verlief als i m Modell. Berechnet m a n ζ. B. — u m einen ungefähren Eindruck von den Konsequenzen zu gewinnen — die Z a h l der 0- bis 17jährigen K i n d e r (Kindergeneration) je 100 25- bis 59jährige Männer (Vätergeneration) i n Realität u n d Modell, so k o m m t m a n i m ersten F a l l auf 123, i m zweiten dagegen n u r auf 109. Der Unterschied erk l ä r t sich zum großen Teil, w e n n auch nicht allein daraus, daß die reale Bevölkerung stetig wächst, die stationäre dagegen ex definitione konstant bleibt. Das zeigt sich sehr deutlich ζ. B. daran, daß i n der stabilen Bevölkerung, auf die w i r später noch zu sprechen kommen, i m m e r h i n schon 118 K i n der auf 100 Angehörige der Vätergeneration entfallen. Es erscheint deshalb angezeigt, die oben genannte Z a h l von 424 000 Kinderzuschüssen i n der stationären Bevölkerung u m etwa 10 bis 15 v H zu kürzen u n d n u r m i t r u n d 370 000 Kinderzuschüssen zu den Versichertenrenten der Männer zu rechnen. ( I m Falle der stabilen Bevölkerung werden w i r dagegen n u r einen Abzug von 4 v H zum Ausgleich der unterschiedlichen Geburtenentwicklung i n Real i t ä t u n d Modell vorzunehmen haben.) Ziffer 32. Abschätzung der Ausgaben für Renten an frühere Ehefrauen von Versicherten (Zum vierten Kapitel, Β I I I 2 b) W i r wollen zu diesem Zweck zuerst einmal — entgegen der W i r k l i c h k e i t — unterstellen, daß jede geschiedene Ehefrau, die ihren früheren Ehemann überlebt, i n jedem F a l l i n genau der gleichen Weise eine Rente erhält w i e eine Witwe. Außerdem sei angenommen, daß sich die geschiedenen von den nicht geschiedenen Ehen hinsichtlich der Lebensdauer der beiden Ehepartner i n nichts unterscheiden. D a n n ist das Verhältnis zwischen den Rentenaus86

Vgl. Jantz-Zweng,

a. a. O. S. 296.

424

Anhang A

gaben an frühere Ehefrauen zu den Rentenausgaben an W i t w e n offenbar das gleiche w i e zwischen geschiedenen u n d nicht geschiedenen Ehen. Da i n der rein stationären Bevölkerung von 100 geschlossenen Ehen 11 durch Scheidung gelöst werden, wäre also m i t einem Verhältnis von 11 :89 oder r u n d 1 :8 zu rechnen. Entgegen der ersten unwirklichen Hypothese berücksichtigen w i r jetzt die Tatsache, daß immer dann, wenn der geschiedene Versicherte wieder geheiratet hat u n d bei seinem Tode außer der früheren Ehefrau noch eine W i t w e hinterläßt, der Versicherung keine höheren Ausgaben entstehen, als w e n n er n u r eine W i t w e hinterließe. Da nach den Modellannahmen bei jedem Jahrgang 62 200 Ehescheidungen vorkommen, aber n u r 7 600 Männer als Geschiedene sterben, folgt n u r auf 12 v H aller Ehescheidungen keine Wiederverheiratung des Mannes. Berücksichtigen w i r weiterhin, daß von 89 nicht geschiedenen Ehen jeweils 56 durch den Tod des Mannes u n d 33 durch den Tod der F r a u gelöst werden, so kann i m ganzen damit gerechnet werden, daß von 100 geschiedenen Männern (von denen 100 — 12 = 88 wieder heiraten) 50 bis 60 von einer zweiten Ehefrau überlebt werden. Vermutlich ist der Prozentsatz i n W i r k l i c h k e i t noch größer, w e i l die zweiten Ehefrauen durchweg jünger sein werden, als es sich nach unseren Annahmen über die Altersverteilung der Eheschließungen (Tabelle 1/3) ergibt. Das Verhältnis zwischen den zusätzlichen Ausgaben für Renten an frühere Ehefrauen u n d den Ausgaben für Witwenrenten ist deshalb nicht auf 1 :8, sondern auf weniger als 1 :16 zu veranschlagen, w i r wollen annehmen 1 :20. Z u m Schluß ist n u n noch zu berücksichtigen, daß eine Rente an die frühere Ehefrau immer n u r dann gezahlt w i r d , w e n n der verstorbene Versicherte vor seinem Tod der früheren Ehefrau Unterhalt gewährt hat oder doch dazu verpflichtet war. I n w i e v i e l Fällen diese Voraussetzung unter langfristig normalen Verhältnissen, besonders bei den dann sehr großen Wiederverheiratungschancen der Frauen, gegeben sein dürfte, k a n n n u r höchst unbestimmt vermutet werden. W i r w o l l e n damit rechnen, daß die Versicherung etwa für jede zweite frühere Ehefrau, deren M a n n nicht wieder geheiratet oder seine spätere Ehefrau überlebt hat, eine Rente zahlen muß. Das Verhältnis z w i schen den Ausgaben für Renten an frühere Ehefrauen, die der Versicherung zusätzlich entstehen, zu den Ausgaben f ü r Witwenrenten, w i e w i r sie bisher berechnet haben, beträgt damit endgültig 1 :40. Da w i r die jährliche Summe der Witwenrenten i n der stationären Bevölkerung bei konstantem Verdienstniveau m i t 1,128 M i l l . St. errechnet hatten, beträgt also der freilich sehr grobe Schätzwert für die zusätzlichen Rentenausgaben zugunsten früherer Ehefrauen ungefähr 30 000 St. Ziffer 33. Die Auswirkung von Kürzungs- und Ruhensvorschriften (Zum vierten Kapitel, Β I I 2a bis c) Z u r Abschätzung des Betrags, den die Versicherung jährlich infolge von Kürzungs- u n d Ruhensvorschriften einspart, können die Informationen herangezogen werden, die i n der Statistik des Verbands Deutscher Rentenversicherungsträger über den Rentenzugang i n den Jahren 1958 bis 1960 enthalten sind 8 7 . Sie lassen erkennen, daß ζ. B. 1958 u n d 1959 1,4 v H u n d 1960 1,7 v H aller neu zugegangenen Renten an männliche Versicherte der Rentenversicherung der Arbeiter wegen Zusammentreffens m i t einer Rente aus der gesetzlichen Unfallversicherung nicht v o l l zur Auszahlung gekommen sind 87

StddRentenvers. Bd. 14, S. 86 f. u n d 210 f.

Anhang A u n d daß der ruhende T e i l der Renten i m Durchschnitt ein Viertel bis ein D r i t t e l des Bruttobetrags ausgemacht hat. Entsprechende Angaben finden sich auch für die W i t w e n - u n d Waisenrenten u n d i n gleicher Weise auch f ü r die Angestelltenversicherung. Unterstellt man nun, daß alle diese Prozentsätze i n ihrer ungefähren Größenordnung auch unter den Modellbedingungen gelten, u n d zwar nicht n u r beim Rentenzugang, sondern während der ganzen Rentenbezugsdauer, so k o m m t man auf einen gekürzten bzw. ruhenden Betrag von jährlich 15 000 bis 20 000 St. Dabei ist allerdings zunächst unterstellt, daß die durchschnittliche Bezugsdauer der von Kürzungs- oder Ruhensvorschriften betroffenen Renten etwa die gleiche sei wie die aller Renten derselben Rentenart. Das ist jedoch unrealistisch; denn gerade die Versicherungsfälle, die zugleich einen Rentenanspruch gegen die gesetzliche Unfallversicherung auslösen, ereignen sich größtenteils i n verhältnismäßig frühem Alter. H i e r werden w i r also nahezu m i t einer doppelt so langen durchschnittlichen Rentenbezugsdauer rechnen müssen. A l s Modellannahme k o m m t folglich ein Wert i n der Größenordnung von etwa 30 000 St. i n Betracht.

Anhang Β Zahlenübersichten über die entwickelte Ablaufordnung und Modellbevölkerung Vorbemerkung I n den Tabellen des Anhangs Β sind alle wesentlichen Daten der entwickelten Ablaufordnung u n d damit zugleich der entwickelten stationären Bevölkerung, soweit sie nach Altersgruppen gegliedert vorliegen, zusammengestellt. Der erste T e i l (Tabellen 1/1 bis 1/11) enthält die i m Verlauf der vier T e i l untersuchungen des d r i t t e n Kapitels empirisch gewonnenen Abhängigkeitsrelationen, die notwendig u n d ausreichend waren, u m die gesamte A b l a u f ordnung berechnen zu können. I m zweiten T e i l (Tabellen I I / l bis 11/10) ist diese Ablaufordnung selbst wiedergegeben. Die dort verzeichneten Personenzahlen, Ereigniszahlen u n d beitragspflichtigen Arbeitsverdienste, die zunächst n u r den Lebensablauf eines einzelnen Modellj ahrgangs beschreiben, sind gleichzeitig auch aufzufassen als die entsprechenden Lebensdaten einer stationären Bevölkerung i n einem beliebigen K a l e n d e r j a h r x. I m d r i t t e n T e i l schließlich (Tabellen I I I / l bis III/4) finden sich die Rechnungsergebnisse über die Versicherten- u n d Witwenrenten der Ablaufordnung bzw. Modellbevölkerung, soweit sie f ü r alle Alters jähre der Rentenempfänger vorliegen. Das A l t e r ist i n sämtlichen Tabellen definiert als Differenz zwischen Beobachtungs- u n d Geburtsjahr. Bestandszahlen u n d Bestandsgliederungszahlen (Quoten) gelten stets f ü r den Z e i t p u n k t des E i n t r i t t s i n ein neues — i n diesem Sinne definiertes — Alters jähr. A l s Recheneinheit f ü r alle vorkommenden Geldgrößen dient unter der B e zeichnung „Standardverdienst" der durchschnittliche beitragspflichtige Jahresarbeitsverdienst 40- bis 44jähriger versicherungspflichtiger Männer bei u n unterbrochener Beschäftigung. Näheres darüber siehe S. 249 f. u n d S. 351 f., A n m e r k u n g 76.

Anhang

428

I . Die durch die empirischen Untersuchungen gewonnenen statistischen Maßzahlen zur Entwicklung der Ablaufordnung Sexualproportion der Geborenen: 106,5 Tabelle

Hl

Sterbewahrscheinlichkeiten (100 OOOfache Werte) beide Geschlechter

Alter 0 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33

Sterbewahrscheinlichkeit m

w

1

2

3 527 734 205 120 99 84 83 74 66 56 56 53 53 54 58 79 94 111 141 176 203 224 226 220 211 202 199 196 194 186 193 193 202 202

2 700 610 165 106 80 72 58 50 41 37 37 33 33 33 37 44 51 56 63 67 71 77 78 83 93 90 97 101 110 113 118 124 135 143

Alter 0 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67

Sterbewahrscheinlichkeit m

w

1

2 146 154 166 170 193 208 216 234 248 265 279 301 336 356 393 427 478 502 552 602 644 721 760 845 921 1010 1 140 1 240 1390 1570 1 740 1 940 2 200 2440

204 225 236 247 248 277 290 308 330 359 403 438 490 533 600 661 730 818 914 1 020 1 150 1 280 1390 1 550 1 700 1870 2 040 2 180 2 340 2 530 2 770 3 050 3 320 3 630

Alter

Sterbewahrscheinlichkeit m

w

0

1

2

68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 100

3 970 4 290 4710 5210 5 750 6 330 6 930 7 620 8 450 9 300 10 200 11 300 12 500 13 600 14 800 16 300 17 700 19 000 20 800 22 600 24 400 26 200 28 000 29 800 31 600 33 400 35 200 37 000 38 800 40 600 42 400 44 200 46 000

2 770 3 180 3 550 4 010 4 510 4 990 5 730 6 390 7 170 8 040 8910 10 000 11200 12100 13 300 14 700 16 200 17 500 19 000 20 500 22 000 23 500 25 000 26 500 28 000 29 500 31000 32 500 34 000 35 500 37 000 38 500 40 000

—

—

—

Anhang Β Tabelle

429

1/2

Ledigenquote, Eheschließungs- und EhescheidungsWahrscheinlichkeiten (lOOOfache Werte) männliches Geschlecht Alter

Ledigenquote

Eheschi.wahrsch. Verw. Gesch.

0

1

2

3

19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48

1000 990 970 915 830 725 610 505 415 340 280 230 190 155 130 110 95 85 77 71 66 62 59 56 53 50 47,5 45 43 41

300 300 301 304 308 313 317 320 322 323 323 323 321 317 311 302 290 276 260 243 227 212 198 185 172 160 148 137 127

500 500 500 500 500 500 500 491 481 471 460 448 435 421 407 392 376 359 341 323 304 284 265 246 228 211 195 180 166

Eheschl.wahrsch.

Ehescheid.w. a )

Ehescheid.w. a )

Alter

4

0

1

2

3

4

49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78

39,5 38 37 36 35,1 34,3 33,6 33,0 32,4 31,9 31,4 31,0 30,6 30,2 29,8 29,45 29,1 28,8 28,55 28,3 28,1

118 109 101 94 87 81 75 70 65 60 56 52 48 44 40 36 32 28 24 20 17 14 11 8 5 2

2,6 2,4 2,2 2,0 1,8 1,65 1,5 1,4 1,3 1,2 1,1 1,0 0,9 0,8 0,7 0,6 0,5 0,4 0,35 0,3 0,25 0,2 0,15 0,1 0,05

—

154 144 135 126 118 110 103 96 89 83 77 71 66 61 56 51 47 43 39 35 31 27 23 19 15 11 7 3

—

—

—

—

—

—

—

0,2 0,8 1,7 2,7 3,4 4,0 4,5 4,9 5,2 5,3 5,3 5,3 5,2 5,1 5,0 4,9 4,8 4,7 4,6 4,4 4,2 4,0 3,8 3,6 3,4 3,2 3,0 2,8

Ledigenquote

Verw. Gesch.

—

•

a) B e z u g s g r u n d l a g e : m ä n n l i c h e G e s a m t b e v ö l k e r u n g g l e i c h e n A l t e r s .

— — —

430

Anhang Tabelle 1/3: Verteilung der Eheschließungen nach dem Altersun (Von 100 eheschließenden Männern i m A l t e r i heirateten

\ d i 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60-76

\

-8 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 — —

-7 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—6 —5 —4 —3 - 2 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1

—

—

—

—

— —

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

— —

— —

2 2 2 2 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

4 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1

8 5 4 4 3 3 3 3 3 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1

13 9 7 6 5 4 4 4 4 3 3 3 3 3 3 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1

-1

0

1

2

3

4

5

7

6

20 24 18 7 1 15 23 22 14 4 1 11 18 21 18 10 3 1 9 14 18 19 13 7 2 1 8 12 15 18 16 10 5 2 8 11 13 16 16 12 7 3 7 10 12 14 14 13 10 5 6 9 11 12 12 12 11 8 5 8 10 11 11 11 11 10 5 7 9 10 10 11 10 10 4 6 8 9 10 10 10 9 4 6 7 8 9 10 9 9 4 6 7 7 8 9 9 9 4 5 6 7 8 9 9 8 3 5 6 7 7 8 9 8 3 5 6 6 7 8 8 8 5 5 6 7 7 8 8 3 3 5 5 6 7 7 8 8 4 5 6 7 7 8 8 3 4 5 6 6 7 7 8 3 4 5 5 6 6 7 8 3 4 5 5 6 6 7 7 3 3 4 4 5 6 6 7 7 4 4 5 5 6 6 7 3 2 3 4 5 5 5 6 6 2 3 4 4 5 5 6 6 2 3 3 4 5 5 6 6 2 3 3 4 4 5 5 6 2 3 3 3 4 5 5 6 2 3 3 3 4 4 5 5 2 3 3 4 4 5 5 2 2 3 3 3 4 5 5 2 2 2 3 3 4 5 5 1 1 2 2 3 3 4 5 5 2 2 3 3 4 4 5 1 2 2 3 3 4 4 5 1 1 2 2 3 3 4 4 5 1 1 2 3 3 4 4 4 1 2 3 3 4 4 4 1 1 1 2 3 3 3 4 4 1 2 3 3 3 4 4 1 1 2 3 3 3 4 4 1

—

1 2 4 6 8 9 8 8 8 8 7 7 7 7 7 7 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 5 5 5 5 5 5 5 5 4 4 4

8

9

10

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

2 L~ 3 1 5 3 6 4 7 6 7 6 7 6 7 6 7 6 7 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 6 5 6 5 6 5 6 5 6 5 5 5 5 5 5 5 5

— — —

1 3 4 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 6 6 6 6 6 6 5 5 5 5 5

Anhang Β

431

;erschied der Ehegatten in Abhängigkeit vom Alter des Mannes . . eine u m d Jahre jüngere bzw. u m — d Jahre ältere F r a u 1

12

13

14

15

16

17

18

19 20

21

22

23

24

25

26

27

28

29 19

20 21 22 23 24 25

26 27

28 1

2 3 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5

1 2 3 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5 5

1 3 3 3 3 3 3 3 3 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 5 5 5

1

2 2 2 3 3 3 3 3 3 3 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4

1 1

2 2 2 2 3 3 3 3 3 3 3 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4 4

1 1 1

2 2 2 2 3 3 3 3 3 3 3 3 3 3 3 3 3 4 4 4 4 4

1 1

2 2 2 2 2 2 3 3 3 3 3 3 3 3 3 3 3 3 4 4 4

1 1 1 1

2 2 2 2 2 2 3 3 3 3 3 3 3 3 3 3 3 3

2 2 2 2 2 2 2 2 2

2 3 3 3 3 3

2 2 2 2 2 2 2 2

29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60-76

432

Anhang Tabelle 1/4 Meßziffern der familienstandsspezifischen Sterblichkeit (Gesamtsterblichkeit jedes Alters = 100) beide Geschlechter Männer Alter

16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50

led. 100 100 100 100 100 101 103 107 112 117 123 130 140 150 160 170 180 195 210 225 240 245 250 250 250 250 245 240 230 220 210 200 190 180 175

Frauen

Männer

verw. verw. verh. gesch. gesch.

350 350 350 350 350 350 345 340 330 325 320 315 310 300 295 290 285 280 270 265 260 255 250 240 235 230 225 220 210 205 200

96 93 90 87 86 83 82 81 81 82 83 84 85 86 87 87 88 88 89 89 89 90 90 91 91 92 92 93 93 93 94 94 94 95

. 300 300 300 300 300 300 270 240 220 200 180 170 160 150 145 140 135 130 125 122 120 118 116 114 113 112 111 110 110 109 109

Alter 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85

led. 170 165 160 155 150 146 143 140 137 135 132 130 128 125 123 121 119 117 115 113 111 109 107 105 104 102 101 100 100 100 100 100 100 100 100

Frauen

verw. verw. verh. gesch. gesch. 195 190 180 175 170 165 160 150 145 140 137 134 131 128 125 123 121 119 117 115 114 113 112 111 110 109 108 107 106 105 104 103 102 101 100

95 95 96 96 96 96 97 97 97 97 98 98 98 98 98 99 99 99 99 99 99 99 100 100 100 100 100 100 100 100 100 100 100 100 100

108 108 107 107 107 106 106 106 105 105 105 104 104 104 103 103 103 103 103 102 102 102 102 102 101 101 101 101 101 100 100 100 100 100 100

Anhang Β

433

Tabelle 1/5 Schüler- und Studierendenquoten (lOOOfache Werte) männliches Geschlecht Schüler bzw. Studierende an Mittelsch.

Alter

Volkssch.

0

1

2

393 86 13 3

1000 80 75 60 25 4

höheren Sch.

Berufsfachsch.

Fachsch.

wiss. lehrerHochbild. Anst. sch.

zus.

je 1000 männliche Personen gleichen Alters

14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34

28 Grohmann

3

4

178 160 140 115 90 65 30 10 3

22 29 23 14 8 5 2 1

5

12 21 25 26 27 26 23 18 12 11 10 6 3 1

6

12 33 50 57 56 48 37 26 17 11 7 4 2 1

7

2 3 3 2 2 1 1 1 1

8 1000 673 350 236 169 123 107 93 91 89 81 68 50 38 28 18 10 5 2 1

Anhang

434

Tabelle 1/6 Quoten der nicht versicherungspflichtigen Personen i m erwerbsfähigen Alter (lOOOfache Werte) männliches Geschlecht

Alter

Noch nicht Erwerbstätige*)

0

1

15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61-65

12 17 9 8 7 7 6 4 4 4 4 3 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2 2

Selbst, u. mith. Fam.ang.

Beamte

Leitende Angest.

zus.

einschl. der aus dem Erwerbsleben ausgeschiedenen j e 1000 männliche Personen gleichen Alters 2 4 3 17 38 47 53 58 62 66 70 74 81 92 102 112 121 127 134 139 145 152 160 167 173 179 184 190 195 200 203 206 210 212 214 215 217 217 219 220 221 221 222 222 223 224 224 225 225 226

a) a u ß e r S c h ü l e r n u n d S t u d i e r e n d e n .

—

4 10 17 23 28 32 36 41 44 51 55 56 59 62 66 71 74 77 80 81 83 85 87 89 91 93 94 95 95 95 95 95 95 95 95 95 95 95 95 95 95 95 95 95 95

— — — — — — — — — —

1 1 1 2 2 3 4 4 5 6 6 7 7 8 8 8 9 9 9 9 9 9 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10 10

5 29 55 60 71 82 92 100 106 114 126 140 157 170 180 190 200 210 222 232 244 255 262 271 278 287 294 301 307 311 316 318 320 321 324 324 326 327 328 328 329 329 330 331 331 332 332 333

Anhang Β

435

Tabelle 1/7 Anteilswerte der Arbeitsunterbrechungen; Invalidisierungs-, Reaktivierungs- und Rentnersterbewahrscheinlichkeiten (lOOOfache Werte) männliches Geschlecht Alter

Arbeitsunterbrechungen i n v T der Aktivzeit ins.

28*

dar. Ausfallzelt

W a h r s c h e i n l i c h k . f. den die Behebung Eintritt der Berufs- oder Erwerbsunfähigkeit

Anteil der EU-u. Altersrenten a m Rentenzugang

0

1

2

3

4

5

14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78

21 22 23 24 25 26 27 28 30 31 33 34 36 37 39 40 42 43 45 46 48 49 51 53 54 56 57 59 60 62 63 65 66 68 69 71 73 75 78 81 85 89 94 100 106 111 115 118 121 123 124 124

11 12 13 14 15 16 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 48 50 52 55 58 61 65 69 73 77 80 83 85 86 86

—

_

_

— — — —

_

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

Rentnersterbewahrscheinl. 6

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

750 750 750 750 750 750 750 750 750 750 750 744 738 732 726 720 714 708 702 696 690 684 678 672 666 660 654 648 642 636 630 624 618 612 606 600 590 580 570 560 550 590 580 570 560 550 993 550 600 650 700 750 800 850 900 950 1 000 1 000 1 000 1 000

60,0 56,0 53,0 50,0 47,0 44,0 41,0 38,0 35,0 32,0 29,0 26,0 24,5 24,5 24,5 24,7 25,0 25,4 25,8 26,5 27,5 28,7 30,0 31,3 33,0 35,0 37,3 39,9 43,0 47,6 53,7 60,0 63,8 65,6 66,8 67,5 67,7 67,6 67,4 66,7 65,2 63,0 60,0 56,0 50,0 43,0 38,0 37,0 38,0 39,7 42,9 47,1 52,1 57,5 63,3 69,3 76,2 84,5 93,0 102,0

0,20 0,50 0,76 0,94 1,11 1,28 1,44 1,60 1,76 1,92 2,08 2,24 2,40 2,56 2,72 2,88 3,04 3,20 3,37 3,53 3,70 3,87 4,05 4,25 4,48 4,75 5,08 5,50 6,02 6,65 7,40 8,30 9,40 10,7 12,2 13,9 16,0 19,0 24,0 31,0 40,0 52,0 65,0 78,0 91,0 105 120 140 160 180 200 250 300 350 400 450 500 600 800 1 000

500 460 430 400 370 340 310 280 250 242 234 226 218 210 204 198 192 186 180 168 156 144 132 120 112 104 96 88 80 72 64 57 50,6 44,8 39,4 34,2 29,2 24,3 19,5 14,8 10,3 6,2 2,7 0,9 0,3 — — — — — — — — — — — — — —

—

Anhang

436

Tabelle 1/8 Versichertenquoten (lOOOfache Werte) männliches Geschlecht Versicherte der Alter

zus.

e r s t e n V . - G . a) darunter m i t erf. Wartezeit

der

zweiten

zus.

15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65

1 298 595 704 760 795 801 807 803 797 793 792 793 792 792 792 790 785 776 767 756 745 738 729 722 713 706 699 693 689 684 682 680 679 676 676 674 673 672 672 671 671 670 669 669 668 668 667 667 667 667 667

2

vH

5

6

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

3 5 10 13 14 15 15 17 15 11 6 4 2 1

276 549 660 733 787 799 809 817 820 827 835 849 858 865 866 866 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867 867

272 540 644 709 758 759 762 757 750 753 756 763 766 765 755 744 738 729 722 713 706 699 693 689 684 682 680 679 676 676 674 673 672 672 671 671 670 669 669 668 668 667 667 667 667 b ) 667

1 4 6 11 15 25 32 43 55 63 73 82 90 99 111 112 129 138 145 154 161 168 174 178 183 185 187 188 191 191 193 194 195 195 196 196 197 198 198 199 199 200 200 200 200 c ) 200

.

zus.

j e 1000 m . P e r s . gl. A l t e r s

4

—

mit erfüllter Wartezeit

—

a) V e r s i c h e r t e n g e s a m t h e i t , b) A l l e erfüllt.

3

—

der dritten V . - G . a)

dar. ohne Anrechnung v. beitragslosen Z e i t e n

j e 1000 m . Pers. gl. A l t e r s 0

V . - G . a)

— — — —

3,3 8,0 10,9 11,6 12,7 15,1 17,8 19,6 22,2 26,3 27,9 28,2 29,9 32,0 34,8 37,0 39,0 40,2 41,4 42,9 44,1 46,1 48,0 49,6 50,6 52,7 54,6 56,9 59,4 62,1 64,1 66,2 67,8 69,4 71,5 73,1 74,9 76,5 78,4 80,2 81,9

— — — — — — — — — — — — — —

_

—

— — — — — — — — — — —

N ä h e r e s siehe 3. K a p i t e l , D I I 9.

n o c h A k t i v e n dieser G r u p p e

haben

die W a r t e z e i t

für

das

Altersruhegeld

c) 55 v H d e r n o c h A k t i v e n dieser G r u p p e h a b e n d i e W a r t e z e i t f ü r das A l t e r s r u h e geld erfüllt.

Anhang Β

437

Tabelle 1/9 Einzelangaben über die Versicherten, die im Alter i die Wartezeit für die B U - oder EU-Rente erfüllen männliches Geschlecht

Alter

Anzahl je 1000 männliche Personen gl. Alters

Bis zur M i t t e des Alters i i m Durchschnitt zurückgelegte Beitragszeit a ) v t

erzielter Arb.-Verd.a) i n Einh. d. St.-Verd.b)

zurückgelegte Beitragszeit 0 ) v 2

zurückgelegte potent. Ausfallzeit

0

1

2

3

4

5

19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 ία

276 273 111 73 54 12 10 8 3 7 8 14 9 7 1

0,487 0,492 0,539 0,565 0,565 0,807 0,725 0,905 0,482 1,099 0,841 4,397 4,803 4,383 4,788

0,750 0,790 0,816 0,845 0,858 0,864 0,875 0,883 0,900 0,903 0,915 0,907 0,919 0,936 0,950

4,395 4,386 4,334 4,203 4,396 4,048 4,123 3,937 4,351 3,735 3,984 0,416

—

0,068 0,076 1,013 1,997 2,972 3,838 4,392 5,096 4,102 5,245 7,983 7,901 4,122 4,982 5,133

35

1

4,773

0,978

-

5,142

m

— —

a) s o w e i t sie (er) z u r B e r e c h n u n g d e r p e r s ö n l i c h e n V e r d i e n s t k o e f f i z i e n t e n z u z i e h e n ist. b) S t a n d a r d v e r d i e n s t . c) s o w e i t sie n i c h t z u r B e r e c h n u n g d e r p e r s ö n l i c h e n V e r d i e n s t k o e f f i z i e n t e n z u z i e h e n ist.

heranheran-

Tabelle 1/10 Einzelangaben über die Versicherten, die im Alter i Anspruch auf Beitragserstattung haben männliches Geschlecht

Alter

Anzahl je 1000 männliche Personen gleichen Alters

0 18 19 20 21 22 23 24 27 30 33 34 a)

Bis zur M i t t e des Alters i i m Durchschnitt zurückgelegte Beitragszeit

erzielter Arb.-Verd. i n Einh. d. St.-Verd.a)

1

2

3

4 11 13 4 4 7 1 2 3 3 1

1,222 2,577 3,231 3,904 3,412 3,758 1,944 1,450 3,213 2,237 2,873

0,400 0,400 0,400 0,400 0,400 0,454 0,722 0,872 0,892 0,934 0,950

Standardverdienst.

Anhang

438

Tabelle

Uli

Durchschnittlicher beitragspflichtiger Arbeitsverdienst in Einheiten des Standardverdiensts männliches Geschlecht Alter u. 21 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33

Durchschn.Verdienst 0,40 a) 0,82 0,85 0,86 0,87 0,88 0,89 0,90 0,91 0,92 0,94 0,96 0,98 0,99

Alter

Durchschn.Verdienst

Alter

34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47

0,99 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 1,00 0,99 0,99

48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 u. d.

Durchschn.Verdienst 0,99 0,98 0,98 0,97 0,97 0,97 0,96 0,96 0,96 0,96 0,96 0,96 0,95

a) B e i d e r R e n t e n b e r e c h n u n g g i l t f ü r i = 19 d e r W e r t 0,75 u n d f ü r i = 20 d e r W e r t 0,79.

Anhang Β

439

I I . Die berechnete Ablaufordnung (zugleich Darstellung der stationäre Bevölkerung) Tabelle II/l Absterbeordnung, beide Geschlechter Alter

Überlebende

0 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 a) Geborenenzahl.

Gestorbene

Überlebende

männlich 1 515 738a) 497 548 493 896 492 884 492 293 491806 491 393 490 985 490622 490 298 490 023 489 749 489489 489 230 488 966 488 682 488 296 487 837 487 296 486 609 485 753 484 767 483 681 482 588 481 526 480 510 479539 478 585 477 647 476 720 475833 474 915 473 998 473 041 472 085 471 122 470 062 468 953 467 795 466 635 465 342 463 993 462 564 461 038 459 383 457 532 455 528 453 296 450880 448175 445 213

Gestorbene

weiblich 2 18190 3 652 1012 591 487 413 408 363 324 275 274 260 259 264 284 386 459 541 687 856 986 1086 1093 1062 1016 971 954 938 927 887 918 917 957 956 963 1060 1 109 1 158 1 160 1293 1 349 1429 1526 1 655 1851 2 004 2 232 2416 2 705 2 962 3 250

3 484 262a) 471 187 468 313 467 540 467 044 466 670 466 334 466 064 465 831 465 640 465 468 465 296 465 142 464 989 464 836 464 664 464460 464 223 463 963 463 671 463 360 463 031 462 674 462 313 461929 461 499 461084 460 637 460 172 459 666 459 147 458 605 458036 457 418 456 764 456 097 455 395 454 639 453 866 452 990 452048 451 072 450 016 448900 447 710 446 461 445117 443 621 442 042 440 305 438 425 Fortsetzung

4 13 075 2 874 773 496 374 336 270 233 191 172 172 154 153 153 172 204 237 260 292 311 329 357 361 384 430 415 447 465 506 519 542 569 618 654 667 702 756 773 876 942 976 1056 1 116 1 190 1 249 1344 1496 1 579 1 737 1880 2 096 nächste Seite

440

Anhang noch: Tabelle II/l, Alter 0

Überlebende

Absterbeordnung, Gestorbene

beide

Überlebende 1 Gestorbene

männlich 1

Geschlechter

weiblich 2

3

4

51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 100

441 963 438 348 434 341 429 911 424 967 419 527 413 696 407 284 400 360 392 873 384 858 376 468 367 659 358 357 348 431 337 804 326 589 314 734 302 239 289273 275 648 261 287 246 263 230 675 214 689 198 330 181 571 164 685 147 887 131 176 114 779 99169 84 492 70 720 58 203 47144 37 338 28 900 21 848 16 124 11 609 8150 5 575 3713 2 406 1516 928 551 317 177

3615 4 007 4 430 4 944 5 440 5 831 6412 6 924 7 487 8015 8 390 8809 9 302 9926 10 627 11215 11855 12 495 12 966 13 625 14 361 15 024 15 588 15 986 16 359 16 759 16 886 16 798 16711 16 397 15610 14 677 13 772 12517 11 059 9 806 8 438 7 052 5 724 4 515 3 459 2 575 1 862 1307 890 588 377 234 140 177

436 329 434 139 431 743 429144 426 380 423 306 420 089 416 539 412 703 408 535 403 878 398870 393 326 387 151 380 415 373 035 364828 355 926 346 067 335 062 323 167 310 208 296 218 281 437 265 311 248 358 230 551 212 015 193 124 173 812 154 345 135 669 117 625 100 334 84 080 69 366 56 186 44 668 34 841 26 653 19 990 14 693 10 579 7 458 5 146 3 474 2 293 1 479 932 573

2 190 2 396 2 599 2 764 3 074 3217 3 550 3 836 4168 4 657 5 008 5 544 6175 6 736 7 380 8 207 8902 9 859 11005 11895 12 959 13 990 14 781 16126 16953 17 807 18 536 18 891 19312 19 467 18 676 18 044 17 291 16 254 14714 13 180 11 518 9 827 8 188 6 663 5 297 4114 3 121 2312 1 672 1 181 814 547 359 573

zus.

34 142 153

515 738

34 338 424

484 262

Anhang Β Tabelle

441

II 12

Ablauf Ordnung nach dem Familienstand: Uberlebendenzahlen (Vor der K o r r e k t u r , vgl. S. 275) männliches Geschlecht Alter

Ledige

Verheiratete

Verwitwete

Geschiedene

0

1

2

3

4

4 856 14 535 40 990 81 546 131 275 185 404 234 565 276 423 311008 338 371 360 965 378 816 394 321 405 038 413 402 419 388 422 982 425 463 426 922 427 860 428 160 427 932 427 597 427 139 426 516 425 434 424 161 422 423 420 424 417 869 415 019 411617 407 827 403 561 398 775 393 370 387 357 380847 373 632 365 781 357 225

2 8 26 59 114 191 286 390 500 612 723 833 944 1056 1 171 1292 1351 1514 1689 1884 2104 2 351 2 629 2 939 3 283 3 667 4 095 4 546 5 086 5 687 6 355 7 102 7918 8815 9 805 10 880 12 054 13 331 14 704 16 209 17 834

u. 20 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60

9 317 902 480 895 470 224 442 568 400 548 349 106 293 111 242 167 198 613 162 400 133 482 109 442 90 234 73 470 61495 51929 44 757 39 955 36 109 33 213 30 798 28 851 27 376 25 904 24 435 22 969 21 733 20 499 19 492 18 486 17 703 16918 16 353 15 781 15 245 14 746 14 279 13 844 13 404 12 992 12 571 12179

Fortsetzung

— —

97 435 1031 1804 2 521 3 159 3 739 4 255 4 703 5 032 5 263 5 452 5 583 5 685 5 774 5 867 5 971 6 093 6 227 6 334 6 434 6 525 6615 6 698 6 773 6 835 6 884 6916 6 921 6 891 6 822 6 720 6 585 6 438 6 272 6114 5 956 5 799 5 635

nächste Seite

Anhang Β

442

noch: Tabelle Iii 2, Ablauf Ordnung nach dem Familienstand, Üb erleb endenzahlen, männliches Geschlecht Alter

Ledige

Verheiratete

Verwitwete

Geschiedene

0

1

2

3

4

61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 100 zus.

11 777 11369 10 956 10 554 10139 9 729 9 324 8 907 8 493 8074 7 644 7 202 6 750 6 295 5 837 5 375 4912 4 451 3 997 3 545 3102 2 680 2 283 1911 1573 1274 1009 781 590 435 313 220 150 100 65 41 25 15 9 5

348 022 338 318 328 047 317 124 305 442 292 918 279 603 265 582 250 787 235 467 219 485 202 883 185 749 168414 151 031 133 791 116913 100 701 85 399 71 135 58 055 46 444 36 352 27 717 20 591 14 875 10420 7 071 4 648 2 959 1822 1086 628 350 188 98 51 25 11 5

19 592 21492 23 555 25 775 28154 30686 33 429 36 248 39 196 42198 45 213 48126 50919 53 353 55 437 56 996 57 784 57 767 56 917 55111 52 418 49 011 44 980 40361 35439 30509 25 524 20750 16 385 12 564 9354 6 760 4 740 3225 2128 1361 842 505 294 165

5 467 5 289 5101 4904 4 696 4 471 4 233 3 997 3 763 3 534 3 306 3 076 2 845 2 613 2 384 2168 1962 1 766 1574 1385 1204 1034 877 731 600 486 385 298 225 166 120 84 57 38 25 16 10 6 3 2

13 620 089

18 867 003

1 371 302

283 759

Anhang Β Tabelle

443

II/3

Ablauf Ordnung nach dem Familienstand: Ereigniszahlen (Vor der K o r r e k t u r , vgl. S. 275) männliches Geschlecht Sterbefälle

Alter

Eheschließungen

Verwitwungen

Ehescheidungen

Led.

Verh.

Verw.

Gesch.

0

1

2

3

4

5

6

7

27 442 3 506 4 289 2 052 1 161 1039 1028 1039 1241 1 538 1 781 2056 2 269 2 273 1828 961 272 41

23 905 2431 3 488 4 756 7008 11739 19 670 30 279 40 005 49 512 53 888 46 002 26 199 8 057 1088 66

2 14 27 53 122 310 805 1811 3 713 7 968 16 880 31 097 36 266 24 990 8428 1380

32 126 172 214 292 440 626 765 848 933 994 957 718 366 104 16

55 816

305116

140 723

7 603

1-15 14 566 16-20 225 574 21-25 159466 26-30 31-35 62189 23 899 36-40 16594 41-45 46-50 12099 51 — 55 9045 56-60 7 305 61-65 6092 4117 66-70 71-75 1375 76-80 7 — 81-85 — 86-90 — 91-95 96-100 —

8 401 1371 2 282 3 245 4596 6 590 9 658 13914 19898 27 561 33 102 29 741 16 981 4 996 636 32

542328

175 012

zus.

—

4 238 11 413 12 253 10 948 8 761 6314 3 977 2447 1293 477 79 — — —

_ —

62 200

—

—

Anhang

444

Tabelle

IH 4

Ablauf Ordnung nach dem Familienstand: Sterbefälle verheirateter Männer (Vor der K o r r e k t u r , vgl. S. 275) i = A l t e r des Mannes; j = A l t e r der W i t w e 3 i 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 /IQ 50 51 52 CO Oo

17

18

19

20

21

1 2 3 4 4 4 2

1 4 8 10 10 9 7 4 2 1 1 1 1 1

1 3 11 21 31 32 29 23 17 10 6 5 4 3 2 2 1 1

—

—

—

1 4 11 19 20 19 15 11 7 4 3 2 2 1 1 1

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

1 1 2 2 — — —

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

22

23

24

2 7 20 32 43 44 37 30 22 14 9 7 5 4 3 3 1 1 1 1

1 4 13 27 42 54 53 44 34 25 17 11 8 7 4 4 3 2 1 1 1 1 1

—

—

1 3 8 18 35 51 64 60 49 37 29 20 14 10 7 6 4 4 2 2 1 1 1 1 1 1 1 1 —

—

1 5 12 23 43 59 70 64 52 42 32 23 15 11 9 7 5 4 3 2 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1

27

26

1 1 3 7 14 29 50 65 74 66 57 46 36 25 17 13 10 8 6 5 3 2 2 2 1 1 1 1 1 ι 1 1 1 1

—

1 2 3 9 17 33 55 69 75 72 61 50 38 26 19 14 11 8 7 6 4 3 2 2 2 2 1 1 1 1 1 1 1 ι 1 1 1 1

1

54 55 56 57 58

zus.

25

6 '20

60

121

202

286

358

432

495

551

601

Fortsetzung

28

29

—

—

—

1 3 5 11 20 37 58 70 81 75 67 52 40 30 21 16 12 10 7 6 4 3 3 3 2 2 2 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1

650

1 1 2 4 7 13 22 39 58 75 84 81 69 54 45 32 23 16 14 11 8 7 5 4 4 3 3 3 ο Δ 2

2 2 ο Δ

1 2 2 2 2 707

nächste Seite

Anhang Β

445

noch: Tabelle IIÎ4, Ablaufordnung nach dem Familienstand, Sterbefälle verheirateter Männer i = A l t e r des Mannes; j = A l t e r der W i t w e 30

i 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 zus.

1 2 3 4 8 15 24 39 62 77 91 82 70 61 48 35 24 19 15 12 9 8 6 5 4 4 4 3 3 2 2 2 2 2 2 2 2 2

31

2 2 3 5 9 16 24 42 65 84 92 85 78 65 51 35 27 20 16 13 11 10 7 6 5 5 4 4 3 3 3 2 3 2 3 2 2 2

32

2 3 4 6 10 16 26 44 69 85 94 94 83 68 52 40 29 22 18 15 12 11 9 7 6 6 5 5 4 4 3 4 3 3 3 3 3 3

33

3 4 4 6 10 18 27 47 71 87 103 99 87 69 59 43 31 24 20 17 14 13 10 9 7 7 6 6 5 4 4 4 4 4 3 3 3 3

34

35

36

37

38

39

—

—

- -

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

4 5 5 6 11 18 30 48 72 96 109 104 88 78 62 46 34 27 23 18 16 15 12 10 9 8 8 7 6 5 5 5 5 3 4 4 3 3

—

—

—

—

—

—

—

756

811

874

938

—

4 5 5 7 12 20 30 49 80 100 115 104 99 81 67 50 38 31 25 22 18 18 13 12 10 10 9 8 7 6 6 6 5 6 4 4 4 4 —

1 013 1 094

5 6 6 7 13 20 31 54 84 105 116 118 104 88 72 54 43 35 29 25 22 19 15 13 12 11 11 10 8 7 7 6 7 6 5 5 5 5

1 189

5 6 6 8 13 21 34 55 88 107 129 124 111 95 79 62 47 40 32 28 24 23 17 16 14 13 12 11 9 8 7 8 7 7 6 5 5 5

1 287

Fortsetzung

—

6 6 7 8 13 23 36 59 89 119 136 132 118 104 90 68 54 44 37 31 26 26 20 18 17 15 14 13 11 10 9 9 9 8 6 6 6 6 1409

— —

6 7 7 8 15 25 38 60 100 125 145 142 131 117 98 77 59 49 41 36 31 30 23 21 19 17 16 15 13 11 10 10 10 9 7 7 7 6 1 548

nächste Seite

Anhang Β

446

noch: Tabelle II/4, Ablaufordnung nach dem Familienstand, Sterbefälle verheirateter Männer i = A l t e r des Mannes; j = A l t e r der W i t w e N

i \ 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 zus.

5

40 6 7 7 9 15 26 38 67 103 133 155 155 147 129 111 85 67 56 45 40 35 34 27 24 21 19 18 17 14 12 11 11 11 11 8 7 8 7

41

—

6 7 8 10 16 26 43 70 111 143 168 174 162 144 120 95 75 62 52 46 40 39 30 26 24 22 20 19 16 14 13 13 12 12 9 8 8 8

—

—

42

6 7 8 10 16 28 45 75 119 156 191 189 180 156 135 106 82 69 58 51 47 44 33 30 27 25 22 20 17 16 14 14 13 13 10 9 9 8

43

7 8 9 11 18 31 48 79 130 175 208 213 195 176 151 116 93 78 65 57 51 48 37 33 31 28 25 22 19 18 16 16 14 14 10 9 10 9

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

1 696 1871

44

7 8 9 12 19 33 51 87 145 190 232 232 220 194 165 131 103 88 75 65 56 53 41 37 34 30 28 24 21 20 17 17 16 16 11 10 10 9 —

45

7 8 10 13 20 35 56 99 160 214 252 261 242 214 185 145 116 99 82 70 61 58 46 41 36 32 30 27 24 22 19 19 18 17 12 11 11 10 —

2 058 2 278 2 516 2 782

46

—

7 9 11 13 22 38 62 108 177 231 284 286 167 238 204 161 129 109 90 79 69 65 50 43 39 35 33 30 26 24 21 20 19 18 13 12 11 10 —

3 063

47

48

49

—

—

—

—

—

—

—

—

8 9 11 14 24 44 69 119 193 260 311 313 295 263 226 181 144 119 100 86 76 71 54 47 43 39 37 32 29 26 22 22 21 20 13 12 11 10

9 10 12 16 27 48 77 129 217 286 340 348 327 291 353 199 154 131 108 93 82 74 57 50 47 43 40 35 31 28 23 24 22 21 14 12 12 10

3 374 3 700

Fortsetzung

—

9 11 13 18 28 53 83 146 236 314 377 385 361 326 279 214 170 144 119 102 87 80 62 54 50 46 44 38 33 31 26 25 23 21 14 12 12 10 4 056

nächste Seite

Anhang Β

447

noch: Tabelle II4, Ablaufordnung nach dem Familienstand, Sterbefälle verheirateter Männer i = A l t e r des Mannes; j = A l t e r der W i t w e N

i

\

42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 zus.

j

50 10 12 15 19 33 58 94 160 261 346 417 425 403 359 298 235 184 155 128 107 91 85 67 60 54 50 47 40 36 33 27 26 24 22 14 12 12 10

51

11 13 17 22 36 65 102 174 288 383 461 474 443 383 329 255 200 167 134 115 99 93 74 64 59 53 49 43 37 35 29 27 25 23 14 12 11 10

52

12 14 19 24 40 71 113 193 318 423 513 519 474 421 354 276 215 176 142 121 106 100 79 68 64 57 54 46 41 37 30 27 25 23 14 12 11 10

53

—

—

—

13 16 20 26 44 77 124 213 352 470 562 555 519 453 383 294 224 185 151 130 115 107 84 73 66 60 58 48 42 37 30 29 25 22 14 12 11 9

—

—

—

—

—

—

—

—

— —

—

4 429 4 829

5 242

5 653

54

14 17 23 29 47 86 137 236 391 515 601 608 561 490 411 308 236 196 162 141 122 114 91 78 72 66 60 50 44 39 31 28 25 22 14 12 10 9 —

6 096

55

16 19 25 32 54 94 151 262 428 549 657 655 604 522 427 323 249 209 175 149 130 121 95 82 75 69 63 52 44 40 31 28 24 22 13 11 10 8 —

6 518

56

57

58

—

—

—

—-

—

—

—

—

—

17 21 27 34 59 104 168 287 457 600 707 704 642 544 445 340 266 224 185 159 138 126 102 87 80 72 66 54 45 40 30 28 25 21 13 10 9 7 —

19 23 30 39 64 116 184 306 497 646 760 749 669 567 469 361 284 237 198 168 144 134 107 92 83 73 66 55 46 39 31 28 23 20 12 9 8 6

6 943 7 362 Fortsetzung

21 25 33 43 73 125 195 332 533 694 808 780 696 596 498 385 300 249 205 174 152 141 112 95 86 76 67 54 44 38 30 25 22 19 11 9 7 5

59

—

23 27 36 47 79 135 212 357 574 736 839 809 730 634 529 404 316 263 213 182 160 148 117 97 87 76 68 54 45 37 29 24 20 17 9 7 6 4

7 758 8150 nächste Seite

Anhang Β

448

noch: Tabelle II/4, Ablaufordnung nach dem Familienstand, Sterbefälle verheirateter Männer i = A l t e r des Mannes; j = A l t e r der W i t w e N

\

i 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 zus.

i

60

25 30 39 53 84 146 231 383 607 764 874 847 772 671 555 424 331 272 224 193 166 152 120 99 89 75 66 53 43 36 27 22 18 15 8 6 5 3 —

61

28 33 44 56 91 157 244 404 630 792 912 895 818 703 580 444 341 284 234 199 172 155 120 100 88 74 66 51 41 33 25 21 17 13 7 5 4 3

62

30 35 45 59 98 168 258 419 652 825 961 948 855 734 604 455 355 296 243 205 175 157 121 99 86 73 64 49 40 32 22 19 15 11 6 4 3 2

63

32 39 49 64 104 178 267 433 679 869 1015 988 891 762 619 473 371 308 248 210 176 160 121 98 85 72 61 46 36 29 19 16 12 9 5 3 2 1

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

8 528 8 884 9 223

64

34 40 52 68 110 183 275 450 714 917 1056 1028 922 779 641 491 383 315 253 210 178 157 119 96 83 68 57 43 33 26 18 14 10 7 4 3 1 1 —

65

66

38 43 55 72 113 189 286 473 749 951 1095 1061 940 805 666 505 390 310 253 212 177 155 117 93 77 63 53 38 29 21 15 12 9 6 3 2 1 1

38 46 58 73 116 195 300 496 776 985 1 130 1 078 970 831 682 515 393 317 255 209 172 151 112 88 72 59 47 34 26 18 12 9 6 4 2 1 1

—

67

68

69

—

—

—

—

—

—

—

—

41 48 59 75 121 204 314 512 800 1012 1 144 1 111 999 847 691 515 392 218 251 204 168 146 105 82 67 53 42 30 21 16 9 7 5 3 2 1 1 1

43 49 61 77 125 213 323 526 820 1021 1 171 1 140 1016 855 690 517 392 313 244 198 162 136 98 75 60 46 36 25 16 13 8 5 3 2 —

1

—

43 50 62 80 131 218 330 537 823 1043 1200 1 153 1023 850 684 509 383 303 235 190 150 126 90 67 52 39 30 20 13 10 5 4 2 1 1

9 550 9 839 10 078 10 277 10 417 10 480 10 457 Fortsetzung

nächste Seite

Anhang Β

449

noch: Tabelle II/4, Ablauf Ordnung nach dem Familienstand, Sterbefälle verheirateter Männer i = A l t e r des Mannes; j = A l t e r der W i t w e X

i

\

* N^

62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 100 zus.

70

45 50 64 82 133 221 336 535 838 1060 1212 1 157 1011 840 678 497 370 290 226 177 138 115 80 58 45 33 24 16 11 7 4 3 1 1 — —

1

71

72

46 51 67 85 135 225 334 544 847 1066 1 206 1 140 1 006 826 658 476 353 278 208 161 126 102 69 50 36 26 19 11 8 5 3 2 1 1 1

45 53 67 84 137 222 336 548 847 1059 1 183 1 116 975 799 628 455 335 255 189 145 110 87 59 41 30 20 14 9 5 2 2 1 1

—

10359 10172

— —

9 859

73

46 53 66 84 135 224 337 544 834 1031 1 151 1087 938 759 595 428 306 230 170 127 94 73 47 32 23 15 10 7 4 2 1 1 1 1

9 456

74

46 53 66 83 134 222 334 534 810 998 1 116 1039 884 714 556 388 273 206 147 108 79 60 38 25 17 11 8 4 2 2 1 — —

75

76

46 52 64 82 133 218 376 515 778 960 1057 972 826 662 501 344 243 177 124 90 64 47 29 18 11 8 6 3 2 1 1

44 50 63 81 130 212 309 488 742 901 983 900 759 591 441 304 208 149 102 72 49 35 21 13 8 5 3 2 1

—

—

77

78

—

—

—

—

—

—

—

42 49 60 77 124 199 293 463 690 828 900 819 671 516 385 257 173 121 81 55 37 26 15 8 6 3 1 1 1

—

—

1

— —

38 44 55 68 107 174 249 383 564 671 702 613 495 369 262 168 108 71 45 29 19 12 6 4 3 1 — —

1

8 958 8 360 7 667 6 901 6 102 5 261 Fortsetzung

29 Grohmann

—

41 47 59 73 116 187 274 427 631 753 813 717 580 446 322 211 139 95 62 41 26 18 10 5 3 2 2 1 1

79

nächste Seite

Anhang Β

450

noch: Tabelle II/4, Ablaufordnung nach dem Familienstand, Sterbefälle verheirateter Männer i = A l t e r des Mannes; j = A l t e r der W i t w e N

i

\

j N^

80 35 41 58 62 99 155 222 339 496 574 593 517 405 296 206 129 80 50 32 20 12 8 5 2 1 1 1 1 1

72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 QO yy 100

4440

82

81

33 37 45 56 87 136 194 296 420 479 495 418 321 230 156 94 57 35 21 13 8 5 3 2 1

83

29 33 40 49 75 118 166 247 345 393 394 326 246 171 113 67 39 23 14 9 5 3 1 1 1

—

25 29 34 42 65 100 137 200 280 309 303 247 182 123 78 44 26 15 9 4 3 1 — —

84

85

22 25 28 35 54 81 109 158 215 234 225 179 126 84 52 28 16 9 5 3 1 1 1

19 20 24 28 42 63 85 120 160 171 160 123 85 55 32 17 10 6 2 1 1

2 908

2 256

1 691

1 224

90

91

92

93

94

82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95-100

4 5 5 6 8 10 13 17 19 17 14 9 5 7

4 4 4 4 5 7 7 10 11 9 7 5 5

2 2 2 2 3 4 4 5 6 5 3 6

1 1 1 1 1 2 2 3 3 2 4

zus.

139

82

44

21

j i

—

16 16 20 22 33 49 63 88 115 119 109 80 54 34 19 10 6 3 1 1

—

3 642

zus.

1 1 —

—

1

—

11

8

— —

—

—

9 9 11 13 18 25 31 42 52 50 43 30 20 11 6 3 1 1 1

579

—

7 7 7 8 12 17 21 27 32 30 25 17 11 6 3 2 — —

376

233

96

97

—

—

—

—

—

—

1

98-100

—

—

—

—

—

—

—

1 —

1 —

3

—

1

—

—

1 1 2

— —

1

—-

1 1 1

89

—

—

859

95

88

—

12 13 14 17 25 36 45 62 79 79 70 51 33 20 12 6 2 2 1

1 1

—

2 1 1 1 4

87

86

—

—

—

—

—

—

—

—

—

1

—

Anhang Β

451

Tabelle II/5 Ablauf Ordnung nach dem Versicherungs Verhältnis: Versichertenzahlen, männliches Geschlecht Versicherte Alter

der ersten Vers.-Ges. a ) zus.

0

1

15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60

145 627 290 536 343 437 370 345 386 854 389 088 391 207 388 396 384 623 381 850 380 564 380 274 379 039 378 296 377 562 375 908 372 808 367 822 362 822 356 896 350 986 346 906 341 867 337 748 332 711 328 531 324 331 320 557 317 655 314218 312 037 309 759 307 788 304 795 302 966 300 074 297 441 294 570 291 877 288 470 285 153 281 083 276 763 272 473 267 440 262 439

der der zweiten dritten dar. m. erf. a Wartezeit Vers.-Ges.a) Vers.-Ges. )

m i t erf. Wartezeit zus.

3

5

2

4

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

132 124 261 774 311490 342 155 364 997 364 707 365 409 362 288 358 234 358970 359 729 362 360 363 082 361 876 356 424 350 515 346 906 341 867 337 748 332 711 328 531 324 331 320 557 317 655 314 218 312 037 309 759 307 788 304 795 302 966 300 074 297 441 294 570 291 877 288 470 285 153 281 083 276 763 272 473 267 440 262 439

486 1939 2 902 5 308 7 223 12013 15 345 20 579 26 271 30 033 34 736 38943 42 660 46 831 52 401 57 477 60 638 64 716 67 830 71 862 74 920 77 950 80486 82 065 84 067 84 643 85 184 85 220 86 118 85 601 85 926 85 741 85 478 84 696 84 263 83 294 82 647 81 912 80 642 79 672 70182

1457 2 424 4 837 6 274 6 641 7 208 7193 8136 7 165 5 244 2 855 1 900 948 473 — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — —

Fortsetzung 29*

—

134 067 266 137 319 229 353 737 378 961 388 928 387 947 391 003 391 670 394 247 397 320 403 203 406 690 409 "80 408 825 407 992 407 544 406 583 405 578 404 573 403 451 402 281 401 043 399 720 398 285 396 680 394 943 393 008 390 913 388 567 386 000 383 182 380 048 376 573 372 733 368 447 363 730 358 675 353 115 347112 340 621 nächste Seite

Anhang

452

noch: Tabelle II/5, Ablaufordnung

nach dem

Versichertenzahlen,

männliches

Versicherungsverhältnis, Geschlecht

Versicherte a

Alter

der ersten Vers.-Ges. ) zus.

dar. m. erf. Wartezeit

der der zweiten dritten a Vers.-Ges. ) Vers.-Ges.a)

0

1

2

61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 100

256 700 251 104 245 229 239 024 232 403 225 315 217 835 209 928 201 593 192 945 183 857 174 278 164 257 153 860 143 196 132 286 121 108 109 845 98 641 87 494 76 558 66146 56 356 47 170 38821 31445 24 904 19 276 14 573 10 755 7 743 5 436 3719 2 477 1604 1011 619 368 211 118

256 700 251 104 245 229 239024 232 403 225 315 217 835 209 928 201 593 192 945 183 857 174 278 164 257 153 860 143 196 132 286 121 108 109 845 98 641 87 494 76 558 66146 56 356 47170 38 821 31445 24904 19276 14 573 10 755 7 743 5 436 3 719 2 477 1604 1011 619 368 211 118

76 972 75 294 73 532 71 671 69 686 67 561 68318 62 947 60 448 57 855 55130 52 257 49253 46135 42 938 39666 36 314 32 937 29 577 26 235 22 955 19834 16 899 14144 11641 9 429 7 468 5 780 4 369 3 225 2 322 1 630 1 115 742 482 303 186 110 64 35

19 224 800

17 045 994

3 613 359

zus.

a) V e r s i c h e r t e n g e s a m t h e i t ,

3

N ä h e r e s siehe 3. K a p i t e l , D I I 9.

4 — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — —

62 855

m i t erf. Wartezeit zus. 5 333 672 326 398 318761 310695 302 089 292 876 283 153 272 875 262 041 250 800 238 987 226 535 213 510 199 995 186 134 171 952 157 422 142 782 128 218 113 729 99 513 85 980 73 255 61 314 50 462 40 874 32 372 25 056 18942 13 980 10 065 7 066 4 834 3 219 2086 1314 805 478 275 153 20 722 208

0 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58

der ersten Vers.-Ges. a) der der mit erf. ι . . zweiten dritten Wartezeit zus VerS GeS a) Ver · I WarS'zIft -" · s.-Ges.a)

Aktive

Rentner Rentner in vH aller Aktiven und Rentner zus. γραΙρ rpv zus. Modell E^eS

III 6: Ablauf Ordnung nach dem Versicherungsverhältnis : Aktiven- und Kentnerzaüien, Kentnerquoten männliches Geschlecht

Fortsetzung

—

— —

nächste Seite

1 1 2 3 4 5 6 I 7 8 145 627 — — 290 536 — — — — — 343 437 — — — — — 370 345 — — — — — — 386 854 — — — — — 389 032 132 068 486 1 457 134 011 56 0,0 0,0 391 035 261 602 1 939 2 424 265 965 172 0,1 0,1 388 082 311 176 2 901 4 837 318 914 315 0,1 0,1 384 167 341 699 5 305 6 274 353 278 459 0,1 0,2 381 247 364 394 7 216 6 741 378 351 610 0,2 0,2 379 798 363 941 12 002 7 208 383 151 777 0,2 0,2 379 326 364 461 15 324 7 193 386 978 969 0,2 0,3 377 882 361 131 20 543 8136 389 810 1 193 0,3 0,3 376 899 356 837 26 214 7 165 390 216 1 454 0,4 0,4 375 923 357 331 29 949 5 244 392 524 1 723 0,4 0,4 374 021 357 842 34 620 2 855 395 317 2 003 0,5 0,5 370 664 360 216 38 788 1 900 400 904 2 299 0,6 0,6 365 415 360 675 42 461 948 404 084 2 606 0,6 0,6 360154 359 208 46 582 473 406 263 2 917 0,7 0,7 353 969 353 497 52 097 — 405 594 3 231 0,8 0,7 347 806 347 335 57 107 — 404 442 3 550 0,9 0,8 343 474 343 474 60 193 403 667 3 877 1,0 0,9 338 178 338 178 64 193 402 371 4 212 1,0 0,9 333 796 333 796 67 221 401 017 4 561 1,1 1,0 328 464 328 464 71 157 — 399 621 4 952 1,2 1,1 323 960 323 960 74 106 398 066 5 385 1,3 1,2 319 404 319 404 77 014 396 418 5 863 1,5 1,4 315 239 315 239 79 415 -- 394 654 6 389 1,6 1,4 311 903 311 903 80 844 — 392 747 6 973 1,7 1,4 308 005 308 005 82 687 390 692 7 593 1,9 1,7 305 326 305 326 83 089 388 415 8 265 2,1 1,9 302 495 302 495 83 443 385 938 9 005 2,3 2,0 299 895 299 895 83 272 — 383 167 9 841 2,5 2,2 296 179 296 179 83 940 380 119 10 794 2,8 2,5 293 528 293 528 83 159 376 687 11 880 3,1 2,8 289 703 289 703 83193 372 896 13104 3,4 3,0 286 019 286 019 82 677 368 696 14 486 3,8 3,3 281 919 281 919 82 032 363 951 16 097 4,2 3,7 277 772 277 772 80 801 358 573 18 000 4,8 4,1 272 653 272 653 79 848 — 352 501 20 232 5,4 4,8 267 348 267 348 78 274 — 345 622 22 825 6,2 5,6 260 932 260 932 76 922 337 854 25 876 7,1 6,7 253 734 253 734 75 318 — 329 052 29 623 8,3 7,8 245 619 245 619 72 891 — 318 510 34 605 9,8 9,4

Alter

Tabelle

— —

Anhang Β

453

2

3

4

5

und Rentnerzahlen,

6

7

13 544 504

2 647 529

62 855

16 254 888

4 467 320

70 »384 — 305 855 41 257 11,9 11,7 66 886 — 290 706 49 915 14,7 14,4 63100 — 272 618 61 054 18,3 18,0 58 318 — 252 006 74 392 22,8 22,3 53102 — 229 503 89 258 28,0 26,8 47 558 205 568 105 127 33,8 31,6 41 723 — 180 361 121 728 40,3 36,1 16 202 16 202 276 674 94,5 81,4 13 549 — 13 549 269 604 95,2 91,0 10 982 — 10 982 261 893 96,0 90,2 8 608 — 8 608 253 433 96,7 93,4 — 6 554 — 6 554 244 246 97,4 94,6 4 645 — 4 645 234 342 98,1 95,3 — 3 045 — 3 045 223 490 98,7 95,6 — 1 835 — 1 835 211 675 99,1 96,1 1 008 — 1008 198 987 99,5 97,8 500 — 500 185 634 99,7 221 — 221 171 731 99,9 — 75 — 75 157 347 100 — 11 11 142 771 100 — — — 128 218 100 — — — — 113 729 100 — — 99 513 100 — — — 85 980 100 — — — 73 255 100 — — — — 61 314 100 — 50 462 100 — — — — 40 874 100 — — — — 32 372 100 — — — 25 056 100 — — — — 18 942 100 — — — — 13 980 100 — — 10 065 100 — — — — 7 066 100 — — — 4 834 100 — — — — 3 219 100 — — 2 086 100 — — 1314 100 — — — — 805 100 — — — — 478 100 — 275 100 — — — — 153 100

235 471 223 820 209 518 193 688 176 401 158 010 138 638 — — — —

a) Versichertengesamtheit, Näheres siehe 3. Kapitel, D II 9.

15 723 310

zus.

1

235 471 223 820 209 518 193 688 176 401 158 010 138 638 — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — — —

Aktiven-

8

Rpv

Rentnerquoten

Rentner in vH aller Aktiven und Rentner Wartezeit zus. Modell ÎgdelW

Rentne r

nach dem Versicherungsverhältnis, männliches Geschlecht

Aktive --Ges- a> der der mit erf. Π7Ι7 ™ * zweiten dritten Wartezeit Vers.-Ges. a) Vers.-Ges. a)

der ersten Vers

59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 100

0

Alter

noch: Tabelle 11/6, Ablaufordnung

454 Anhang

Anhang Β Tabelle

455

II/7

Ablauf Ordnung nach dem Versicherungsverhältnis: Veränderungen im Bestand an Aktiven und Rentnern männliches Geschlecht Rentner

Aktive die i n vorstehendem A l t e r Alter

0 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60

Anspruch auf Beitragserst. erlangen 1 1949 5 353 6315 1939 1935 3 378 482 — —

957 — —

1427 — —

1419 472

die Wartezeit erfüllen

Rentner werden

sterben

wieder aktiv werden

sterben

2

3

4

5

6

134 304 132 611 53 809 35 309 26 060 5 778 4 805 3 836 1436 3 344 3 814 6 662 4 274 3 318 473

77 195 298 368 432 497 564 632 701 774 844 916 983 1044 1 107 1 169 1231 1 292 1356 1415 1478 1541 1606 1 678 1759 1856 1973 2 123 2 306 2 528 2 787 3 096 3 466 3 895 4 375 4 900 5 530 6 420 7 898 9 874 12 234 15117

235 532 700 776 805 773 742 731 715 708 679 715 719 752 742 739 815 846 879 866 965 994 1038 1097 1 176 1 307 1392 1 533 1622 1 772 1854 1939 2 100 2 291 2 492 2 755 2 985 3 089 3 298 3 366 3 403 3 328

19 70 138 199 250 292 328 359 386 446 502 556 608 657 708 756 800 842 881 885 888 887 880 868 880 886 888 885 880 868 850 835 821 808 795 776 747 707 654 585 488 357

2 9 17 25 31 38 44 49 54 59 62 64 68 76 85 94 104 115 126 139 157 176 200 226 259 298 345 402 473 574 713 879 1034 1 184 1 348 1 531 1 732 1966 2 262 2 637 3 088 3 621

—

471

— —

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

—

Fortsetzung

nächste Seite

Anhang

456

noch: Tabelle II/7, Ablaufordnung nach dem Versicherungsverhältnis, Veränderungen im Bestand an Aktiven und Rentnern männliches Geschlecht Rentner

Aktive die i n vorstehendem A l t e r Alter

0

sterben

wieder aktiv werden

sterben

1

2

3

4

5

6

17 721 19657 20884 21 585 163 839 2 268 2168 1977 1 722 1 639 1394 1066 734 454 250 133 60 11

3 080 2 921 3 081 3 622 320 385 399 397 332 270 206 144 93 54 29 13 4

1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 ! 1 II I I

189 75 30

i 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 11

zus.

Rentner werden

1

»70

99 100

die Wartezeit erfüllen

1 1 1 1 1 1 ! 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 i 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1

61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97

Anspruch auf Beitragserst. erlangen

— —

25 626

—

420 304

—

-

371 897

75 616

27 209

4194 4716 4 985 4 984 8 893 9 338 9 879 10 437 10909 11543 12 246 12 881 13 422 13 807 14 153 14517 14 636 14 564 14 489 14216 13 533 12 725 11 941 10 852 9 588 8 502 7316 6114 4 962 3915 2 999 2 232 1 615 1 133 772 509 327 203 122 153

344 688

Anhang Β Tabelle

457

II/8

Ablauf Ordnung nach dem Versicherungsverhältnis: Mittlerer Bestand an Pflichtversicherten, durchlebte Beitragszeit und beitragspflichtige Arbeitsverdienste*) männliches Geschlecht Alter

Mittlerer Bestand a n Pflichtversicherten

V o n P f l . vers, i n vorst. A l t e r d u r c h lebte Beitragszeit

Beitragspfl. A r b e i t s v e r d i e n s t e b)

0

1

2

3

14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65

72 814 218 082 316 986 356 891 378 600 387 943 390 033 389 558 386 125 383 188 381 725 381 482 381 000 379 064 377 127 375 211 372 342 368 040 362 784 357 062 350 887 345 640 340 826 335 987 331130 326 212 321 682 317 322 313 571 309 954 306 665 303 911 301 195 298 037 294 853 291 616 287 861 283 969 279 845 275 213 270 000 264140 257 333 249 677 240 545 229 645 216 669 201 603 185 045 167 205 148 324 69 319

71 285 213 284 309 695 348 326 369 135 377 856 379 502 378 650 374 541 371 309 369 128 368 512 367 284 365 039 362 419 360 203 356 704 352 214 346 459 340 637 334 044 328 704 323 444 318 180 313 249 307 944 303 346 298 600 294 757 290 737 287 345 284 157 281 316 277 770 274 508 270 911 266 847 262 671 258 017 252 921 247 050 240 632 233 144 224 709 215 047 204 154 191 752 177 814 162 655 146 639 129 932 60 723

28 514 85 314 123 878 139 330 147 654 151 142 151 801 310 493 318 360 319 326 321141 324 291 326 883 328 535 329 801 331 387 335 302 338 125 339 530 337 231 330 704 328 704 323 444 318 180 313 249 307 944 303 346 298 600 294 757 290 737 287 345 284 157 278 503 274 992 271 763 265 493 261 510 254 791 250 276 245 333 237 168 231 007 223 818 215 721 206 445 195 988 182 164 168 923 154 522 139 307 123 436 57 687

zus.

15 731 937

14 845 901

13 008 052

a) j e w e i l s e i n s c h l i e ß l i c h n a c h z u v e r s i c h e r n d e b) R e c h n u n g s e i n h e i t :

Standardverdienst.

Beamte.

Anhang

458

Tabelle

II/9

Ablauf Ordnung nach dem Familienstand: Überlebendenzahlen weibliches Geschlecht Alter

Ledige

Verheiratete

Verwitwete

Geschiedene

0

1

2

3

4

1-15 16-20 21-25 26-30 31-35 36-40 41-45 46-50 51-55 56-60 61-65 66-70 71-75 76-80 81-85 86-90 91-95 96-100

6 995 018 2 246 256 1 342 733 493 330 183 356 94 773 71 192 59 883 52 551 47 086 42 792 39 238 35 308 28 011 16 469 6 444 1612 258

73 083 957 265 1 778475 2 066 003 2 128 105 2100 767 2 020899 1 881 658 1 671 830 1 386 572 1 028920 634 055 288 966 82 519 12 277 819 15

103 2 540 7125 11283 18192 37 963 84 246 170 306 303 749 474 777 651 152 760 366 707 566 474 455 205 710 53 613 8 205

235 8908 21 776 26 278 27 868 34 237 44 482 53 220 58 507 59 499 55 608 46 612 33 317 18610 7283 1 822 273

3 971 351

498 355

zus.

11756 310

18112 228

Anhang Β

459

Tabelle II/ΙΟ Ablauf Ordnung nach dem Familienstand: Die Zahl der Witwen sowie Zugang und Abgang an Witwen

Alter

Bestand an W i t w e n beim E i n t r i t t i n das vorst. A l t e r

0

1

17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60

_ 6 23 74 168 311 491 684 886 1082 1263 1 433 1593 1 754 1910 2 068 2 240 2 426 2 639 2 888 3 186 3 537 3 985 4 596 5 360 6 280 7 375 8 694 10254 12 073 14154 16 526 19226 22 267 25 671 29 472 33 665 38 250 43 248 48607 54 350 60430 66 833 73 529

Sterbefälle verheirateter Männer

Wiederverheiratungen von W i t w e n

Sterbefälle von W i t w e n

2

3

4

6 19 58 116 194 275 344 415 475 529 577 625 679 725 779 839 900 973 1051 1 141 1236 1 353 1487 1 628 1796 1 976 2187 2415 2 671 2 940 3 239 3 552 3 894 4 252 4 636 5 032 5 427 5 852 6 257 6 665 7 068 7 448 7 824 8187

2 7 22 51 94 150 211 277 346 404 462 515 566 617 663 710 755 797 837 879 897 867 853 862 864 847 829 818 816 813 780 765 733 696 665 627 593 567 528 503 457 421 384 Fortsetzung

— — — —

1 1 2 2 2

3 3 3 3 4 4 4 5 5 6 6 8 9 11 14 17 21 26 34 43 54 72 88 115 139 174 215 261 331 394 485 588 707 880 nächste Seite

Anhang Β Tabelle II/10, Ablaufordnung nach dem Familienstand, il der Witwen sowie Zugang und Abgang an Witwen

Lite

Sterbefälle verheirateter Männer

Wiederverheiratungen von W i t w e n

Τ 61 62 63 64 65

66

67

68

69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79

80 81 82 83 84 85

86 87

88

89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 i00

LUS

8529 8 854 9168 9445 9 683 9 866

10 000

10 061 10 039 9 945 9 765 9 465 9 078

8 600

8 024 7 360 6 625 5 858 5 051 4 262 3 496 2 792 2166 1 623 1 175 825 556 361 224 133 79 42

344 305 257 221 185 156 129 103 83

61 47 35 23

16 12 7 3 1

20 11

8

3 1

292 935

26 538

Anhang Β

461

I I I . Die für einzelne Altersjahre berechneten Daten über Versicherten- und Witwenrenten Tabelle

Ulli

Die Rentenbestimmungsfaktoren, die sich aus dem Lebenslauf der Versicherten vor Eintritt des Versicherungsfalls ergeben männliches Geschlecht V o n den A k t i v e n mit erfüllter Wartezeit bis z u r M i t t e des v o r s t e h e n d e n A l t e r s i m D u r c h s c h n i t t Alter

zurückgelegte B e i t r a g s z e i t a)

erzielter Arb.V e r d ^ a ) b)

zurückgelegte B e i t r a g s z e i t c)

0,487 0,972 1,694 2,434 3,179 4,061 4,925 5,784 6,652 7,476 8,275 9,061 9,864 10,663 11,494 12,319 13,120 13,922 14,712 15,492

0,365 0,748 1,337 1,963 2,608 3,373 4,131 4,894 5,672 6,420 7,155 7,894 8,663 9,443 10,263

4,395 4,390 4,388 4,379 4,374 4,368 4,365 4,361 4,360 4,359 4,357 4,292 4,246 4,213 4,209 4,209 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,205 4,250

V,

19

20 21 22 23 24 25

26 27

28

29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59

60 61 62

63 64 65d) 65—78e)

16,262

17,023 17,775 18,519 19,258 19,991 20,720 21,443

22,166

22,885 23,603 24.318 25,030 25,739 26,447 27,151 27,853 28,550 29,2^2 29,929 30,611 31,291 31,969 32,645 33.319 33,->93 37,582 5,750

V« ko

11,080 11,879

12,681

13,671 14,252 15,021 15,782 16,534 17,279

18,018 18,750 19,479

20,201

20,917 21,629 22,336 23,036 23,730 24,418 25.105 25.784 26,458 27,127 27,791 28,451 29.106 29,755 30,399 31,041 31,682 32,322 35.785 4,962

Vo

a) s o w e i t sie (er) z u r B e r e c h n u n g d e r p e r s ö n l i c h e n V e r d i e n s t k o e f f l z i e n t e n h e r a n g e zogen w i r d . b) R e c h n u n g s e i n h e i t : S t a n d a r d v e r d i e n s t . c) s o w e i t sie n i c h t z u r B e r e c h n u n g d e r p e r s ö n l i c h e n V e r d i e n s t k o e f f i z i e n t e n h e r a n gezogen w i r d . d ) n u r V e r s i c h e r t e , d i e d i e W a r t e z e i t f ü r das A l t e r s r u h e g e l d e r f ü l l t h a b e n . e) V e r s i c h e r t e , d i e d i e W a r t e z e i t f ü r das A l t e r s r u h e g e l d n i c h t e r f ü l l t h a b e n .

Anhang

462

Tabelle III/2 Die durchschnittliche Rente an männliche Versicherte (ohne Kinderzuschüsse) bei der Neubewilligung und ihre wichtigsten Bestimmungsfaktoren

Alter

D u r c h s chn. anrechenb. Versicherungszeit

Durchschn. persönl. Verdienstkoefflz.

Durchschn. bisheriger „Gesamtverdienst"

Durchschn. Rentenfaktor

v-KO

19

20 21 22

23 24 25

26

27

28

29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59

60 61 62

63 64 65b 65c

66 67

68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78

41,173 40.663 40,552 40,486 40,423 40,392 40,283 40,132 40,032 39,876 39,704 39,458 39,252 39,005 38,734 38,482 38,267 38,036 37,787 37,521 37,248 36,991 36,759 36,544 36,337 36,128 35,920 35,729 35,550 35,383 35,213 35,043 34,880 34,723 34,579 34,447 34,325 35,056 35,782 36,506 37,226 37,947 38.664 39,380 40,095 40,811 44,902

10,208 10,208 10,208 10,208 10,208 10,208 10,208 10,208 10,208 10,208 10,208 10,208 10,208 10,208

0,750 0,770 0,789

0,806 0,820

0,831 0,839 0,846 0,853 0,859 0,865 0,871 0,878

0,886

0,893 0,899 0,905 0,911 0,916 0,920 0,924 0,927 0,930 0,933 0,936 0,938 0,940 0,942 0,944 0,945 0,946 0,947 0,948 0,949 0,949 0,950 0,950 0,950 0,950 0,951 0,951 0,951 0,951 0,951 0,951 0,951 0,952 0,863 0,863 0,863 0,863 0,863 0,863 0,863 0,863 0,863 0,863 0,863 0,863 0,863 0,863

30,880 31,306 31,989 32,644 32.995 33,548 33,790 33,954 34,132 34,244 34,322 34,375 34,472 34.545 34,587 34,613 34,647 34,646 34,600 34,516 34,405 34,294 34,193 34,095 33.996 33,885 33,769 33,659 33.546 33,440 33,322 33,196 33,069 32,941 32,824 32,713 32,606 33,308 34,007 34,703 35,396 36,084 36,766 37,445 38,125 38,805 42,755

8,810 8,810 8,810 8,810 8,810 8,810 8,810 8,810 8,810 8,810 8,810 8,810 8,810 8,810

1,375 1,375 1,375 1,375 1,375 1,375 1,375 1,375 1,375 1,375 1,375 1,372 1,369 1,366 1,363 1,360 1,357 1,354 1,351 1,348 1,345 1,342 1,339 1,336 1,333 1,330 1,327 1.324 1,321 1,318 1,315 1,312 1,309 1,306 1,303 1,300 1,295 1,290 1,285

1,280

1,275 1,295 1,290 1,285

1,280

1,275 1,5 1,275 1,275 1,300 1.325 1,350 1,375 1,400 1,425 1,450 1,500 1,500 1,500 1,500 1,500

a) R e c h n u n g s e i n h e i t : S t a n d a r d v e r d i e n s t . b) n u r V e r s i c h e r t e , d i e d i e W a r t e z e i t f ü r das A l t e r s r u h e g e l d e r f ü l l t h a b e n . c) V e r s i c h e r t e , d i e d i e W a r t e z e i t f ü r das A l t e r s r u h e g e l d n i c h t e r f ü l l t h a b e n .

Anhang Β Tabelle

463

III/3

Mittlerer Bestand an Versichertenrentnern, Rentenbetragssummen und Durchschnittsrenten nach drei verschiedenen Annahmen über den Anteil der Berufsunfähigkeitsrenten, männliches Geschlecht

Alter

Mittlerer Bestand an Versichertenrentnern

0

1

Rentenberechnung nach Annahme la) 2

Annahme 2a) 3

Annahme 3a) 4

Rentenbetragssumme b ) 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60

28 114 243 387 535 693 873 1081 1324 1588 1863 2151 2 453 2 761 3 074 3 391 3 714 4 044 4 386 4 757 5 168 5 624 6126 6 681 7 283 7 929 8 635 9 423 10318 11 337 12 492 13 795 15 291 17 049 19 116 21 528 24 351 27 749 32 114 37 931 45 586 55 485

12 49 106 172 242 318 404 503 618 746 878 1 016 1 159 1 305 1 453 1602 1 753 1 907 2 064 2 231 2416 2 618 2 839 3 083 3 346 3 627 3 933 4 273 4 658 5 095 5 587 6140 6 770 7514 8 386 9 391 10615 12 099 13 992 16 575 20 044 24 677

13 53 116 187 262 344 439 548 674 813 957 1 108 1266 1428 1593 1 760 1931 2 104 2 283 2 474 2 684 2914 3166 3 444 3 744 4 066 4417 4 808 5 250 5 753 6 321 6 960 7 690 8 546 9 551 10 720 12 086 13 765 15 998 19 057 23 172 28 591 Fortsetzung

12 50 110 179 252 334 428 536 659 795 938 1088 1 244 1404 1567 1 731 1903 2 075 2 245 2 431 2 634 2 852 3 089 3 348 3 625 3 920 4 239 4 584 4 971 5415 5 913 6 468 7 098 7 841 8710 9712 10 934 12 416 14 305 16 878 20 337 24 965 nächste Seite

Anhang Β

464

noch: Tabelle IIIÌ3 , Mittlerer Bestand an Versichertenrentnern, Rentenbetragssummen und Durchschnittsrenten nach drei verschiedenen Annahmen über den Anteil der Berufsunfähigkeitsrenten männliches Geschlecht

Alter 0

Mittlerer RpçfanH dcû Laim an an Versichertenrentnern 1

Rentenberechnung nach Annahme la) 2

Annahme 2a) 3

Annahme 3a) 4

noch: Rentenbetragssumme b ) 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 100 zus.

67 723 81825 97 192 113 428 199 201 273 139 265 748 257 663 248840 239 294 228 916 217 582 205 331 192 311 178 682 164 539 150 059 135 495 120973 106 621 92 747 79617 67 285 55 889 45 668 36 623 28 714 21 999 16 461 12 022 8 566 5 950 4 026 2 653 1700 1059 642 376 214 118

30 552 37 414 44 998 53 119 111601 163 230 158239 152 451 145 875 140067 133 451 125 932 118 549 110872

4 467 362

2 494 583