9 Wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung

↓140

Nachdem der theoretische Rahmen dieser Studie hinreichend abgesteckt und das Untersuchungskonzept in Zusammenfassung der Hypothesen nochmals verdeutlicht wurde, können nun Ergebnisse der empirischen Analysen präsentiert werden. Bevor sich der Blick auf Einstellungen zur sozialen Ungleichheit und die Zustimmung zu Gerechtigkeitsideologien als Varianten der Prinzipienbefürwortungsgerechtigkeit in weiteren Kapiteln richtet, steht zunächst die Wahrnehmung und Bewertung der Einkommensungerechtigkeit als gerechtigkeitstheoretischer Modus der Ergebnisbewertungsgerechtigkeit in den ausgewählten Ländern im Mittelpunkt. Dabei sind jeweils drei Zugänge zu unterscheiden. Zunächst soll der direkte Einfluss des wohlfahrtstaatlichen Arrangements (1) in der Länderzuteilung von Esping-Andersen (1990), dann die unmittelbar direkte Wirkung der Länder (2) und schließlich der Effekt inhaltlicher Makrovariablen (3) auf die wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung näher bestimmt werden. Dabei gilt es den Blick nicht nur auf den Vergleich der Länder zu richten, sondern auch die zeitliche Veränderung der Effekte zu verfolgen. Die wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung ist im Gegensatz zu den Einstellungen und Präferenzen in beiden Datensätze (ISSP und ISJP) vorhanden. Daher werden Resultate aus beiden Umfrageprojekten vorgestellt. Diese Ergebnisse können zwar aufgrund der unterschiedlichen Erhebungsart und -zeit nicht unmittelbar miteinander verglichen werden, dienen aber in gewisser Weise zur Kontrolle der Validität. Die einzelnen Abschnitte sind jeweils so aufgebaut, dass zunächst deskriptive Analysen den multivariaten statistischen Schätzungen vorangestellt werden.

9.1 Der Einfluss der Wohlfahrtsregimes

↓141

Eine erste Antwort auf die Frage, wie die Einkommensungerechtigkeit in verschiedenen Wohlfahrtsregimes wahrgenommen und bewertet wird, kann durch den deskriptiven Vergleich des Ungerechtigkeitsindexes in den verschiedenen Regimes gewonnen werden (vgl. Abb. 9). Aufgrund der Unmöglichkeit einer wohlfahrtsstaatlichen Klassifizierung postkommunistischer Länder, die bereits ausführlich diskutiert wurde, können nur westliche Länder in diese Analysen eingeschlossen werden. Die Einteilung der Länder basiert auf der Typologie von Esping-Andersen (1990) und wurde um das mediterrane Wohlfahrtsregime (vgl.Ferrera, 1996;Leibfried, 1992) erweitert. Zunächst ist grundsätzlich festzuhalten, dass in keinem wohlfahrtsstaatlichen Regime aus der Sicht der Bevölkerung eine gerechte Verteilung des Einkommens stattfindet, sei es in Bezug auf die Daten des ISJP (jew. linke Grafiken) oder des ISSP (jeweils rechte Grafiken). Der Befund lässt keine Rede von Einkommensgerechtigkeit, sondern ausschließlich von Einkommensungerechtigkeit zu. Wird zunächst noch nicht nach dem Zeitpunkt der Messung unterschieden (obere Grafiken), lässt sich für das ISJP der vermutete Zusammenhang der Wohlfahrtsregimes mit der Ungerechtigkeitswahrnehmung auf den ersten Blick bestätigen. Im liberalen Wohlfahrtsregime wird die Einkommensverteilung am ungerechtesten bewertet, im konservativen nur geringfügig weniger ungerecht und im sozialdemokratischen vergleichsweise noch am gerechtesten. Für mediterrane Wohlfahrtsstaaten sind in diesem Umfrageprojekt keine Daten erhältlich. In den ISSP-Daten dagegen zeigt der konservative Wohlfahrtsstaat das größte Ausmaß an Einkommensungerechtigkeit, das sogar über das Niveau des liberalen Typus hinausgeht. Das mediterrane Regime zeichnet sich ebenso durch relativ hohe Ungerechtigkeitswerte aus, was aufgrund seines rudimentären Charakters auch angenommen wurde. Im sozialdemokratischen Wohlfahrtsarrangement findet sich insgesamt betrachtet das geringste Niveau an wahrgenommener Ungerechtigkeit. Damit setzt sich dieses Regime auch in diesen Daten gemäß den Erwartungen deutlich von den anderen Typen ab.

Abb. 9: Wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung in Wohlfahrtsregimes

Datenbasis: ISJP und ISSP, westliche Länder (ohne Ostdeutschland); eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Italien 1987, Kanada 1992, Österreich 1992, Schweden 1992.

In den unteren beiden Grafiken der Abbildung kann verfolgt werden, welche zeitliche Dynamik sich in dem bisher nur statisch betrachteten Befund verbirgt. Danach ist aus den Berechnungen des ISJP die Ungerechtigkeitswahrnehmung im konservativen Regime (Westdeutschland) von 1991 auf 1996 deutlich zurückgegangen, um von 1996 auf 2000 wieder leicht anzusteigen. Ebenso wird im sozialdemokratischen Regime (Niederlande) 1996 weniger Ungerechtigkeit wahrgenommen als noch 1991. Für den liberalen Typus liegen nur Daten von 1991 vor (USA und Großbritannien), so dass keine Veränderungen beobachtet werden können. Im ISSP stehen aufgrund der höheren Anzahl an westlichen Ländern erfreulicherweise gleich mehrere Fälle hinter den Wohlfahrtstypen als im ISJP, das schwerpunktmäßig eher auf die Veränderungen in osteuropäischen Transformationsländern ausgerichtet ist. Aus der Grafik kann entnommen werden, dass die Ungerechtigkeitswahrnehmung im liberalen Wohlfahrtsregime über den Zeitraum von 1987 bis 1999 kontinuierlich und am stärksten zugenommen hat. Auch im konservativen und sozialdemokratischen Typus wird über den gesamten Zeitraum hinweg mehr Ungerechtigkeit in der Einkommensverteilung wahrgenommen, auch wenn zwischen 1987 und 1992 zunächst ein leichter Rückgang der wahrgenommenen Ungerechtigkeit festgestellt werden kann. Am stärksten innerhalb eines Zeitraums hat sich die wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung in mediterranen Regimes vergrößert, auch wenn dies vermutlich darauf zurückgeführt werden kann, dass diesem Regime 1992 nur Italien zugeordnet ist.

↓142

Insgesamt kann bislang festgehalten werden, dass sich im stärker umverteilenden und auf Inklusion aller Gesellschaftsmitglieder bedachten sozialdemokratischen Regime deutlich weniger Einkommensungerechtigkeit wahrgenommen wird als in den anderen Regimes. Des Weiteren kann insgesamt eine Zunahme der wahrgenommenen Ungerechtigkeit in allen Regimes von 1987 auf 1999 konstatiert werden. Die Berechnungen anhand des ISJP legen nahe, dass sich in der ersten Hälfte der 90er Jahre die wahrgenommene Ungerechtigkeit im konservativen und sozialdemokratischen Regime jedoch verringert hat. Nach diesen ersten deskriptiven Betrachtungen, müssen die gefundenen Unterschiede anhand multivariater Regressionen statistisch geprüft werden. Dabei soll auch geklärt werden, ob und inwieweit sie bei Kontrolle individueller Merkmale der Befragten konstant bleiben und welcher Beitrag den wohlfahrtsstaatlichen Regimes zur Erklärung der wahrgenommenen Einkommensungerechtigkeit beigemessen werden kann.

Zunächst werden die Regressionsmodelle zu den ISJP-Daten betrachtet (vgl. Tab. 29). Danach unterscheiden sich der liberale (Referenz) und der konservative Wohlfahrtsstaat nicht signifikant von einander, die wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung ist jedoch im sozialdemokratischen Regime signifikant geringer (Modell 1). Der allgemeine Zeiteffekt über alle Regime ist negativ (Modell 2). Im Jahr 1996 wird insgesamt deutlich weniger Ungerechtigkeit als 1991 geäußert und im Jahr 2000 wieder etwas mehr Ungerechtigkeit als 1996, aber immer noch signifikant weniger als 1991 wahrgenommen. Die bereits deskriptiv veranschaulichten Unterschiede zwischen den Regimes zu verschiedenen Zeitpunkten sind signifikant (Modell 3). Danach weist der konservative Regimetypus im Vergleich zum liberalen unter Kontrolle der Zeit einen geringfügig, aber signifikant höheren Grad an wahrgenommener Einkommensungerechtigkeit auf, während im sozialdemokratischen Typus deutlich weniger Ungerechtigkeit als im liberalen empfunden wird. Neben diesen wohlfahrtsstaatlichen Makroeffekten kann auch der Einfluss individueller Merkmale bestimmt werden (Modell 4), welche die soziale Position der befragten Personen in der Gesellschaft beschreiben.63 Diese 'harten' sozialstrukturellen Merkmale erklären ebenso wie die Regimetypen und die Zeit nur 2 Prozent der Varianz. Entgegen den Erwartungen können nur vier sozialstrukturelle Merkmale als signifikante Effekte gelten, die über alle Länder und Wohlfahrtsregime gleichsam wirken. Danach nimmt in größeren Haushalten, steigendem Einkommen und höherer subjektiver Selbsteinschätzung der Befragten in einer Unten-Oben-Skala die wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung ab.

Tab. 29: Wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung in Wohlfahrtsregimes (OLS-Regression, ISJP)

 

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

Wohlfahrtsregime

       

Ref. Liberal

       

Konservativ

-0.026

0.060***

0.073***

  

0.058***

-0.027

 

(1.496)

(2.980)

(3.396)

  

(2.785)

(0.236)

Sozialdemokratisch

-0.149***

-0.100***

-0.110***

  

-0.081***

-0.336***

 

(8.189)

(5.234)

(5.573)

  

(4.189)

(2.988)

1996

 

-0.168***

-0.203***

  

-0.175***

-0.144

  

(9.221)

(7.491)

  

(6.926)

(1.034)

1996*Sozialdemokratisch

  

0.071*

  

0.129***

-0.173

   

(1.952)

  

(3.718)

(0.870)

2000

 

-0.120***

-0.133***

  

-0.083***

-0.155

  

(5.234)

(5.520)

  

(3.557)

(1.156)

Sozialstruktur. Merkmale

       

Geschlecht (Frauen=1)

   

0.014

-0.016

-0.017

0.013

    

(1.022)

(1.156)

(1.252)

(0.470)

Alter (in Jahren)

   

0.001

0.001

0.000

-0.000

    

(1.358)

(0.900)

(0.584)

(0.065)

Haushaltsgröße

   

-0.012*

-0.015**

-0.014**

-0.016

    

(1.934)

(2.437)

(2.364)

(1.413)

Rel. Einkommen

   

-0.070***

-0.063***

-0.059***

-0.060***

    

(4.636)

(4.300)

(4.066)

(2.814)

Kein Einkommen

   

-0.009

-0.003

-0.003

-0.003

    

(0.395)

(0.122)

(0.147)

(0.119)

Bildung (Casmin)

   

-0.006

-0.005

-0.003

-0.032***

    

(1.035)

(0.874)

(0.589)

(3.229)

Unten-Oben-Skala

   

-0.035***

-0.020***

-0.017***

-0.020***

    

(6.543)

(3.868)

(3.338)

(3.828)

Selbständig

   

-0.075***

-0.060**

-0.061**

-0.050

    

(2.964)

(2.559)

(2.576)

(1.124)

Arbeitslos

   

0.038

0.017

0.029

0.028

    

(0.964)

(0.468)

(0.805)

(0.411)

In Rente

   

-0.014

-0.011

-0.010

-0.004

    

(0.532)

(0.439)

(0.397)

(0.145)

Nicht Erwerbstätig

   

0.027

0.028

0.025

0.028

    

(0.834)

(0.935)

(0.821)

(0.901)

Bew. Einkommensungl.

    

0.210***

0.204***

0.207***

     

(23.724)

(22.613)

(22.463)

       

+ Int.

Konstante

0.740***

0.740***

0.740***

0.896***

0.015

0.058

0.188**

 

(52.689)

(52.682)

(52.679)

(18.872)

(0.254)

(0.919)

(2.133)

Fälle

7611

7611

7611

7611

7611

7611

7611

R-Quadrat

0.010

0.020

0.020

0.021

0.114

0.123

0.130

Datenbasis: ISJP, westliche Länder (ohne Ostdeutschland); OLS-Regression mit robusten Schätzern; eigene Berechnung. *** sign. p ≤ 0.01; ** sign. p ≤ 0.05; * sign. p ≤ 0.10; T-Werte in Klammern.

↓143

Auch Selbständige nehmen die Einkommensverteilung als weniger ungerecht wahr als die abhängig Beschäftigten (Referenz). Bis auf den Effekt der Hauhaltsgröße, für den augenscheinlich keine Begründung nahe liegend ist, bestätigen diese Befunde weitgehend die Erwartungen im Zusammenhang dieser Untersuchung sowie die Ergebnisse früherer Studien in dieser Richtung (z.B.Kelley und Evans, 1993). Personen in höheren Einkommensklassen und höheren Gesellschaftsschichten relativieren die Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung in ihren Beurteilungen, um damit ihre eigene besser gestellte Position derart abzuwerten, dass ihr Wohlstand nicht zum Anlass von Umverteilung wird. Neben dieser Motivation durch eigenes Profitstreben kann die ebenso eigennützige Motivation zum Selbstschutz angeführt werden, die ein abgeschwächtes Urteil dieser Gruppen nach sich zieht. Danach soll vermieden werden, dass sie selbst als eine der Quellen einer ungerechten Gesellschaft gelten oder dafür verantwortlich gemacht werden. Neben diesen Strukturmerkmalen der Befragten wird auch der Effekt einer Einstellungsvariable getestet, nämlich der Einfluss der von den Befragten subjektiv bewerteten Einkommensungleichheit im jeweiligen Land (Modell 5). Der positive Effekt zeigt, dass je höher die Einkommensungleichheit im jeweiligen Land bewertet wird, desto ungerechter auch die Einkommensverteilung wahrgenommen wird. Der Erklärungsbeitrag dieser Einstellung ist verständlicherweise enorm und äußert sich auch in einem mehrfachen Zuwachs an erklärter Varianz auf nunmehr über 11 Prozent. Es ist freilich problematisch, mit einer Einstellung einen anderen subjektiven Bewertungsaspekt zu erklären, da die Kausalität einerseits nicht zweifelsfrei bestimmt werden kann und andererseits die Gefahr einer tautologischen Erklärung nicht ausgeschlossen werden kann. Allerdings sollte an dieser Stelle auch betont werden, dass die Wahrnehmung der Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung als indirekte Messung charakterisiert werden kann, während die Wahrnehmung der Einkommensungleichheit direkt abgefragt wurde, so dass in der vorliegenden modellhaften Konzeption vor allem der Effekt einer direkten Äußerung auf eine indirekte Wahrnehmung getestet bzw. kontrolliert wird. Das für die Fragestellung wichtigste Modell liegt vor, wenn der Effekt der wohlfahrtsstaatlichen Regimes unter Kontrolle der Strukturmerkmale der Befragten bestimmt wird (Modell 6). Da die Effekte der wohlfahrtsstaatlichen Regimes und der individualstrukturellen Merkmale signifikant bleiben und sich nur geringfügig abschwächen, kann davon ausgegangen werden, dass die Einflüsse der Regime relativ stabil sind. Zwar ist der zusätzliche Erklärungszuwachs dieses Modells gering, die Haupteffekte der Regimes werden jedoch durch individuelle Merkmale nicht wegerklärt, d.h. Wohlfahrtsstaaten haben einen Einfluss auf die Wahrnehmung der Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung unabhängig von persönlichen Merkmalen. Schließlich können Interaktionseffekte kontrolliert werden (Modell 7), da angenommen werden kann, dass sich wohlfahrtsstaatliche Regimes nicht nur unmittelbar, sondern auch über die sozialstrukturelle Disposition der Personen in den einzelnen Regimes unterschiedlich auf die wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung auswirken. Es kann festgestellt werden, dass alle Regime-Effekte bis auf den des sozialdemokratischen Typus in die regimespezifischen individuellen Strukturmerkmale verschwinden.64 Da die wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung als ergebnisbezogene Gerechtigkeitsbewertung konkreter gesellschaftlicher "Belohnungen" verstanden werden kann, sind stärkere sozialstrukturelle Effekte spezifisch zwischen wohlfahrtsstaatlichen Regimes auch eher zu erwarten gewesen als bei stärker historisch und gesellschaftlich verankerten Ideologien und Haltungen. Bevor diese Ergebnisse jedoch eingehender diskutiert werden, sollen zunächst auch noch die Ergebnisse vorgestellt werden, die sich aus der Analyse der ISSP-Daten ergeben, in denen mehr westliche Länder vertreten sind, und damit eine breitere Untersuchungsbasis gegeben ist (vgl. Tab. 30).

Tab. 30: Wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung in Wohlfahrtsregimes (OLS-Regression, ISSP)

 

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

Wohlfahrtsregime

       

Ref. Liberal

       

Konservativ

0.029***

0.004

-0.039**

  

-0.065***

-0.251*

 

(2.679)

(0.389)

(2.012)

  

(3.385)

(1.909)

Sozialdemokr.

-0.163***

-0.179***

-0.246***

  

-0.216***

-0.314**

 

(15.429)

(16.852)

(12.334)

  

(11.071)

(2.389)

Mediterran

-0.041***

-0.103***

-0.059***

  

-0.137***

0.061

 

(3.099)

(7.516)

(2.770)

  

(6.233)

(0.414)

1992

 

-0.097***

-0.056***

  

-0.038**

0.133

  

(9.317)

(3.132)

  

(2.164)

(1.048)

1992*Konserv.

  

-0.072***

  

-0.057**

-0.267

   

(2.616)

  

(2.093)

(1.390)

1992*Soz.dem.

  

-0.008

  

-0.011

-0.310*

   

(0.311)

  

(0.421)

(1.682)

1992*Mediter.

  

-0.189***

  

-0.189***

-0.438**

   

(6.741)

  

(6.807)

(2.280)

1987

 

-0.173***

-0.247***

  

-0.205***

-0.251**

  

(16.138)

(14.804)

  

(12.415)

(2.132)

1987*Konserv.

  

0.188***

  

0.191***

0.430**

   

(7.215)

  

(7.629)

(2.483)

1987*Soz.dem.

  

0.195***

  

0.122***

0.404**

   

(7.342)

  

(4.647)

(2.294)

Sozialstruktur. Merkmale

       

Geschlecht (Frauen=1)

   

0.004

-0.014

-0.018**

-0.024

    

(0.474)

(1.636)

(2.136)

(0.852)

Alter (in Jahren)

   

0.002***

0.001***

0.000

0.000

    

(5.343)

(4.401)

(0.849)

(0.158)

Haushaltsgröße

   

-0.007**

-0.005

0.000

-0.003

    

(2.108)

(1.427)

(0.041)

(0.309)

Rel. Einkommen

   

-0.040***

-0.027***

-0.005

0.004

    

(4.938)

(3.473)

(0.648)

(0.200)

Kein Einkommen

   

-0.037***

-0.028**

-0.045***

-0.034***

    

(2.880)

(2.305)

(3.613)

(2.692)

Bildung (Jahre)

   

0.009***

0.016***

0.014***

0.019***

    

(6.360)

(11.936)

(10.078)

(3.792)

Unten-Oben-Skala

   

-0.041***

-0.023***

-0.029***

-0.029***

    

(13.675)

(7.825)

(9.648)

(9.375)

Selbständig

   

-0.041***

-0.014

0.002

0.051

    

(2.874)

(1.009)

(0.135)

(0.995)

Arbeitslos

   

0.054*

0.033

0.051*

-0.002

    

(1.836)

(1.155)

(1.768)

(0.026)

Nicht Erwerbstätig

   

-0.087***

-0.073***

-0.048***

-0.045***

    

(8.419)

(7.274)

(4.700)

(4.290)

Bew. Einkommensungl.

    

0.156***

0.149***

0.145***

     

(34.003)

(31.249)

(30.281)

Konflikt Arm/Reich

    

0.014**

0.024***

0.023***

     

(2.515)

(4.080)

(3.934)

       

+ Int.

Konstante

0.734***

0.836***

0.853***

0.811***

-0.008

0.220***

0.181*

 

(111.161)

(85.584)

(61.773)

(27.783)

(0.224)

(5.331)

(1.749)

Fälle

20825

20825

20825

20825

20825

20825

20825

R-Quadrat

0.011

0.024

0.032

0.019

0.077

0.104

0.120

Datenbasis: ISSP, westliche Länder (ohne Ostdeutschland); OLS-Regression mit robusten Schätzern; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Italien 1987, Kanada 1992, Österreich 1992, Schweden 1992.
*** sign. p ≤ 0.01; ** sign. p ≤ 0.05; * sign. p ≤ 0.10; T-Werte in Klammern.

In den Daten des ISSP zeichnet sich ein geringfügig anderer wohlfahrtstaatlicher Einfluss ab. Im konservativen Wohlfahrtstypus wird in diesem Datensatz im Gegensatz zum ISJP eine höhere Ungerechtigkeitsbewertung der Einkommensverteilung als im liberalen von den Befragten abgegeben (Modell 1). Das sozialdemokratische Regime erweist sich dagegen wiederum deutlich weniger ungerecht aus der Sicht der Bevölkerung und das mediterrane, das nur in diesen Daten durch Länder vertreten ist, nur geringfügig weniger ungerecht als der liberale Wohlfahrtstypus. Unter Kontrolle der Zeit (Modell2: Referenz 1999) verschwindet der konservative Wohlfahrtseffekt. Liberaler und konservativer Typus unterscheiden sich also nicht mehr. In allgemeiner zeitlicher Perspektive ist nun zu erkennen, dass die wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung von 1987 über 1992 auf 1999 kontinuierlich zunimmt. Die Einkommensverteilung wird über die Zeit als ungerechter von den Bevölkerungen wahrgenommen und bewertet. Auch die deskriptiven Unterschiede der wohlfahrtsstaatlichen Regimes in der Zeit aus Abb. 9 können schließlich als signifikant bestätigt werden (Modell 3). Die sozialstrukturellen Merkmale der Personen erklären in den Analysen zum ISSP noch weniger als im ISJP (Modell 4 und 5), wobei den beiden Einstellungsvariablen wiederum der höchste Erklärungsbeitrag zuerkannt werden kann. Es zeigt sich, dass je höher die Einkommensungleichheit im Land eingeschätzt wird, desto ungerechter wird diese empfunden. Dies ist ebenso der Fall, je größer die Konflikte zwischen Armen und Reichen beurteilt werden. Insgesamt kann festgehalten werden, dass vermutlich wegen der höheren Fallzahl im ISSP mehr signifikante Effekte der individuellen Merkmale zu finden sind als im ISJP. Unter Kontrolle individueller Strukturmerkmale, auf die an dieser Stelle nicht nochmals näher eingegangen werden braucht, weil sie ähnlich zum ISJP sind, bleiben die wohlfahrtsstaatlichen Effekte in der Tendenz stabil (Modell 6). Hinsichtlich der Haupteffekte der Regime zeigt sich, dass die Einkommensverteilung im konservativen Regime als weniger ungerecht wahrgenommen wird als im liberalen. Im mediterranen Wohlfahrtsarrangement wird sie als noch weniger ungerecht und im sozialdemokratischen am wenigsten ungerecht empfunden. Damit können auch hier die Erwartungen bestätigt werden, dass sich die starke soziale Ungleichheit generierenden Wirkung des liberalen und konservativen Wohlfahrtsarrangements auf subjektiver Seite der Menschen in eine deutlich stärkere Ungerechtigkeitswahrnehmung umsetzt. In sozialdemokratischen Wohlfahrtsstaaten, die soziale Ungleichheit durch mehr Umverteilung von Wohlstand abzumildern suchen, wird diese Anstrengung durch eine geringere Ungerechtigkeitswahrnehmung goutiert. In mediterranen Wohlfahrtsstaaten, die durch eine rudimentäre wohlfahrtsstaatliche Absicherung gekennzeichnet sind, wird entgegen den Erwartungen eine relativ geringe Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung wahrgenommen. Unter Kontrolle von Interaktionseffekten verschwinden einige, aber nicht alle Effekte (Modell 7).

↓144

Diskussion

Die Ergebnisse legen nahe, dass der vermutete unterschiedliche Einfluss wohlfahrtsstaatlicher Regime auf die individuelle Wahrnehmung und Bewertung der Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung unter Kontrolle individueller Strukturmerkmale der Bevölkerung bestätigt werden kann. Danach wird in liberalen Wohlfahrtsarrangements, die soziale Ungleichheit in stärkerem Ausmaß begünstigen, auch deutlich mehr Ungerechtigkeit wahrgenommen als in sozialdemokratischen Regimes, die für stärkeren sozialen Ausgleich und die Inklusion aller Gesellschaftsmitglieder sorgen. Der konservative Typus verhält sich in beiden Datensätzen geringfügig anders, indem er entweder in der Mitte (ISSP) zwischen liberalem und sozialdemokratischem Regime liegt oder geringfügig durch höhere Ungerechtigkeit als im liberalen Regime ausgewiesen ist (ISJP). In jedem Fall ist er näher am liberalen Regime. Dadurch dass auch in diesem Regime wenig soziale Ungleichheit abgebaut und in den sozialen Sicherungssystemen die Gesellschaftshierarchie quasi nur gespiegelt wird, ist war eine starke Ungerechtigkeitswahrnehmung zu erwarten. Das mediterrane Regime liegt zwischen konservativem und sozialdemokratischem Regime (ISSP) und zeichnet sich trotz seines rudimentären Charakters und seiner soziale Ungleichheit begünstigenden Struktur mit einem geringen Grad an Ungerechtigkeitswahrnehmung aus. Die Regressionsmodelle mit Interaktionseffekten signalisieren, dass die wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung eher durch regimespezifische Effekte der individuellen Strukturvariablen zustande kommt als durch unmittelbare Regimeeffekte. Da es sich bei der Wahrnehmung und Bewertung der Einkommensverteilung einer Gesellschaft um den gerechtigkeitstheoretischen Modus der ergebnisbezogenen Belohnungsgerechtigkeit handelt, also um eine Ungerechtigkeitsäußerung, die anhand der Einschätzung konkreter Verteilungsergebnisse gemessen wird, sind Effekte sozialstruktureller Merkmale der Personen auch eher zu erwarten gewesen. Denn die Bewertung konkreter Verteilungsresultate hängt eher von der strukturellen situationsspezifischen Lage der Länder, ihrer unterschiedlichen Wirkweise auf verschiedene individuelle Dispositionen und von der allgemeinen sozialstrukturellen Verankerung der Personen selbst ab, die vor dem Hintergrund spezifischer interessengeleiteter Motivationen auf individuelle Äußerungen wirken.

Nun ist zu fragen, ob diesen Ergebnissen vertraut werden kann. In den Typologien sind immerhin eine ganze Reihe verschiedener Länder gruppiert, die möglicherweise ganz unterschiedlich hinsichtlich der Wahrnehmung und Bewertung von Einkommensungerechtigkeit durch die Bevölkerung wirken können. Neben dieser denkbaren Heterogenität sind außerdem bei einer Reihe von Ländern nur für bestimmte Zeiten analysierbare Daten vorhanden und verzerren unter Umständen Regime-Effekte und bewirken vielleicht instabile Effekte. Um den Einfluss der wohlfahrtsstaatlichen Arrangements zu validieren, erfolgen nun Analysen auf Länderebene. Damit soll überprüft und verdeutlicht werden, inwiefern Regimeeffekte sich durch Ländereffekte zusammensetzen. Außerdem kann auch der Blick auf osteuropäische Transformationsländer gerichtet werden, die in den bisherigen Ausführungen unberücksichtigt bleiben mussten, da sie wohlfahrtsstaatlich noch nicht befriedigend typologisiert werden können.

9.2 Der Einfluss der Länder

↓145

Da sich die ausgewählten Länder dieser Studie makrostrukturell erheblich unterscheiden, ist anzunehmen, dass sich auch die Wahrnehmung und Bewertung der Einkommensverteilung durch die Bevölkerung zwischen den Ländern unterscheidet. In den beiden oberen Grafiken von Abb. 10 ist zu erkennen, dass sich die Länder in beiden Datensätzen - ohne bereits genauer zwischen den erhobenen Zeitpunkten zu differenzieren - in der Tat unterscheiden. Die Menschen bewerten also im Durchschnitt die landesspezifische Einkommensverteilung je nach Land unterschiedlich. Da die Länder nach der Höhe ihrer Mittelwerte des Ungerechtigkeitsmaßes geordnet sind, kann auch unmittelbar abgelesen werden, in welchen Ländern im Schnitt eine ungerechtere und in welchen eine weniger ungerechte Einkommensverteilung wahrgenommen wird. Der Blick auf die Grafik für das ISJP (links oben) zeigt insgesamt, dass es vor allem die postkommunistischen Transformationsländer sind, in denen die Ungerechtigkeit aus der Sicht der Bevölkerung weit höher ist. In westlich-kapitalistischen Ländern (Großbritannien, Deutschland, die Vereinigten Staaten und die Niederlande) ist sie am geringsten.

Abb. 10: Wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung nach Ländern

Datenbasis: ISJP und ISSP; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: ISSP: Italien 1987, Polen 1987, Kanada 1992, Österreich 1992, Schweden 1992, Bulgarien 1992; ISJP: Estland 1996.
Anmerkung: A (Österreich), AU (Australien), B (Bulgarien), CA (Kanada), CH (Schweiz), CZ (Tschech. Rep.), E (Spanien), EG (Ostdeutschland), ET (Estland), F (Frankreich), H (Ungarn), I (Italien), LV (Lettland), N (Norwegen), NL (Niederlande), P (Portugal), PL (Polen), R (Russland), S (Schweden), SK (Slowak. Rep.), SL (Slowenien), UK (Großbritannien), US (USA), WG (Westdeutschland).

Tschechien fällt als osteuropäisches Land mit einer insgesamt niedrigen Ungerechtigkeitsbewertung durch die Bevölkerung auf und reiht sich damit in die Schar der westlichen Länder ein. Am ungerechtesten wird die Einkommensverteilung im wirtschaftlich gebeutelten Russland wahrgenommen, gefolgt von Estland, Slowenien, Ungarn, Bulgarien, Polen und der Slowakischen Republik, die an den westlichen Block als nächstes Land anschließt. Diese Reihung ist vor dem Hintergrund der wirtschaftlichen Probleme dieser Länder zu Beginn des Transformationsprozesses nicht verwunderlich und bestätigt die Erwartungen. In Russland, Estland und Slowenien ist die Inflation zu Beginn der Transformation am höchsten und entwertet die Einkommen der Bevölkerung. Zwar kann Slowenien ein vergleichsweise hohes Bruttosozialprodukt aufzuweisen, welches aber als Wohlstand bei der Bevölkerung aufgrund der Inflation an Wert verliert. Ebenso ist die Einkommensungleichheit in Russland, Estland und Bulgarien am höchsten und wird als Ungerechtigkeit entsprechend wahrgenommen. Auffällig und entgegen den Erwartungen verhält sich Ungarn, das trotz seiner relativ niedrigen Ungleichheit in den Einkommen und günstigen Position in den Transformationsprozessen eine vergleichsweise starke Ungerechtigkeitswahrnehmung aufweist. Die Grafik für das ISSP (rechts oben), in dem vor allem mehr Daten von westlichen Ländern enthalten sind, zeigt ein ähnliches Bild. Vor allem Russland fällt wiederum mit einem fast doppelt so hohen Mittelwert in der Ungerechtigkeitsbewertung (!) im Vergleich zu den übrigen Ländern auf. Die Rangfolge der Länder ist in den ISSP-Daten etwas anders. Zwar sind auch hier bei grobem Blick die westlich-kapitalistischen Länder mit einer geringen Ungerechtigkeitsbewertung eher am rechten Rand der Grafik zu finden, während die postkommunistischen Länder mit einem größeren Ausmaß an Ungerechtigkeit eher links zu finden sind. Allerdings mischen sich ehemalige Ostblockländer stärker mit westlichen. So hebt sich Frankreich bereits an dritter Stelle nach Russland besonders auffällig mit einem größeren Grad an wahrgenommener Ungerechtigkeit ab, obwohl dort zwar eine höhere aber nicht wesentlich höhere Einkommenskonzentration als beispielsweise in anderen konservativen Wohlfahrtsstaaten wie Österreich zu finden ist, und liegt damit vor den eher liberalen Wohlfahrtsstaaten Großbritannien, den Vereinigten Staaten oder Kanada, in denen eine besonders starke und die im westlichen Vergleich höchste Ungerechtigkeitsempfindung erwartet werden konnte.

↓146

Da bislang nicht zwischen den einzelnen Zeitpunkten differenziert wurde, vermitteln die bisherigen Ausführungen ein statisches Bild und verdecken den sozialen Wandel in den Ungerechtigkeitsbewertungen. So kann in den unteren beiden Grafiken auf den ersten Blick entnommen werden, dass sich hinter der landesspezifischen Bewertung der Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung in den Ländern auch eine erhebliche zeitliche Variation verbirgt. Die Ordnung der Länder ergibt sich nun nach der Höhe der Ungerechtigkeitsbewertung zum jeweiligen letzten Zeitpunkt, an dem Daten zur Verfügung standen. Dass sich mit der zeitlichen Differenzierung auch die Rangfolge der Länder teilweise verändert, kann als Indikator für dynamische Veränderung verwendet werden. So hat sich die Position Estlands mit Blick auf die ISJP-Daten aufgrund der zügigen Überwindung der anfänglichen Transformationsprobleme deutlich verbessern können, während sich die Position Ungarns trotz guten Transformationsverlaufes und geringer tatsächlicher Einkommensungleichheit deutlich verschlechtert hat. Und in den ISSP-Daten ist dieser negative Effekt für Ungarn ebenso zu finden, während die wahrgenommene Ungerechtigkeit in Slowenien aufgrund der geringen Inflation, der wirtschaftlichen Prosperität und der niedrigen Einkommenskonzentration im Zeitraum deutlich zurückgegangen ist.

Nun stellt sich die Frage, wie sich die einzelnen Veränderungen in den Ländern stärker im Detail darstellen. In Abb. 11 wird deshalb der Übersichtlichkeit halber zwischen westlich-kapitalistischen (jeweils oben) und postkommunistischen Ländern (jeweils unten) getrennt. Betrachtet man zunächst die Situation im Westen, so kann insgesamt festgehalten werden, dass deutlich weniger Ungerechtigkeit wahrgenommen wird als in Osteuropa. Der Blick auf die Lage im ISJP zeigt, dass in liberalen Wohlfahrtsstaaten die Einkommensverteilung als ungerechter bewertet wird als in konservativen (Westdeutschland) oder in sozialdemokratischen (Niederlande), auch wenn in Westdeutschland 1987 ein deutlich höheres Maß an Ungerechtigkeit als in den USA oder Großbritannien wahrgenommen wird. Und es kann auch festgehalten werden, dass sich Großbritannien 1991 durch eine von der Bevölkerung stärker wahrgenommene Ungerechtigkeit in der Einkommensverteilung auszeichnet als die Vereinigten Staaten. Die länderspezifischen Analysen bestätigen weitgehend die Ergebnisse der Wohlfahrtsregimes, da nur der liberale Typus mit zwei Ländern abgedeckt wird. Der Blick auf das ISSP zeigt vor allem, dass sich nicht nur in Osteuropa, sondern auch in westlichen Ländern die wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung verändert haben. So ist in Kanada und Australien ein starker, aber auch in Großbritannien und in den Vereinigten Staaten ein mäßiger Anstieg zu beobachten, während die wahrgenommene Ungerechtigkeit in Westdeutschland stärker und in Norwegen leicht rückläufig ist. Ferner ist auch in Schweden von 1992 auf 1999 eine deutliche Zunahme der Ungerechtigkeitswahrnehmung hervorzuheben, also in einer Zeit, in der das sozialdemokratische Wohlfahrtsmodell in die Krise kam.

Abb. 11: Wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung nach Ländern in Ost und West in zeitlicher Entwicklung

Datenbasis: ISJP und ISSP; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: ISSP: Italien 1987, Polen 1987, Kanada 1992, Österreich 1992, Schweden 1992, Bulgarien 1992; ISJP: Estland 1996.
Anmerkung: A (Österreich), AU (Australien), B (Bulgarien), CA (Kanada), CH (Schweiz), CZ (Tschech. Rep.), E (Spanien), EG (Ostdeutschland), ET (Estland), F (Frankreich), H (Ungarn), I (Italien), LV (Lettland), N (Norwegen), NL (Niederlande), P (Portugal), PL (Polen), R (Russland), S (Schweden), SK (Slowak. Rep.), SL (Slowenien), UK (Großbritannien), US (USA), WG (Westdeutschland).

↓147

Der Blick auf die osteuropäischen Transformationsländer im ISJP zeigt in Ostdeutschland und in der Tschechischen Republik nur geringfügige Veränderungen. In Bulgarien dagegen ist ein leichter, in Ungarn ein deutlicher und in Russland ein großer Zuwachs in der Ungerechtigkeitsbewertung festzustellen. Mit Ausnahme von Ungarn, das sich im Transformationsverlauf relativ problemlos entwickelt hat, sind die Verläufe für die mit Schwierigkeiten im Transformationsprozess zu charakterisierenden Länder Bulgarien und Russland verständlich. Gegen diesen Trend ist die Bewertung der Einkommensverteilung in Estland von 1991 auf 1996 aus der Sicht der Bevölkerung deutlich gerechter geworden, da die Inflation weitgehend überwunden und wirtschaftliche Reformimpulse angestoßen wurden. Danach ist Estland das einzige der hier betrachteten Länder, in denen die Ungerechtigkeitsbewertung der Einkommensverteilung geringer geworden ist. In den Daten des ISSP ist mit Ausnahme der postkommunistischen Länder, welche die am geringsten wahrgenommene Ungerechtigkeitsbewertung aufweisen (Slowenien, Slowakische Republik und Ostdeutschland), überall ein deutlicher Anstieg über die Zeit zu erkennen, der in Russland zwischen 1992 und 1999 mit Abstand am stärksten ausfällt.

Da für Ungarn und Polen aufgrund ihrer frühen "Öffnung" auf den Westen hin auch Daten aus der Zeit vor dem Systemwechsel vorliegen, kann hier auch der deutliche Anstieg der Ungerechtigkeitsbewertung der Einkommensverteilung im Übergang des Systemwechsels veranschaulicht werden. Danach hat die erst im Zuge des Umbruchs entstandene neue Struktur sozialer Ungleichheit (mit höherer Einkommensungleichheit) dazu geführt, dass die vergleichsweise geringste wahrgenommenen Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung vor dem Systemwechsel, die auf die egalisierende Wirkung des staatspaternalistischen Systems zurückzuführen ist, stark angestiegen ist.

Nach dieser deskriptiven Darstellung ist nun wieder danach zu fragen, ob diese Unterschiede auch signifikant sind, wenn sie multivariat getestet werden. Für das ISJP (vgl. Tab. 31) kann festgehalten werden, dass in Westdeutschland die Einkommensverteilung als ungerechter wahrgenommen und bewertet wird als in den Vereinigten Staaten (Referenz), und in Großbritannien sogar noch mehr (Modell 1). In den Niederlanden dagegen wird die Einkommensverteilung signifikant weniger ungerecht empfunden.. Außerdem lässt sich ein Effekt aller Transformationsländer herausheben, der besagt, dass die Ungerechtigkeitsbewertung in postkommunistischen Ländern insgesamt deutlich höher liegt als in den USA (Referenz) und auch den anderen westlichen Ländern. Der Transformations-Effekt verschwindet jedoch, wenn genauer zwischen den Transformationsländern unterschieden wird (Modell 2). Die stärkere Ungerechtigkeitswahrnehmung ist nicht in der Tschechischen Republik (Referenz) zu finden, die sich damit nicht von den Vereinigten Staaten signifikant unterscheidet, sondern in den übrigen Transformationsländern. Sie ist - wie bereits deskriptiv erläutert - in Ostdeutschland nach Tschechien am geringsten und am höchsten in Estland und Russland, die zu den zurückgeschlagenen Transformationsländern zählen. In Modell 3 werden Effekte der Zeitpunkte kontrolliert. Danach nimmt die Ungerechtigkeitswahrnehmung in Westdeutschland von 1991 auf 1996 ab, steigt jedoch auf das Jahr 2000 wieder leicht. In den Niederlanden fällt sie von 1991 auf 1996. In Ostdeutschland finden sich dieselben zeitlichen Effekte wie für Westdeutschland. In allen postkommunistischen Ländern nimmt die wahrgenommene Ungerechtigkeit zu (Estland 1996 musste aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen werden). In diesem Modell werden fast 20 Prozent der Varianz aufgeklärt, die Struktur- und Einstellungsvariablen (Modell 4) können dagegen nur 11 Prozent erklären. Modell 5 zeigt schließlich wiederum, dass die Länder-Zeit-Effekte unter Kontrolle der persönlichen Merkmale der Individuen weitgehend konstant bleiben. Durch die Interaktionseffekte in Modell 6 verschwinden die Länder-Zeit-Effekte wieder, was darauf hindeutet, dass sich diese landesspezifisch auf der Ebene individueller Strukturmerkmale auswirken.

↓148

Tab. 31: Wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung nach Ländern (OLS-Regression, ISJP)

 

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

Land und Zeit

      

Ref. USA

      

Großbritannien

0.151***

0.151***

0.151***

 

0.099***

0.083

 

(5.336)

(5.335)

(5.333)

 

(3.601)

(0.523)

Westdeutschland

0.045**

0.045**

0.145***

 

0.119***

0.101

 

(2.245)

(2.244)

(6.142)

 

(5.134)

(0.699)

Westdeutschland 96

  

-0.203***

 

-0.187***

-0.164

   

(7.489)

 

(7.276)

(1.131)

Westdeutschland 00

  

-0.133***

 

-0.110***

-0.257*

   

(5.519)

 

(4.702)

(1.815)

Niederlande

-0.077***

-0.077***

-0.039*

 

-0.025

-0.206

 

(3.741)

(3.740)

(1.749)

 

(1.175)

(1.449)

Niederlande 96

  

-0.132***

 

-0.090***

-0.354**

   

(5.442)

 

(3.814)

(2.550)

Transformation (Ref. Tschech.)

0.395***

0.028

-0.011

 

-0.028

0.088

 

(21.341)

(1.304)

(0.431)

 

(1.020)

(0.522)

Tschech. Rep. 96

  

0.065**

 

0.024

-0.122

   

(2.397)

 

(0.882)

(0.742)

Ostdeutschland

 

0.052***

0.083***

 

0.099***

-0.063

  

(2.809)

(2.763)

 

(3.300)

(0.320)

Ostdeutschland 96

  

-0.064**

 

-0.088***

-0.383*

   

(2.182)

 

(2.983)

(1.956)

Ostdeutschland 00

  

0.070**

 

0.025

-0.240

   

(2.226)

 

(0.808)

(1.161)

Slowak. Rep.

 

0.183***

0.223***

 

0.184***

-0.033

  

(5.861)

(6.436)

 

(5.344)

(0.158)

Ungarn

 

0.524***

0.369***

 

0.270***

0.108

  

(22.981)

(12.236)

 

(9.117)

(0.616)

Ungarn 96

  

0.398***

 

0.349***

0.136

   

(11.340)

 

(10.317)

(0.697)

Polen

 

0.364***

0.404***

 

0.365***

0.197

  

(17.115)

(15.523)

 

(13.796)

(1.247)

Slowenien

 

0.552***

0.592***

 

0.475***

0.468***

  

(23.658)

(21.346)

 

(17.342)

(2.839)

Bulgarien

 

0.416***

0.380***

 

0.253***

0.243

  

(17.781)

(11.394)

 

(7.510)

(1.124)

Bulgarien 96

  

0.135***

 

0.069*

-0.276

   

(3.583)

 

(1.869)

(1.103)

Estland

 

0.830***

0.870***

 

0.820***

1.195***

  

(19.122)

(18.942)

 

(17.820)

(4.272)

Russland

 

0.850***

0.511***

 

0.498***

0.512**

  

(29.479)

(14.638)

 

(13.740)

(2.260)

Russland 96

  

0.739***

 

0.638***

0.111

   

(15.830)

 

(13.728)

(0.372)

Sozialstruktur. Merkmale

      

Geschlecht (Frauen=1)

   

-0.031***

-0.039***

0.024

    

(3.096)

(4.146)

(0.725)

Alter (in Jahren)

   

-0.000

0.000

-0.000

    

(0.197)

(1.106)

(0.027)

Haushaltsgröße

   

0.028***

0.000

-0.023

    

(6.654)

(0.074)

(1.620)

Rel. Einkommen

   

-0.040***

-0.061***

-0.030

    

(3.483)

(5.520)

(1.033)

Kein Einkommen

   

-0.037*

0.014

0.014

    

(1.955)

(0.772)

(0.742)

Bildung (Casmin)

   

0.008**

-0.013***

-0.017

    

(2.105)

(3.689)

(1.087)

Unten-Oben-Skala

   

-0.070***

-0.028***

-0.028***

    

(21.178)

(8.014)

(7.873)

Selbständig

   

-0.043**

-0.029

-0.000

    

(2.280)

(1.583)

(0.004)

Arbeitslos

   

0.074***

0.099***

0.031

    

(3.089)

(4.418)

(0.376)

In Rente

   

0.045**

-0.001

0.089

    

(2.537)

(0.043)

(1.392)

Nicht Erwerbstätig

   

-0.012

-0.003

0.006

    

(0.460)

(0.116)

(0.241)

Bew. Einkommensungl.

   

0.158***

0.113***

0.115***

    

(26.232)

(19.603)

(19.730)

      

+ Int.

Konstante

0.669***

0.669***

0.669***

0.507***

0.431***

0.495***

 

(39.174)

(39.166)

(39.157)

(11.608)

(9.744)

(4.261)

Fälle

18881

18881

18881

18881

18881

18881

R-Quadrat

0.068

0.169

0.199

0.107

0.236

0.250

Datenbasis: ISJP; OLS-Regression mit robusten Schätzern; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Estland 1996.
*** sign. p ≤ 0.01; ** sign. p ≤ 0.05; * sign. p ≤ 0.10; T-Werte in Klammern.

Ein ähnliches Bild ergibt sich für die Berechnungen mit den ISSP-Daten (vgl. Tab. 32), die Berechnungen für mehr westliche Länder erlauben. Danach unterscheiden sich die Länder des liberalen Wohlfahrtsregimes erheblich voneinander (Modell 1). Während in Australien und der Schweiz deutlich weniger Ungerechtigkeit in der Einkommensverteilung wahrgenommen wird, wird in Großbritannien und Kanada mehr Ungerechtigkeit empfunden als in den Vereinigten Staaten. Bei den Ländern des konservativen Typs fällt auf, dass in Österreich die Einkommensverteilung als weniger ungerecht empfunden wird als in Westdeutschland, während sie in Frankreich als extrem ungerecht gilt, sogar weit ungerechter als in den Vereinigten Staaten und den anderen liberalen Wohlfahrtsregimes. In Ländern des sozialdemokratischen Regimes wird weitaus weniger Ungerechtigkeit empfunden, am geringsten in Norwegen und am vergleichsweise größten in Schweden. Bei den südeuropäischen Ländern ist sie in Italien am geringsten und in Portugal am höchsten. Damit unterscheidet sich Portugal nicht von den Vereinigten Staaten. Der positive Transformationseffekt kann wieder in Ländereffekte aufgespaltet werden und wird damit nicht mehr signifikant (Modell 2), weil sich Tschechien (Referenz), die Slowakei und Ungarn nicht von den USA als liberalem Typus unterscheiden. In Polen, Slowenien und Bulgarien wird geringfügig mehr Ungerechtigkeit wahrgenommen, während die Einkommensverteilung in Lettland und vor allem Russland deutlich bis dramatisch als ungerechter empfunden wird. In Ostdeutschland als speziellem Transformationsfall ist sie sogar geringer als in Tschechien und damit im Vergleich der Transformationsländer am niedrigsten. Der Blick auf die Entwicklung der Ungerechtigkeitsbewertung in den Ländern bestätigt wieder die bereits deskriptiv erläuterten Befunde (Modell 3). Insbesondere der starke Anstieg der Ungerechtigkeitswahrnehmung in Russland kann erwähnt werden, der auf die anhaltende Krise der russischen Wirtschaft und die zunehmend extremere Ungleichverteilung der Einkommen zurückgeführt werden kann. Der Modellanpassung verbessert sich, wenn die zeitliche Komponente eingebracht wird von 14 (nur Länder) auf 20 Prozent (mit Zeit). Die Länder-Zeit-Effekte schwächen sich unter Kontrolle von Strukturvariablen zwar leicht ab, bleiben aber weitgehend signifikant (Modell 5). Und unter Kontrolle landesspezifischer Interaktionseffekte verschwinden die Effekte - wie erwartet - weitgehend (Modell 6).

Tab. 32: Wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung nach Ländern (OLS-Regression, ISSP)

 

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

Land und Zeit

      

Ref. USA

      

USA 92

  

0.130***

 

0.101***

0.369

   

(3.316)

 

(2.587)

(1.339)

USA 87

  

-0.085**

 

-0.061*

-0.152

   

(2.397)

 

(1.707)

(0.566)

Großbritannien

0.036*

0.036*

0.038

 

0.006

0.245

 

(1.796)

(1.796)

(0.908)

 

(0.151)

(0.788)

Großbritannien 92

  

0.092**

 

0.089**

0.260

   

(2.420)

 

(2.417)

(0.754)

Großbritannien 87

  

-0.075**

 

-0.058

-0.190

   

(2.048)

 

(1.640)

(0.580)

Australien

-0.306***

-0.306***

-0.113***

 

-0.095***

0.075

 

(18.391)

(18.389)

(3.188)

 

(2.685)

(0.289)

Australien 92

  

-0.114***

 

-0.098***

0.003

   

(4.665)

 

(4.093)

(0.019)

Australien 87

  

-0.375***

 

-0.355***

-0.162

   

(16.446)

 

(15.931)

(0.980)

Kanada

0.107***

0.107***

0.111***

 

0.110***

0.019

 

(3.304)

(3.304)

(2.722)

 

(2.722)

(0.068)

Schweiz

-0.269***

-0.269***

-0.264***

 

-0.253***

-0.156

 

(11.278)

(11.276)

(7.661)

 

(7.343)

(0.661)

Westdeutschland

-0.187***

-0.187***

-0.304***

 

-0.299***

-0.327

 

(10.444)

(10.443)

(8.553)

 

(8.419)

(1.333)

Westdeutschland 92

  

0.149***

 

0.130***

0.087

   

(5.701)

 

(5.108)

(0.525)

Westdeutschland 87

  

0.147***

 

0.157***

0.151

   

(5.258)

 

(5.859)

(0.909)

Österreich

-0.130***

-0.130***

-0.259***

 

-0.280***

-0.259

 

(6.261)

(6.260)

(7.665)

 

(8.241)

(1.063)

Österreich 87

  

0.265***

 

0.241***

0.501**

   

(9.157)

 

(8.551)

(2.524)

Frankreich

0.239***

0.239***

0.244***

 

0.175***

0.383

 

(9.235)

(9.234)

(6.773)

 

(4.836)

(1.429)

Schweden

-0.189***

-0.189***

-0.185***

 

-0.178***

-0.154

 

(7.776)

(7.775)

(5.302)

 

(5.133)

(0.643)

Norwegen

-0.308***

-0.308***

-0.317***

 

-0.283***

-0.499**

 

(17.209)

(17.207)

(9.184)

 

(8.180)

(2.069)

Norwegen 92

  

0.019

 

0.012

0.082

   

(0.842)

 

(0.515)

(0.584)

Niederlande

-0.289***

-0.289***

-0.285***

 

-0.295***

-0.041

 

(13.944)

(13.943)

(8.773)

 

(9.112)

(0.177)

Italien

-0.296***

-0.296***

-0.291***

 

-0.360***

-0.221

 

(14.530)

(14.529)

(9.042)

 

(11.019)

(0.958)

Spanien

-0.195***

-0.195***

-0.191***

 

-0.222***

-0.193

 

(7.264)

(7.263)

(5.199)

 

(5.952)

(0.748)

Portugal

0.033

0.033

0.038

 

-0.080**

0.141

 

(1.300)

(1.300)

(1.054)

 

(2.184)

(0.557)

Transformation (Ref. Tschech.)

0.157***

-0.028

0.033

 

-0.044

0.371

 

(9.849)

(1.378)

(0.974)

 

(1.314)

(1.517)

Tschech. Rep. 92

  

-0.216***

 

-0.165***

-0.293

   

(8.262)

 

(6.289)

(1.586)

Ostdeutschland

 

-0.058***

-0.207***

 

-0.195***

-0.811***

  

(2.633)

(6.345)

 

(6.109)

(3.601)

Ostdeutschland 92

  

0.132***

 

0.097***

0.666***

   

(3.759)

 

(2.817)

(2.874)

Slowak. Rep.

 

-0.024

-0.090***

 

-0.129***

-0.262

  

(1.183)

(3.776)

 

(5.452)

(1.567)

Slowak. Rep. 92

  

0.038

 

0.079**

0.188

   

(0.991)

 

(2.045)

(0.660)

Ungarn

 

0.001

0.354***

 

0.306***

0.099

  

(0.031)

(10.417)

 

(9.001)

(0.405)

Ungarn 92

  

-0.192***

 

-0.152***

-0.107

   

(5.269)

 

(4.203)

(0.400)

Ungarn 87

  

-0.666***

 

-0.579***

-0.463**

   

(21.615)

 

(18.684)

(2.072)

Polen

 

0.246***

0.228***

 

0.216***

-0.168

  

(11.042)

(6.247)

 

(5.967)

(0.616)

Polen 92

  

-0.062*

 

-0.034

0.351

   

(1.649)

 

(0.900)

(1.186)

Slowenien

 

0.133***

0.001

 

0.009

-0.118

  

(6.324)

(0.040)

 

(0.325)

(0.599)

Slovenien 92

  

0.146***

 

0.157***

0.373*

   

(4.675)

 

(5.078)

(1.769)

Bulgarien

 

0.144***

0.088***

 

0.013

-0.330

  

(4.419)

(2.585)

 

(0.361)

(1.159)

Lettland

 

0.381***

0.325***

 

0.272***

-0.374

  

(11.694)

(9.529)

 

(8.034)

(1.532)

Russland

 

0.910***

1.447***

 

1.366***

1.128***

  

(28.635)

(29.374)

 

(27.755)

(3.394)

Russland 92

  

-0.985***

 

-0.924***

-0.766**

   

(17.638)

 

(16.554)

(2.108)

Sozialstruktur. Merkmale

      

Geschlecht (Frauen=1)

   

-0.029***

-0.023***

0.042

    

(3.861)

(3.280)

(0.712)

Alter (in Jahren)

   

0.001***

0.000

0.000

    

(5.100)

(0.680)

(0.244)

Haushaltsgröße

   

0.013***

0.004

0.012

    

(4.349)

(1.435)

(0.527)

Rel. Einkommen

   

-0.016**

-0.016**

0.053

    

(2.123)

(2.130)

(1.197)

Kein Einkommen

   

0.015

-0.008

-0.007

    

(1.152)

(0.693)

(0.631)

Bildung (Jahre)

   

0.014***

0.004***

0.014

    

(11.696)

(3.269)

(1.120)

Unten-Oben-Skala

   

-0.051***

-0.025***

-0.024***

    

(20.287)

(9.872)

(9.534)

Selbständig

   

-0.037***

-0.005

-0.086

    

(3.081)

(0.420)

(1.033)

Arbeitslos

   

0.052**

0.011

0.200

    

(2.514)

(0.570)

(0.663)

Nicht Erwerbstätig

   

-0.051***

-0.027***

-0.028***

    

(5.396)

(3.072)

(3.061)

Bew. Einkommensungl.

   

0.144***

0.106***

0.107***

    

(35.157)

(26.103)

(26.033)

Konflikt Arm/Reich

   

0.056***

0.017***

0.017***

    

(11.457)

(3.715)

(3.579)

      

+ Int.

Konstante

0.844***

0.844***

0.840***

0.121***

0.480***

0.301

 

(58.502)

(58.496)

(29.137)

(3.533)

(10.858)

(1.408)

Fälle

35387

35387

35387

35387

35387

35387

R-Quadrat

0.071

0.145

0.196

0.078

0.221

0.231

Datenbasis: ISSP; OLS-Regression mit robusten Schätzern; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Italien 1987, Polen 1987, Kanada 1992, Österreich 1992, Schweden 1992, Bulgarien 1992.
*** sign. p ≤ 0.01; ** sign. p ≤ 0.05; * sign. p ≤ 0.10; T-Werte in Klammern.

↓149

Diskussion

Insgesamt kann festgehalten werden, dass sich im Hinblick auf die westlich-kapitalistischen Ländern deutliche Unterschiede in der Ungerechtigkeitswahrnehmung finden lassen, auch bei solchen, die demselben Wohlfahrtsregime angehören. Damit kann nicht von einer Homogenität der Länder innerhalb eines wohlfahrtsstaatlichen Regimes im Blick auf das Ergebnis der Ungerechtigkeitswahrnehmung ausgegangen werden. Zwar kann die wohlfahrtsstaatliche Typologie - wie aufgezeigt wurde - durch die Gruppierung von Ländern durchaus einen Erklärungsbeitrag liefern und damit summa summarum auch einen Zusammenhang von Wohlfahrtsregime und wahrgenommener Ungerechtigkeit der Wohlstandverteilung aufzeigen. Allerdings offenbart die spezifische Länderanalyse trotz grober Bestätigung der wohlfahrtsstaatlichen Einflussmechanismen auch, dass die Länder innerhalb der Regime unterschiedliche Ungerechtigkeitsbewertungen hervorbringen, so dass in den Regime-Analysen zurecht auch die Gefahr einer gewissen Beliebigkeit und allzu starker Vereinfachung liegen dürfte. Denn die Länderauswahl und damit die Anzahl innerhalb der Regime kann das Ergebnis nachhaltig beeinflussen. Je nachdem, welches Land zu welchem Zeitpunkt ausgewählt oder mit Daten abgedeckt wird, wirkt sich dies auch auf den Einfluss der Typen aus. Ein zusammenfassender Überblick über das Niveau und die Entwicklung der wahrgenommenen Ungerechtigkeit in westlichen Ländern für das ISSP, geordnet nach Wohlfahrtsstaaten und kontrolliert nach sozialstrukturellen Merkmalen der Individuen, findet sich in Abb. 12.

Abb. 12: Wahrgenommene Ungerechtigkeit in westlichen Ländern unterschiedlicher Wohlfahrtsregimes (ISSP)

Datenbasis: ISSP; OLS-Regression mit robusten Schätzern; unstandardisierte Regressionskoeffizienten der wahrgenommenen Ungerechtigkeit unter Kontrolle individueller Strukturmerkmale der Befragten; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Italien 1987, Kanada 1992, Österreich 1992, Schweden 1992.
Anmerkung: A (Österreich), AU (Australien), CA (Kanada), CH (Schweiz), E (Spanien), F (Frankreich), I (Italien), N (Norwegen), NL (Niederlande), P (Portugal), S (Schweden), UK (Großbritannien), US (USA), WG (Westdeutschland).

↓150

Abgebildet sind die unstandardisierten Regressionskoeffizienten der Länder-Zeit-Effekte unter Kontrolle individueller Merkmale der Befragten, die sich aus dem Modell 5 der Regressionsanalyse in Tab. 32 ergeben. Es werden also reine Länder-Zeit-Effekte betrachtet, bei denen individuelle Strukturmerkmale konstant gehalten und damit ausgeschaltet sind. Der grobe Blick auf das Niveau der wahrgenommenen Ungerechtigkeit zeigt das erwartete Muster, dass die empfundene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung in liberalen Wohlfahrtstaaten etwas größer als in konservativen, in jedem Fall aber deutlich größer als in sozialdemokratischen Wohlfahrtsstaaten ist, die stärker für sozialen Ausgleich sorgen. Auffallend ist die stark empfundene Ungerechtigkeit in Frankreich im Vergleich zu den anderen Ländern des konservativen Wohlfahrtsregimes, für die sich auch anhand der Indikatoren zum sozialen Wandel dieses Landes augenscheinlich keine erklärende Interpretation anbietet. Großbritannien und die Vereinigten Staaten unterscheiden sich weder im Niveau noch in der Entwicklung und zählen damit zu den liberalen Wohlfahrtsländern, die die höchste wahrgenommene Einkommensungerechtigkeit aufweisen. Australien, das durch eine für liberale Wohlfahrtsstaaten vergleichsweise geringe soziale Ungleichheit der Einkommen mit steigender Tendenz geprägt ist, zeigt auch die geringste Ungerechtigkeitswahrnehmung mit ebenso steigender Tendenz. In Österreich und Westdeutschland nimmt die wahrgenommene Ungerechtigkeit über den gesamten Zeitraum auf das Niveau der sozialdemokratischen Wohlfahrtsländer ab, obwohl keine einschneidenden wohlfahrtsstaatlichen Reformen durchgeführt wurden und sich auch die tatsächliche Einkommensungleichheit kaum verändert hat. Die mediterranen Länder unterscheiden sich relativ stark voneinander. Zur Interpretation bietet sich die wirtschaftliche Situation dieser Länder an. Demnach ist in Portugal die geringste Wirtschaftsleistung der westlichen Länder gefolgt von Spanien zu finden, das sich vor allem durch eine hohe Arbeitslosigkeit auszeichnet. In Italien ist die wahrgenommene Ungerechtigkeit am geringsten, da dieses Land im Vergleich sowohl wirtschaftlich besser gestellt ist als auch am weitesten modernisiert gelten kann. Die bisherigen Analysen für westliche Länder haben gezeigt, dass wohlfahrtsstaatliche Einflüsse in ihrer unterschiedlichen soziale Ungleichheit generierenden Art bei grobem Blickwinkel und mit Einschränkung zu finden sind. Ferner können Länderunterschiede ausgemacht werden, wobei es weitgehend der Interpretation überlassen ist, wie diese erklärt werden können. Die anschließenden Analysen, die den Einfluss inhaltlich bestimmbarer struktureller Merkmale der Länder in Betracht ziehen, können weiteren Aufschluss über die makrostrukturelle Determination individueller Ungerechtigkeitswahrnehmungen geben.

Wird die Situation in postkommunistischen Transformationsländern in derselben Weise näher betrachtet (vgl. Abb. 13), können auch hier Niveau und Entwicklung der wahrgenommenen Ungerechtigkeit zusammengefasst werden. Zunächst kann festgehalten werden, dass sich die postkommunistischen Länder teilweise erheblich im wahrgenommenen Ausmaß an Einkommensungerechtigkeit unterscheiden. Während die Tschechische, die Slowakische Republik, Ostdeutschland, Bulgarien 1999 und Slowenien 1999 weniger oder genauso viel Ungerechtigkeit in der Einkommensverteilung wahrgenommen wird als in den Vereinigten Staaten 1999 (Referenz), ist sie in allen anderen Transformationsländern deutlich höher als in westlichen liberalen Wohlfahrtsstaaten. In Polen, Ungarn, Lettland und mit enormem Abstand in Russland ist die wahrgenommene Ungerechtigkeit größer. Mit Ausnahme von Ostdeutschland, der Slowakei und Slowenien steigt die wahrgenommene Ungerechtigkeit auch von 1992 auf 1999. Die durch Transformationsprozesse zunehmende soziale Ungleichheit wird also in diesen Ländern entsprechend mit einer höheren Ungerechtigkeitsbewertung subjektiv wahrgenommen. Besonders hervorgehoben werden soll auch die Situation in Ungarn 1987 vor dem Systemwechsel, die erfreulicherweise durch Daten belegt werden kann. Demnach ist die wahrgenommene Ungerechtigkeit in der Einkommensverteilung in diesem Land vor den Umbrüchen deutlich niedriger als nachher und bestätigt, dass die mit dem Systemwechsel tatsächlich angestiegene Einkommensungleichheit auch entsprechend als Ungerechtigkeit aus der Sicht der Bevölkerung empfunden wird.

Abb. 13: Wahrgenommene Ungerechtigkeit in postkommunistischen Ländern (ISSP)

Datenbasis: ISSP; OLS-Regression mit robusten Schätzern; unstandardisierte Regressionskoeffizienten der wahrgenommenen Ungerechtigkeit unter Kontrolle individueller Strukturmerkmale der Befragten; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Polen 1987, Bulgarien 1992.
Anmerkung: B (Bulgarien), CZ (Tschech. Rep.), EG (Ostdeutschland), H (Ungarn), LV (Lettland), PL (Polen), R (Russland), SK (Slowak. Rep.), SL (Slowenien).

↓151

Die vergleichsweise gute Stellung Ostdeutschlands im Rahmen der anderen postkommunistischen Länder und die aus internationaler Perspektive relativ gering wirkenden Unterschiede in der Ungerechtigkeitswahrnehmung in Ost- und Westdeutschland lässt die innerhalb Deutschlands geführten Debatten um eine Ost-West-Gerechtigkeitslücke in einem anderen Licht erscheinen. Aus internationaler Perspektive sind die Unterscheide zwischen West- und Ostdeutschland, was die Wahrnehmung von Ungerechtigkeit betrifft, nur marginal. Die Debatten über die Gerechtigkeitslücke können aus distanzierter internationaler Perspektive überzogen wirken.

9.3 Der Einfluss von Makroindikatoren

Ein bislang in der Forschung nur selten eingeschlagener Weg zur Erklärung von Ländereinflüssen auf individuelles Verhalten oder individuelle Einstellungen ist die inhaltlich genauere Bestimmung der Länder durch Indikatoren (z.B.Suhrcke, 2001). Dabei werden Länder nicht mehr als black box behandelt, indem ihr Einfluss in der Form von Dummy-Variablen bestimmt und inhaltlich vor einem plausiblen theoretischen Hintergrund erläutert wird, sondern der Einfluss von Indikatoren für diese Länder selbst wird getestet. Derartige Analysen sind nur bei einer großen Anzahl an Ländern geeignet und daher ist ein solches Vorgehen im Rahmen dieser Studie möglich. Freilich ist die Auswahl an vergleichbaren Indikatoren beschränkt, so dass hier das Bruttosozialprodukt als Maß der Wirtschaftskraft eines Landes, das Ausmaß an Arbeitslosigkeit, die tatsächliche Einkommensungleichheit und die Höhe der Sozialausgaben als Indikatoren getestet werden.

Werden die Zusammenhänge zunächst deskriptiv betrachtet, sind Einflüsse dieser Indikatoren festzustellen (vgl. Abb. 14 bis Abb. 21). Danach hängt das Ausmaß der Ungerechtigkeit in der Einkommensverteilung von der Höhe des Bruttosozialprodukts eines Landes ab (vgl. Abb. 14 und Abb. 15). Der Zusammenhang scheint nahe zu legen, dass je höher das Bruttosozialprodukt eines Landes ausfällt, weniger Ungerechtigkeit wahrgenommen wird. Der Grund hierfür liegt möglicherweise darin, dass Personen eine Verteilung dann als weniger ungerecht wahrnehmen, wenn es insgesamt mehr an Wohlstand in einer Gesellschaft zu verteilen gibt. Die Verteilung kann zwar auch bei größerem Wohlstandsvolumen genauso ungleich sein, sie wird jedoch weniger als ungerecht wahrgenommen, weil in der Regel die alle davon profitieren, wenn mehr verteilt wird. Da in westlichen Ländern das Bruttosozialprodukt insgesamt höher liegt als in postkommunistischen Ländern könnte es jedoch auch sein, dass dieser Effekt nur durch einen Ost-West-Effekt zustande kommt. Ob dies so ist, kann nur in der anschließenden multivariaten Analyse geklärt werden. Deskriptiv ist für beide Daten (ISJP und ISSP) jedoch dieser Zusammenhang zu finden.

↓152

Der Umfang an Arbeitslosigkeit in einer Gesellschaft scheint auf den ersten Blick keinen oder nur einen geringen positiven Effekt auf die Ungerechtigkeitswahrnehmung auszuüben (vgl. Abb. 16 und Abb. 17). Es wäre zu erwarten gewesen, dass die Ungerechtigkeitswahrnehmung mit zunehmender Arbeitslosigkeit steigt, da sich Arbeitslosigkeit als kollektives soziales Problem allgemein und grundsätzlich und nicht nur als individuelle Arbeitslosigkeit auch auf die individuelle Ungerechtigkeitsbewertung der Einkommen auswirkt. Dies kann in dem Sinne verstanden werden, dass wenn die Arbeitslosigkeit in einer Gesellschaft hoch ist, die Bereitschaft, eine Einkommensspreizung für gerecht zu finden, insgesamt niedriger ist.

Abb. 14: Bruttosozialprodukt und wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung (ISJP)

Datenbasis: ISJP; eigene Berechnung.

Abb. 15: Bruttosozialprodukt und wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung (ISSP)

Datenbasis: ISSP; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Alle Länder 1987, Österreich 1992.

↓153

Abb. 16: Arbeitslosigkeit und wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung (ISJP)

Datenbasis: ISJP; eigene Berechnung.

Abb. 17: Arbeitslosigkeit und wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung (ISSP)

Datenbasis: ISSP; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Italien 1987, Ungarn 1987, Polen 1987, Österreich 1992.

Vom Ausmaß der tatsächlichen Einkommensungleichheit einer Gesellschaft wird ein stark positiver Effekt erwartet. Dies scheint sich deskriptiv auch zu bestätigen. Denn in Ländern mit hoher Einkommensungleichheit ist die Bewertung der Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung umso höher (vgl. Abb. 18 und Abb. 19). Damit zeigt sich (wie später auch multivariat getestet wird), dass nicht nur die individuelle Position in der Gesellschaft und das dahinter stehende Motiv des Eigeninteresses Ungerechtigkeitsbewertungen beeinflusst, sondern eben auch das gesamtgesellschaftliche Ungleichheitsgefüge bzw. das Ausmaß an tatsächlicher Einkommensungleichheit. Die kollektive Situation der Einkommensverteilung beeinflusst individuelle Wahrnehmung und Bewertung (vgl. auchSuhrcke, 2001: 15).

↓154

Für die Sozialausgaben, die als ein Maß für die Umverteilung in einer Gesellschaft und damit auch für die Absicherung der Bevölkerung gelten, wurde ein negativer Zusammenhang auf die Ungerechtigkeitsbewertungen erwartet. In der Tat zeigt sich, dass die Ungerechtigkeit mit zunehmenden Sozialausgaben abnimmt (vgl. Abb. 20 und Abb. 21). Dieser Einfluss ist für westlich-kapitalistische Länder auch konform mit dem der wohlfahrtstaatlichen Regimes, auch wenn mit den Sozialausgaben nur die kompensatorische Dimension der wohlfahrtsstaatlichen Arrangements und weniger das normativ institutionalisierte Setting in Betracht gezogen wird. So bewirken in Schweden, Norwegen und den Niederlanden aber auch in Deutschland die hohen Sozialausgaben augenscheinlich eine deutlich geringere wahrgenommene Ungerechtigkeit als in Ländern, die weniger umverteilen und für soziale Sicherheit weniger ausgeben. Frankreich fällt im Übrigen diesbezüglich besonders als Ausreißer aus dem Rahmen, indem trotz hoher Sozialausgaben die Einkommensverteilung vergleichsweise äußerst ungerecht wahrgenommen wird.

Inwieweit diese deskriptiven Zusammenhänge tatsächlich unter Kontrolle von individuellen Strukturmerkmalen der Befragten zutreffen, kann nur multivariat getestet werden. Allerdings dürfen aufgrund der zu erwartenden Multikollinearität nicht alle Indikatoren in einem gemeinsamen Modell getestet werden. Es darf jeweils nur ein Indikator in einem Modell getestet werden, indem dieser die in vorhergehenden Analysen verwendeten Länder-Dummies ersetzt. Da die Koeffizienten und Effekte der einzelnen Indikatoren miteinander verglichen werden sollen, ist es notwendig, dass jeweils dasselbe Sample untersucht wird. Die Stichprobe ist aus diesem Grund jeweils geringer als in den vorangegangenen Analysen, weil nicht alle Länder mit allen Makrovariablen abgedeckt werden können und damit aus der Prüfung ausscheiden. Einzelne Analysen zu den Indikatoren zeigen jedoch dieselben Effekte, so dass hier nur das entscheidende Gesamtmodell mit einer allerdings geringeren Fallzahl vorgestellt wird (vgl. Tab. 33 und Tab. 34). Besonderes Augenmerk gilt dabei dem Unterschied zwischen postkommunistischen und westlichen Ländern, da untersucht und kontrolliert werden soll, inwieweit die Einflüsse der Indikatoren für postkommunistische und westlich-kapitalistische Länder jeweils unterschiedlich ist.

Abb. 18: Einkommensungleichheit (Gini) und wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung (ISJP)

Datenbasis: ISJP; eigene Berechnung. Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Estland 1996.

↓155

Abb. 19: Einkommensungleichheit (Gini) und wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung (ISSP)

Datenbasis: ISSP; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Italien 1987, Österreich 1992.

Abb. 20: Sozialausgaben und wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung (ISJP)

Datenbasis: ISJP; eigene Berechnung. Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Estland 1996.

Abb. 21: Sozialausgaben und wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung (ISSP)

Datenbasis: ISSP; eigene Berechnung. Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Italien 1987, Ungarn 1987, Österreich 1992, Russland 1992, Slowenien 1992 und 1999.

↓156

In Tab. 33 können die Ergebnisse der Regressionsanalysen zu den Einflüssen der Makroindikatoren auf die Wahrnehmung und Bewertung der Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung aus den Daten des ISJP betrachtet werden. Modell 1 und 2 stellen die Basis für die daran anschließenden Berechnungen zu den einzelnen Indikatoren dar. Für jeden der vier Makroindikatoren werden jeweils zunächst allgemein der Indikatoreinfluss und daran anschließend der Indikatoreinfluss in Interaktion mit dem Transformationseffekt ausgegeben, um zu kontrollieren, ob der allgemeine Einfluss des jeweiligen Makroindikators in westlich-kapitalistischen und postkommunistischen Ländern gleichermaßen gilt. Die bereits bekannten Effekte der Strukturmerkmale der Befragten erklären 11 Prozent der Varianz (Modell 1). Hinzu kommt ein positiver Transformationseffekt (d.h. mehr wahrgenommene Ungerechtigkeit in postkommunistischen Ländern), der zusammen mit den individuellen Merkmalen über 13 Prozent erklärt (Modell 2). Die Höhe des Bruttosozialproduktes als Maß der wirtschaftlichen Leistungsfähigkeit eines Landes beeinflusst die individuelle Wahrnehmung von Einkommensungerechtigkeit negativ. Der Zusammenhang zeigt, dass mit höherem Bruttosozialprodukt, die Einkommensverteilung einer Gesellschaft von den Menschen als weniger ungerecht bewertet wird. Wird zwischen dem Einfluss des Bruttosozialproduktes in westlich-kapitalistischen und postkommunistischen Ländern differenziert (Modell 4), finden sich ein deutlich geringerer Haupteffekt des Bruttosozialprodukts und ein noch geringerer Effekt in postkommunistischen Ländern. Das heißt, dass in postkommunistischen Ländern die Wirtschaftsleistung die individuell wahrgenommene Ungerechtigkeit stärker zu verringern vermag als in westlichen Ländern. Mehr wirtschaftlicher Erfolg in Osteuropa führt in Osteuropa stärker zu einer Abnahme der wahrgenommenen Ungerechtigkeit.

Die gesamtgesellschaftliche Arbeitslosigkeit wirkt sich dagegen allgemein positiv auf die Ungerechtigkeitswahrnehmung aus (Modell 5), in dem Sinne, dass je höher die Arbeitslosigkeit in den Ländern ist, desto mehr Ungerechtigkeit auch wahrgenommen wird. Der Interaktionseffekt für Transformationsländer ist jedoch negativ und kompensiert den positiven Haupteffekt der Arbeitslosigkeit, der in den ISJP-Daten nicht einmal mehr signifikant ist, sogar in die umgekehrte Richtung (Modell 6). In postkommunistischen Ländern wird mit zunehmender Arbeitslosigkeit weniger Ungerechtigkeit wahrgenommen. Dieser Befund wurde nicht erwartet. Möglicherweise hängt dieses Ergebnis stark von der Situation Ostdeutschlands und anderer Transformationsländer ab, die sich durch eine geringe Ungerechtigkeitswahrnehmung und hohe Arbeitslosigkeit auszeichnen. Allerdings muss dies einer genaueren Untersuchung in weiteren Studien überlassen werden.

Tab. 33: Makroeinflüsse auf die wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung (OLS-Regression, ISJP)

 

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

   

Sozialstruktur. Merkmale

         

Geschlecht (Frauen=1)

-0.033***

-0.037***

-0.038***

-0.038***

-0.033***

-0.038***

   
 

(3.117)

(3.517)

(3.647)

(3.722)

(3.107)

(3.659)

   

Alter (in Jahren)

0.000

0.000

0.000

0.000

0.000

0.000

   
 

(0.230)

(0.329)

(1.012)

(0.855)

(0.102)

(0.632)

   

Haushaltsgröße

0.026***

0.006

-0.010**

-0.011**

0.025***

0.005

   
 

(5.842)

(1.382)

(2.100)

(2.425)

(5.668)

(1.113)

   

Rel. Einkommen

-0.046***

-0.092***

-0.096***

-0.107***

-0.050***

-0.091***

   
 

(3.807)

(7.500)

(8.017)

(8.822)

(4.114)

(7.450)

   

Kein Einkommen

-0.021

0.004

0.031

0.028

-0.022

0.005

   
 

(1.095)

(0.194)

(1.632)

(1.452)

(1.121)

(0.277)

   

Bildung (Casmin)

0.010**

0.007*

0.004

0.005

0.010***

0.006*

   
 

(2.495)

(1.814)

(1.177)

(1.294)

(2.585)

(1.659)

   

Unten-Oben-Skala

-0.070***

-0.045***

-0.038***

-0.033***

-0.068***

-0.044***

   
 

(19.874)

(11.989)

(10.265)

(8.785)

(19.017)

(11.653)

   

Selbständig

-0.041**

-0.043**

-0.049***

-0.047**

-0.043**

-0.038**

   
 

(2.090)

(2.235)

(2.578)

(2.452)

(2.192)

(2.008)

   

Arbeitslos

0.083***

0.049**

0.114***

0.097***

0.069***

0.073***

   
 

(3.353)

(2.018)

(4.761)

(4.037)

(2.774)

(3.001)

   

In Rente

0.041**

0.001

0.005

-0.005

0.036*

0.004

   
 

(2.224)

(0.073)

(0.279)

(0.246)

(1.955)

(0.233)

   

Nicht Erwerbstätig

-0.036

-0.039

-0.013

-0.020

-0.041

-0.027

   
 

(1.424)

(1.552)

(0.521)

(0.821)

(1.616)

(1.070)

   

Bew. Einkommensungl.

0.166***

0.158***

0.141***

0.143***

0.166***

0.157***

   
 

(26.934)

(26.212)

(23.633)

(23.851)

(26.948)

(26.036)

   

Makrostruktur

         

Transformation

 

0.241***

 

0.242***

 

0.376***

   
  

(20.887)

 

(5.442)

 

(10.094)

   

Bruttosozialprodukt

  

-0.151***

-0.062***

     
   

(25.902)

(3.298)

     

Tr.*Bruttosozialprodukt

   

-0.069***

     
    

(3.487)

     

Arbeitslosigkeit

    

0.005***

0.002

   
     

(3.713)

(0.466)

   

Tr.*Arbeitslosigkeit

     

-0.013***

   
      

(2.693)

   

Gini-Koeffizient

         
          

Tr.*Gini-Koeffizient

         
          

Sozialausgaben

         
          

Tr.*Sozialausgaben

         
          

Konstante

0.442***

0.282***

0.706***

0.451***

0.396***

0.260***

   
 

(9.747)

(6.209)

(15.609)

(6.974)

(8.259)

(4.446)

   

Fälle

17372

17372

17372

17372

17372

17372

   

R-Quadrat

0.112

0.133

0.147

0.150

0.113

0.136

   
 

(7)

(8)

(9)

(10)

    

Sozialstruktur. Merkmale

        

Geschlecht (Frauen=1)

-0.036***

-0.037***

-0.039***

-0.038***

    
 

(3.521)

(3.721)

(3.793)

(3.730)

    

Alter (in Jahren)

0.001

0.001

0.000

0.000

    
 

(1.375)

(1.467)

(0.692)

(0.637)

    

Haushaltsgröße

0.027***

0.002

0.006

-0.011**

    
 

(6.425)

(0.561)

(1.376)

(2.361)

    

Rel. Einkommen

0.003

-0.060***

-0.050***

-0.095***

    
 

(0.227)

(5.332)

(4.282)

(8.003)

    

Kein Einkommen

-0.018

0.005

0.020

0.028

    
 

(0.961)

(0.290)

(1.056)

(1.494)

    

Bildung (Casmin)

-0.010***

-0.014***

-0.005

-0.004

    
 

(2.766)

(3.924)

(1.267)

(1.069)

    

Unten-Oben-Skala

-0.062***

-0.032***

-0.044***

-0.028***

    
 

(18.737)

(9.024)

(12.246)

(7.610)

    

Selbständig

-0.048**

-0.039**

-0.045**

-0.034*

    
 

(2.446)

(2.057)

(2.343)

(1.820)

    

Arbeitslos

0.149***

0.117***

0.122***

0.108***

    
 

(6.241)

(5.056)

(5.100)

(4.562)

    

In Rente

0.048***

-0.002

0.030*

0.006

    
 

(2.691)

(0.119)

(1.671)

(0.304)

    

Nicht Erwerbstätig

0.023

-0.002

0.013

-0.011

    
 

(0.938)

(0.067)

(0.530)

(0.457)

    

Bew. Einkommensungl.

0.135***

0.118***

0.148***

0.139***

    
 

(22.381)

(20.230)

(24.760)

(23.401)

    

Makrostruktur

        

Transformation

 

-0.737***

 

0.810***

    
  

(11.141)

 

(17.976)

    

Bruttosozialprodukt

        
         

Tr.*Bruttosozialprodukt

        
         

Arbeitslosigkeit

        
         

Tr.*Arbeitslosigkeit

        
         

Gini-Koeffizient

3.362***

0.472**

      
 

(30.067)

(2.271)

      

Tr.*Gini-Koeffizient

 

3.678***

      
  

(15.332)

      

Sozialausgaben

  

-0.024***

-0.003***

    
   

(23.907)

(2.734)

    

Tr.*Sozialausgaben

   

-0.028***

    
    

(15.192)

    

Konstante

-0.345***

0.304***

1.006***

0.421***

    
 

(6.765)

(4.126)

(20.293)

(8.007)

    

Fälle

17372

17372

17372

17372

    

R-Quadrat

0.180

0.222

0.147

0.166

    

Datenbasis: ISJP, OLS-Regression mit robusten Schätzern; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Slowenien 1991, Russland 1991, Estland 1996.
Bruttosozialprodukt in US-$ je 10.000 Einwohner, Arbeitslosigkeit in Prozent, Sozialausgaben in Prozent des Bruttoinlandsprodukts.
*** sign. p ≤ 0.01; ** sign. p ≤ 0.05; * sign. p ≤ 0.10; T-Werte in Klammern.

↓157

Inwieweit die tatsächliche soziale Ungleichheit einen Einfluss auf die wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung ausübt, verdeutlicht der Effekt des Gini-Koeffizienten (Modell 7). Die Erwartung eines starken positiven Effekts wird erfüllt. Je höher die tatsächliche soziale Ungleichheit in der Einkommensverteilung, desto mehr wird diese als Ungerechtigkeit wahrgenommen. Die tatsächliche Situation der Einkommensverteilung einer Gesellschaft hat also einen Einfluss auf Gerechtigkeitsurteile der Menschen. Wird zwischen postkommunistischen und westlich-kapitalistischen Ländern unterschieden, zeigen die Analysen, dass höhere Einkommensungleichheit in postkommunistischen Ländern die wahrgenommene Ungerechtigkeit um ein mehrfaches verstärkt als in westlichen Ländern (Modell 8). Dass sich die tatsächliche Einkommensverteilung stärker auf die individuelle Beurteilung auswirkt als im Westen lässt umgekehrt die auch die Schlussfolgerung zu, dass postkommunistische Länder die wahrgenommene Ungerechtigkeit der Bevölkerung durch umverteilende Maßnahmen senken können.

Die Höhe der Sozialausgaben wirkt - wie erwartet - vermindernd auf die wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung, das heißt, je höher die Sozialausgaben sind, als desto weniger ungerecht wird die Einkommensverteilung in einer Gesellschaft bewertet (Modell 9). Auch hier gilt aufgrund des stärkeren Interaktionseffektes, dass in postkommunistischen Ländern die wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung mit höheren Sozialausgaben deutlich stärker gesenkt werden kann als in westlichen Ländern (Modell 10).

Da die Fallzahl in den einzelnen Modellen gleich ist und auch dieselben Fälle analysiert werden, ist ein unmittelbarer Vergleich zwischen den Modellen möglich. Die T-Werte der Indikatoren und die Modellanpassung geben Auskunft über die Stärke des Erklärungsbeitrags der Makroindikatoren. Demnach erklärt die tatsächliche Einkommensverteilung einer Gesellschaft am besten die wahrgenommene Ungerechtigkeit, gefolgt von der Wirtschaftskraft und den Sozialausgaben, während das soziale Problem der Arbeitslosigkeit nur wenig mehr zu erklären vermag. Dies heißt im Umkehrschluss, dass die politischen Akteure, wenn sie das Ziel verfolgen sollten, mehr Einkommensgerechtigkeit in einer Gesellschaft zu realisieren, am wirkungsvollsten ansetzen können, wenn sie die Einkommensungleichheit mit Maßnahmen des sozialen Ausgleichs bekämpfen, für eine stärkere Wirtschaftskraft sorgen und die Sozialausgaben erhöhen.

↓158

Die Berechnungen, die sich aus den Daten des ISSP mit einer größeren Fallzahl ergeben, offenbart keine wesentlich neue Einsicht (vgl. Tab. 34). Der Einfluss der gesamtgesellschaftlichen Arbeitslosigkeit kann nunmehr tatsächlich als gegenläufiger Ost-West-Effekt bestätigt werden. Zunehmende Arbeitslosigkeit vergrößert als kollektives soziales Problem die individuell wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung, in postkommunistischen Transformationsländern dagegen wird dieser Effekt durch einen mehr als kompensierenden negativen Interaktionseffekt vermindert. Für dieses unerwartete Ergebnis kann augenfällig keine überzeugende Begründung gegeben werden. Außerdem kann festgehalten werden, dass der stark positive Einfluss der tatsächlichen Einkommensungleichheit in den ISSP-Daten mit einer breiteren Länderbasis wesentlich stärker in westlichen und postkommunistischen Ländern ist und damit die vorangegangenen Ausführungen unterstützt.

Tab. 34: Makroeinflüsse auf die wahrgenommene Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung (OLS-Regression, ISSP)

 

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

   

Sozialstruktur. Merkmale

         

Geschlecht (Frauen=1)

-0.038***

-0.040***

-0.037***

-0.039***

-0.036***

-0.039***

   
 

(4.039)

(4.276)

(3.989)

(4.225)

(3.875)

(4.218)

   

Alter (in Jahren)

0.002***

0.001***

0.001***

0.001***

0.002***

0.001***

   
 

(4.793)

(3.991)

(3.815)

(3.791)

(4.474)

(3.863)

   

Haushaltsgröße

0.018***

0.008**

0.001

0.002

0.013***

0.008**

   
 

(4.860)

(2.255)

(0.337)

(0.598)

(3.546)

(2.025)

   

Rel. Einkommen

-0.011

-0.039***

-0.047***

-0.041***

-0.020**

-0.040***

   
 

(1.092)

(4.028)

(4.897)

(4.295)

(2.098)

(4.091)

   

Kein Einkommen

-0.000

0.005

0.003

0.010

-0.001

0.001

   
 

(0.025)

(0.318)

(0.194)

(0.696)

(0.064)

(0.089)

   

Bildung (Jahre)

0.015***

0.011***

0.012***

0.010***

0.015***

0.011***

   
 

(9.879)

(7.425)

(8.102)

(6.312)

(10.041)

(7.293)

   

Unten-Oben-Skala

-0.057***

-0.038***

-0.033***

-0.032***

-0.053***

-0.037***

   
 

(18.234)

(11.473)

(10.265)

(9.844)

(16.821)

(11.276)

   

Selbständig

-0.000

-0.005

-0.014

-0.012

-0.002

-0.005

   
 

(0.031)

(0.313)

(0.925)

(0.743)

(0.102)

(0.304)

   

Arbeitslos

0.020

-0.019

-0.011

-0.006

-0.001

-0.016

   
 

(0.823)

(0.806)

(0.473)

(0.260)

(0.037)

(0.694)

   

Nicht Erwerbstätig

-0.049***

-0.053***

-0.056***

-0.057***

-0.052***

-0.053***

   
 

(4.150)

(4.526)

(4.768)

(4.863)

(4.415)

(4.549)

   

Bew. Einkommensungl.

0.131***

0.116***

0.115***

0.117***

0.125***

0.117***

   
 

(24.349)

(21.835)

(21.811)

(22.149)

(23.168)

(21.826)

   

Konflikt Arm/Reich

0.088***

0.081***

0.078***

0.081***

0.089***

0.082***

   
 

(14.191)

(13.260)

(12.794)

(13.233)

(14.318)

(13.262)

   

Makrostruktur

         

Transformation

 

0.200***

 

0.246***

 

0.275***

   
  

(19.134)

 

(9.631)

 

(10.175)

   

Bruttosozialprodukt

  

-0.122***

-0.027***

     
   

(23.208)

(2.600)

     

Tr.*Bruttosozialprodukt

   

-0.149***

     
    

(10.572)

     

Arbeitslosigkeit

    

0.011***

0.004**

   
     

(9.091)

(2.218)

   

Tr.*Arbeitslosigkeit

     

-0.008***

   
      

(3.049)

   

Gini-Koeffizient

         
          

Tr.*Gini-Koeffizient

         
          

Sozialausgaben

         
          

Tr.*Sozialausgaben

         
          

Konstante

0.130***

0.109**

0.378***

0.172***

0.048

0.080*

   
 

(2.924)

(2.481)

(8.463)

(3.509)

(1.050)

(1.758)

   

Fälle

23960

23960

23960

23960

23960

23960

   

R-Quadrat

0.079

0.093

0.100

0.103

0.082

0.093

   
 

(7)

(8)

(9)

(10)

    

Sozialstruktur. Merkmale

        

Geschlecht (Frauen=1)

-0.031***

-0.031***

-0.038***

-0.037***

    
 

(3.391)

(3.579)

(4.087)

(4.058)

    

Alter (in Jahren)

0.001***

0.001*

0.001***

0.001***

    
 

(3.009)

(1.903)

(3.437)

(3.586)

    

Haushaltsgröße

0.018***

-0.000

0.012***

0.004

    
 

(4.852)

(0.127)

(3.285)

(1.025)

    

Rel. Einkommen

0.017*

-0.030***

-0.004

-0.034***

    
 

(1.862)

(3.361)

(0.428)

(3.585)

    

Kein Einkommen

-0.005

-0.013

-0.004

0.000

    
 

(0.344)

(0.937)

(0.255)

(0.019)

    

Bildung (Jahre)

0.013***

0.006***

0.010***

0.008***

    
 

(9.019)

(4.477)

(6.489)

(5.093)

    

Unten-Oben-Skala

-0.056***

-0.020***

-0.048***

-0.028***

    
 

(18.591)

(6.573)

(15.431)

(8.819)

    

Selbständig

-0.016

-0.024

-0.010

-0.001

    
 

(1.034)

(1.572)

(0.622)

(0.088)

    

Arbeitslos

0.055**

-0.008

0.023

-0.002

    
 

(2.445)

(0.352)

(1.004)

(0.068)

    

Nicht Erwerbstätig

-0.032***

-0.048***

-0.043***

-0.051***

    
 

(2.853)

(4.314)

(3.698)

(4.396)

    

Bew. Einkommensungl.

0.130***

0.107***

0.134***

0.117***

    
 

(24.768)

(20.943)

(25.147)

(22.213)

    

Konflikt Arm/Reich

0.041***

0.022***

0.072***

0.079***

    
 

(6.963)

(3.781)

(11.750)

(12.985)

    

Makrostruktur

        

Transformation

 

-0.554***

 

1.020***

    
  

(9.515)

 

(19.227)

    

Bruttosozialprodukt

        
         

Tr.*Bruttosozialprodukt

        
         

Arbeitslosigkeit

        
         

Tr.*Arbeitslosigkeit

        
         

Gini-Koeffizient

3.832***

2.717***

      
 

(32.175)

(21.513)

      

Tr.*Gini-Koeffizient

 

3.101***

      
  

(14.493)

      

Sozialausgaben

  

-0.019***

-0.005***

    
   

(20.451)

(5.265)

    

Tr.*Sozialausgaben

   

-0.042***

    
    

(17.044)

    

Konstante

-0.817***

-0.503***

0.612***

0.225***

    
 

(15.257)

(9.639)

(12.404)

(4.542)

    

Fälle

23960

23960

23960

23960

    

R-Quadrat

0.147

0.197

0.099

0.126

    

Datenbasis: ISSP, OLS-Regression mit robusten Schätzern; eigene Berechnung.
Aufgrund fehlender Variablen ausgeschlossen: Alle Länder 1987, Kanada 1992, Österreich 1992, Schweden 1992, Slowenien 1992 und 1999, Bulgarien 1992, Russland 1992.
Bruttosozialprodukt in US-$ je 10.000 Einwohner, Arbeitslosigkeit in Prozent, Sozialausgaben in Prozent des Bruttoinlandsprodukts.
*** sign. p ≤ 0.01; ** sign. p ≤ 0.05; * sign. p ≤ 0.10; T-Werte in Klammern.

Diskussion

↓159

Die Effekte der getesteten Makroindikatoren können als inhaltlich nähere Bestimmungen von Ländern jeweils einen eigenständigen Beitrag zur Erklärung individueller Ungerechtigkeitswahrnehmungen liefern. Dadurch dass die Modelle aufgrund derselben Fallzahl unmittelbar verglichen werden können, ist der Beitrag jedes einzelnen Indikators bestimmbar und am Zuwachs des R-Quadrats abzulesen. In beiden Datensätzen kommt der tatsächlichen sozialen Ungleichheit, die anhand des Gini-Koeffizienten gemessen wurde, mit Abstand die größte Bedeutung zu. Nur etwas geringer ist der Einfluss der wirtschaftlichen Leistungsfähigkeit der Länder. Schließlich erklärt die Höhe der Sozialausgaben am drittbesten, während das Ausmaß an Arbeitslosigkeit vergleichsweise am wenigsten die Varianz der individuellen Ungerechtigkeitswahrnehmung aufzuklären vermag. Am starken Einfluss des Gini-Koeffizienten, aber auch an den anderen Indikatoren, kann resümiert werden, dass die Bevölkerung in ihren individuellen Bewertungen die tatsächliche strukturelle Situation eines Landes in ihre Bewertungen einbezieht. Nicht nur individuelle Motive wie das eigene Interesse, altruistische Werthaltungen oder kollektiv rationale Überlegungen, die sich empirisch an der sozialstrukturellen Verortung der Individuen festmachen lassen, sondern auch die tatsächliche wirtschaftliche und soziale Lage der Länder hat offensichtlich einen Einfluss auf individuelle Wahrnehmungen wie die der Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung. Die Makroeinflüsse wirken also unter Kontrolle der sozialen Position der Individuen auch wenn sie nicht ganz so viel wie individuelle Strukturmerkmale für sich genommen zu erklären vermögen.

Für politische Entscheidungsträger lassen sich Schlussfolgerungen darüber ableiten, wie die von der Bevölkerung wahrgenommene Ungerechtigkeit in der Einkommensverteilung am wirkungsvollsten auch über die Makrostruktur abgebaut werden kann. Demnach ist es die Einkommensungleichheit, die am stärksten die Ungerechtigkeitswahrnehmung beeinflusst und deren Verringerung daher am wirksamsten einzusetzen wäre, um die wahrgenommene Ungerechtigkeit zu verringern. Mit etwas geringerer Wirkung können die Empfindung von Ungerechtigkeit auch eine stärkere Wirtschaftsleistung und höhere Sozialausgaben vermindern. Damit kann freilich insgesamt betont werden, dass es vor allem wohlfahrtsstaatliche Maßnahmen sein müssten, die mit höherer Wirtschaftsleistung einhergehen, durch die die wahrgenommene Einkommensungerechtigkeit in einer Gesellschaft verringert werden kann. Die Stärke der kompensatorischen Dimension des Wohlfahrtsstaates trägt maßgeblich dazu bei, wie stark die Ungerechtigkeit der Einkommensverteilung empfunden wird.

Bisher wurden Ergebnisse zur Wahrnehmung und Bewertung konkreter Verteilungsergebnisse vorgestellt. Damit wurden aus gerechtigkeitstheoretischer Perspektive Aspekte der Ergebnisbewertungsgerechtigkeit näher betrachtet. Und es wurden - wie dies für ergebnisbezogene Bewertungen zu vermuten war - überwiegend starke sozialstrukturelle und makrostrukturelle Effekte festgestellt. Nun kann der Frage nachgegangen werden, inwieweit wohlfahrtsstaatliche Regimes, Länder und auch Makroindikatoren Einstellungen zur sozialen Ungleichheit determinieren.


Fußnoten und Endnoten

63  An dieser Stelle sei nochmals darauf hingewiesen werden, dass die Variable "Kein Einkommen" nicht inhaltlich so zu interpretieren ist, als ob diese Befragten kein Einkommen hätten, sondern als instrumentelle Variable zu verstehen ist, die imputierte Werte für all jene Fälle kontrolliert, die aus diversen Gründen (z.B. durch Verweigerung etc.) keine gültige Einkommensangabe aufweisen und daher einen imputierten, d..h. geschätzten Einkommenswert erhalten haben.

64  Auf einzelne Interaktionseffekte wird im Rahmen dieser Studie nicht weiter eingegangen, da sie im Rahmen der hier verfolgten Fragestellung nicht im Vordergrund stehen. Die vollständigen Modelle, die über die Interaktionseffekte genauer Auskunft geben, können Interssierte im Internet einsehen unter: http://www.isjp.de/download/lippl_diss_zusatzanhang.pdf



© Die inhaltliche Zusammenstellung und Aufmachung dieser Publikation sowie die elektronische Verarbeitung sind urheberrechtlich geschützt. Jede Verwertung, die nicht ausdrücklich vom Urheberrechtsgesetz zugelassen ist, bedarf der vorherigen Zustimmung. Das gilt insbesondere für die Vervielfältigung, die Bearbeitung und Einspeicherung und Verarbeitung in elektronische Systeme.
DiML DTD Version 4.0Zertifizierter Dokumentenserver
der Humboldt-Universität zu Berlin
HTML-Version erstellt am:
18.07.2006