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Biografische Einflussfaktoren auf den Gender Pension Gap – Ein Kohortenvergleich für Westdeutschland

Biographical influences on the Gender Pension Gap—a cohort comparison for West Germany

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Zusammenfassung

Gesellschaftliche Veränderungen, wie die steigende Zahl von Ehescheidungen und der hohe Anteil nicht-ehelicher Lebensgemeinschaften, führen zu einer wachsenden Bedeutung einer eigenständigen, armutsvermeidenden Alterssicherung von Frauen. Zwar erscheint dieses Ziel aufgrund der gestiegenen Erwerbsbeteiligung von Frauen zunehmend erreichbar, Ungleichheiten auf dem Arbeitsmarkt wirken sich allerdings weiterhin negativ auf die Erwerbs- und Einkommenschancen von Frauen aus. Der Einfluss verschiedener erwerbsbiografischer Faktoren auf den Gender Pension Gap, also den Unterschied zwischen den Alterseinkommen von Männern und Frauen, wird hier mit den Daten „Altersvorsorge in Deutschland (AVID) 2005“ für Westdeutschland untersucht. Verglichen werden die projizierten Alterseinkünfte im Hinblick auf die gesetzliche, betriebliche und private Vorsorge für zwei Kohorten: 1942–1946 sowie 1957–1961 Geborene. Mit Hilfe einer Oaxaca-Blinder-Dekomposition wird der Anteil verschiedener Erklärungsfaktoren an der Entstehung der Lücke quantifiziert. Die Studie kommt zu dem Ergebnis, dass bislang weder die gestiegene Bildungsbeteiligung von Frauen noch ihre zunehmende Erwerbsbeteiligung zu einer deutlichen Verringerung des Gender Pension Gaps geführt haben. Dieser beträgt bei den Alterseinkommen insgesamt auch für die jüngere Kohorte noch 51 %, im Vergleich zu 58 % in der älteren Kohorte. Die multivariaten Ergebnisse zeigen, dass es vor allem der Vollzeit-Teilzeit-Gap ist, der den weiterhin großen Unterschied in den Alterseinkommen von Männern und Frauen verursacht.

Abstract

Societal changes, such as the increasing number of divorces and the high proportion of non-married couples, lead to a rising importance of individual old-age incomes above the poverty line for women. Although this goal seems increasingly attainable due to a rise in female employment participation, inequalities on the labor market continue to have negative implications for women’s career and earning potential. Based on data on “Old Age Provisions in Germany (AVID) 2005” this study analyzes the influence of different aspects of employment histories on the gender pension gap in West Germany. We compare projected old-age incomes including statutory pension entitlements, occupational and private pensions for two cohorts born in 1942–1946 and 1957–1961. Using Oaxaca-Blinder decomposition techniques we quantify the share of different factors in explaining the gender pension gap. The study concludes that so far neither women’s higher levels of education nor their increased employment participation have led to a distinct reduction in the gender pension gap. It still amounts to 51 % for the younger cohort, compared to 58 % for the older cohort. Multivariate results show that it is mainly the gap between full-time and part-time employment which causes the continuously large difference in men’s and women’s old-age incomes.

Einleitung

Ein wichtiger Indikator für kumulative Ungleichheiten in den Erwerbsbiografien von Männern und Frauen ist die Alterssicherung. Diese Einschätzung zielt zunächst auf das gesetzliche Rentenversicherungssystem als obligatorische und wichtigste Komponente der Alterssicherung, lässt sich aber auch auf die freiwillige betriebliche und private Ebene der Alterssicherung beziehen.

Die Leistungen der gesetzlichen Rentenversicherung (GRV) beruhen auf dem sogenannten Äquivalenzprinzip, d.h. der ausgezahlte Betrag ist abhängig vom versicherungspflichtigen Arbeitseinkommen im gesamten Erwerbsverlauf der Person. Diese Erwerbszentrierung des Alterssicherungssystems führt dazu, dass unbezahlte Tätigkeiten, wie die Erziehung von Kindern, nur für eine vergleichsweise kurze Zeit kompensiert werden und dass sich das Lebenszeiteinkommen stark in der Höhe der Alterssicherung niederschlägt (Rake 1999). Aber auch in der betrieblichen Alterssicherung, die ebenfalls eng an die Erwerbstätigkeit geknüpft ist, und in der privaten Alterssicherung, die vor allem von der Höhe des verfügbaren Einkommens abhängt, erwerben Frauen deutlich niedrigere Ansprüche (Heien et al. 2007).

Angesichts der niedrigen eigenständigen Rentenansprüche von Frauen vor allem in Westdeutschland kommt ihrer Absicherung im Haushaltskontext und über sogenannte abgeleitete Rentenansprüche eine wichtige Rolle bei der Vermeidung von Altersarmut zu.Footnote 1 Aufgrund ihrer Kosten wie ihrer Verteilungs- und Anreizwirkungen werden abgeleitete Renten allerdings zunehmend kritisiert (Klammer 2005). Außerdem führen verschiedene gesellschaftliche Veränderungen, wie die hohe Zahl von Ehescheidungen sowie der steigende Anteil nicht-ehelicher Lebensgemeinschaften, dazu, dass eine eigenständige Alterssicherung für Frauen immer wichtiger wird (Stegmann 2003).

Aufgrund des kontinuierlichen Anstiegs der Frauenerwerbstätigkeit seit dem Ende des zweiten Weltkriegs scheint eine auskömmliche eigenständige Absicherung von Frauen zunehmend erreichbarer (Allmendinger et al. 2008). Es gibt allerdings weiterhin zahlreiche Ungleichheiten zwischen Männer- und Frauen-Erwerbsbiografien. So weisen Frauen instabilere Karriereverläufe auf (Falk 2005) und sie verdienen – auch in vergleichbaren Jobs und Firmen vergleichbarer Größe – deutlich weniger als Männer (Achatz et al. 2005; Hinz und Gartner 2005). Frauen unterbrechen ihre Erwerbstätigkeit häufiger wegen der Geburt und Erziehung von Kindern und der Pflege hilfsbedürftiger Angehöriger und sind nach Erwerbsunterbrechungen öfter von Phasen der Nicht-Erwerbstätigkeit betroffen (Drobnič et al. 1999; Bender et al. 2000). In Deutschland führen Negativanreize durch das Ehegattensplitting und eine im internationalen Vergleich vergleichsweise großzügige Familienpolitik außerdem dazu, dass insbesondere verheiratete westdeutsche Frauen dem Arbeitsmarkt entweder gänzlich fernbleiben oder in Teilzeit bzw. geringfügiger Beschäftigung arbeiten (Thenner 2000). In jüngeren Kohorten ist in Westdeutschland ein abnehmender Anteil an Hausfrauen-Biografien zu erkennen, dafür nehmen diskontinuierliche und Teilzeit-Erwerbsbiografien zu (Simonson et al. 2011).

All diese Faktoren tragen dazu bei, dass eine Vielzahl von Frauen keine dem Leitbild der deutschen Sozialversicherung entsprechende, kontinuierliche Vollzeiterwerbsbiografie mit zumindest durchschnittlichem Einkommen aufweist (Allmendinger et al. 1991). Erwerbsbiografien, die diesem Leitbild nicht entsprechen, führen zu geringen eigenständigen gesetzlichen Rentenansprüchen (Rasner 2006). Auch die betriebliche Altersversorgung sowie die private Vorsorge sind eng an die Erwerbstätigkeit gebunden bzw. hängen von der Sparfähigkeit ab. Die unterschiedlichen Erwerbsverläufe führen daher zu einer Lücke zwischen der Alterssicherung von Männern und Frauen, die – in Anlehnung an Einkommensunterschiede zwischen den Geschlechtern – als Gender Pension Gap bezeichnet wird.

Es ist ein erklärtes Ziel europäischer Politik, Alterssicherungssysteme an die veränderten sozialen und ökonomischen Rollen von Männern und Frauen anzupassen sowie die Vereinbarkeit von Beruf und Familie zu fördern (European Commission 2003, 2012). In Deutschland sind im gesetzlichen Rentenversicherungssystem in den letzten Jahrzehnten kompensatorische Leistungen für Kindererziehungszeiten ausgebaut worden, obwohl Reformen insgesamt auf einen Rückbau der Sicherungsleistungen zielten. Gleichzeitig haben sich auch im Bereich der betrieblichen und privaten Altersvorsorge Veränderungen ergeben, die geschlechtsspezifische Auswirkungen auf die Alterssicherung haben. Die Frage ist, wie sich diese Maßnahmen auf den Gender Pension Gap in den verschiedenen Säulen des Alterssicherungssystems auswirken. Insbesondere die Rolle betrieblicher Altersversorgung sowie der staatlichen Förderung privater Zusatzversicherungen für Ungleichheiten in der Alterssicherung von Männern und Frauen ist bisher wenig erforscht, da geschlechtsspezifische Daten über die betriebliche und private Altersvorsorge in vielen Ländern, so auch in Deutschland, noch wenig vorhanden sind.

Die vorliegende Studie will hier in verschiedener Hinsicht einen Beitrag leisten: Auf der Basis von Daten, die sowohl detaillierte Informationen über Erwerbsbiografien als auch über Anwartschaften auf den verschiedenen Ebenen der gesetzlichen, betrieblichen und privaten Alterssicherung bieten, können bisherige Studien ergänzt werden, die sich vor allem mit der gesetzlichen Alterssicherung von Männern und Frauen beschäftigen bzw. wenige Längsschnittinformationen über den gesamten Lebensverlauf zur Verfügung haben. Wir untersuchen zunächst den Einfluss rentenrechtlicher Regelungen auf den Gender Pension Gap in zwei Kohorten, indem die gesetzlichen Renten aus eigener Beschäftigung den gesamten gesetzlichen Renten gegenübergestellt werden, die darüber hinaus Kompensationen, beispielsweise für Kindererziehungszeiten oder Arbeitslosigkeit, enthalten. Ferner analysieren wir den Einfluss weiterer Sicherungssysteme auf den Gender Pension Gap, indem wir die gesetzlichen Renteneinkünfte mit den gesamten Alterseinkünften, einschließlich der betrieblichen und privaten Altersvorsorge, vergleichen.

Um verschiedene biografische Einflussfaktoren auf den Gender Pension Gap näher zu beleuchten, werden im Folgenden zweiten Abschnitt zunächst theoretische Überlegungen sowie institutionelle Rahmenbedingungen in Deutschland vorgestellt. Im dritten Abschnitt werden die Ergebnisse bisheriger Untersuchungen dargestellt. Im Anschluss werden im vierten Abschnitt die Daten und die methodische Herangehensweise der vorliegenden Studie erläutert bevor im fünften und sechsten Abschnitt die empirischen Ergebnisse vorgestellt und schließlich diskutiert werden.

Theoretische Überlegungen und institutionelle Rahmenbedingungen

Das Entstehen unterschiedlicher Rentenansprüche von Männern und Frauen lässt sich anhand von lebensverlaufstheoretischen Überlegungen darstellen (Mayer 1989; Mayer und Müller 1989). Innerhalb dieses Erklärungsrahmens wird der Lebensverlauf als ein „endogener Kausalzusammenhang“ (Mayer und Blossfeld 1990: 311) konzeptualisiert, d.h. es wird davon ausgegangen, dass die Auswirkungen früherer Entscheidungen und Lebensbedingungen den späteren Lebensverlauf strukturieren. In Bezug auf Bildungs- und Erwerbskarrieren findet sich diese Idee auch in der Theorie kumulativer Vor- bzw. Nachteile (für einen Überblick vgl. DiPrete und Eirich 2006). Diese geht davon aus, dass sich Vor- oder auch Nachteile auf dem Arbeitsmarkt über den Lebensverlauf kumulieren (Merton 1973, 1988).

Diese Kumulation beginnt früh im Lebensverlauf mit der geschlechtsspezifischen Entscheidung für bestimmte Ausbildungsberufe, vor allem im Dienstleistungssektor, bzw. mit einer geschlechtsspezifischen Studienfachwahl, die mit niedrigeren beruflichen Statuspositionen bzw. schlechterer Entlohnung verbunden sind (Leuze und Strauß 2009; Gundert und Mayer 2012). Die anschließende Erwerbsphase ist für Frauen von verschiedenen Nachteilen geprägt, wie niedrigerer Bezahlung (Statistisches Bundesamt 2012), Erwerbsunterbrechungen nach der Geburt von Kindern (BMFSFJ 2011), Tätigkeiten in Minijobs (Klenner und Schmidt 2012) sowie – im späteren Lebensverlauf – Pflegetätigkeiten für ältere Angehörige (Haberkern 2009). Dabei bedingt ein Nachteil den anderen: So wechseln Frauen nach einer familienbedingten Unterbrechung häufig in eine Beschäftigung mit niedrigerem Status und niedrigerer Bezahlung; dieser erste Wechsel führt wiederum zu einem höheren Arbeitslosigkeitsrisiko; durch mehrere Arbeitslosigkeitsepisoden im Wechsel mit niedrig bezahlten Tätigkeiten kommt es zu einem sehr eingeschränkten Einkommenszuwachs über den Lebensverlauf (Rake 1999). Am Ende des Erwerbslebens gehen Frauen oft mit ihren im Mittel etwas älteren Partnern gemeinsam in den Ruhestand (Drobnič 2002) und nehmen dadurch für ihre eigenständige Rente besonders hohe Abschläge in Kauf.

Auf der anderen Seite ist aus humankapitaltheoretischen Erwägungen heraus (Becker 1962, 1964) aber auch davon auszugehen, dass die in den 1960er Jahren einsetzende Bildungsexpansion, von der insbesondere Frauen profitiert haben, zu einem Anstieg ihrer Erwerbsbeteiligung sowie besseren Arbeitsmarktpositionen geführt haben sollten, was sich empirisch zumindest im Hinblick auf ihre Erwerbsbeteiligung bestätigt (Müller 1998; Hecken 2006). Aus der Perspektive kumulativer Vor- bzw. Nachteile ist wiederum anzunehmen, dass sich dieser Vorteil im Hinblick auf die Startposition auf dem Arbeitsmarkt und in der Folge auf den weiteren Erwerbsverlauf auswirkt. So ist anzunehmen, dass jüngere Kohorten aufgrund ihrer höheren Bildung und der daraus folgenden besseren Erstpositionierung auf dem Arbeitsmarkt höhere eigene Rentenanwartschaften erwerben.

Während sich Einkommensunterschiede zwischen den Geschlechtern durch die genannten Ansätze erklären lassen, ist es für das Verständnis der Unterschiede in der Alterssicherung von Männern und Frauen zusätzlich von zentraler Bedeutung, die institutionellen Rahmenbedingungen in den Blick zu nehmen, durch die Erwerbsbiografien in Alterssicherung umgesetzt werden. Das deutsche Alterssicherungssystem umfasst drei Ebenen oder Säulen: (1) die Regelsicherung mit der gesetzlichen Rentenversicherung (GRV), der Beamtenversorgung, der Alterssicherung der Landwirte und den berufsständischen Versorgungseinrichtungen; (2) die betriebliche Altersversorgung (BAV) inkl. der Zusatzversorgung im öffentlichen Dienst; sowie (3) die freiwillige private Vorsorge (PV). Wird das Bruttoeinkommen der 65-Jährigen und Älteren auf Einkommensquellen aufgeteilt, resultieren 65 % aus der GRV, 19 % entfallen auf andere Alterssicherungssysteme, 10 % sind der PV zuzurechnen und 6 % kommen aus Transferleistungen bzw. sonstigen Einkommensquellen (BMAS 2008: 98).

Bei der GRV handelt es sich um ein für abhängig Beschäftigte obligatorisches Sozialversicherungssystem, bei dem die Alterssicherung individuell lohn- und leistungsbezogen gewährt wird; d.h. das System reproduziert die Lohnhierarchie des Erwerbslebens („Äquivalenzprinzip“). Als Leitbild des Systems dient die Normvorstellung des sogenannten „Eckrentners“ mit einem durchschnittlichen Erwerbseinkommen über 45 Erwerbsjahre (Hinrichs 1996). Die Anwartschaften werden in Entgeltpunkten gemessen und über den gesamten Lebensverlauf aufsummiert. Sie bestimmen zusammen mit dem aktuellen Rentenwert, dem Rentenart- und dem Rentenzugangsfaktor den monatlichen Rentenzahlbetrag (für einen Überblick über die Berechnung vgl. Rasner 2006).

Neben dem Äquivalenzprinzip bestehen in der GRV aber auch Elemente der sozialen Umverteilung, sogenannte „versicherungsfremde Leistungen“ (Heidel und Loose 2004).Footnote 2 Vor allem Frauen profitieren von diesen sozialen Ausgleichsmaßnahmen, insbesondere der Anerkennung von Kindererziehungszeiten: Seit 1992 werden pro Kind dreijährige Kindererziehungszeiten angerechnet, die einem Durchschnittsverdienst gleichgestellt werden; gleichzeitig können zusätzliche Anwartschaften aus Erwerbstätigkeit (bis zur Beitragsbemessungsgrenze) erworben werden (Stegmann 2003).Footnote 3 Soziale Ausgleichsmaßnahmen werden allerdings nur in der GRV berücksichtigt, so dass sich ein größeres Gewicht von BAV und PV für die Alterssicherung von Frauen ungünstig auswirkt (Frericks et al. 2007).Footnote 4

In Deutschland sind verschiedene Formen von Betriebsrenten verbreitet: die klassische Betriebsrente beinhaltet freiwillige Sozialleistungen der Arbeitgeber zur Einschränkung der Mobilität ihrer qualifizierten Arbeitnehmer (Kerschbaumer und Perreng 2001); diese leistungsorientierten Zusagen machen bei älteren Jahrgängen den größten Anteil der Altersvorsorge aus. Daneben gibt es beitragsorientierte Betriebsrenten, bei denen ein Teil der Arbeitnehmereinkommen umgewandelt wird, die also überwiegend oder ganz von den Beschäftigten selbst finanziert werden. Dieser Durchführungsweg ist bei Jüngeren stärker verbreitet und mit geringeren Leistungen assoziiert.

Der Zugang zu klassischen Betriebsrenten ist stark selektiv und abhängig von Unverfallbarkeitsfristen,Footnote 5 die mit dem Betriebsrentengesetz 1999 zwar gelockert, aber nicht abgeschafft worden sind: Nach einer 5-jährigen Betriebszugehörigkeit (vorher 10 Jahre) besteht ab dem 30. Lebensjahr (vorher 35. Lebensjahr) Anspruch auf eine BAV, wenn diese in dem Unternehmen angeboten wird. Unverfallbarkeitsfristen wirken sich für Frauen vor allem dann nachteilig aus, wenn sie ihre Erwerbstätigkeit vor ihrem 30. Lebensjahr für eine Familiengründung unterbrechen (Veil 2002).

Der mit der Riester-Reform eingeführte Anspruch auf betriebliche Entgeltumwandlung führt zu Anwartschaften, die direkt unverfallbar sind, allerdings werden in dieser neuen Form der BAV vergleichsweise geringe Anwartschaften generiert. Dies hängt auch damit zusammen, das die Finanzierung entweder von dem Arbeitnehmer alleine oder unter Beteiligung des Arbeitsgebers erfolgt, aber von Seiten des Arbeitgebers keine personalwirtschaftlichen Ziele, wie bei der klassischen BAV, verfolgt werden.

Kernelement der Rentenreform von 2001 (Riester-Reform) war die deutliche Absenkung des gesetzlichen Rentenniveaus bei gleichzeitigem Ausbau der privaten, kapitalgedeckten Altersvorsorge.Footnote 6 Gefördert werden spezielle, zertifizierte Altersvorsorgeprodukte, die bis zum 60. Lebensjahr bzw. bis zum Beginn der Altersrente gebunden sind und eine lebenslange Rentenleistung vorsehen (Bäcker 2001, 2002). Die Förderung erfolgt durch direkte Zulagen (Grund- und Kinderzulagen) und den Sonderausgabenabzug in der Einkommenssteuererklärung.

Der förderberechtigte Personenkreis besteht im Wesentlichen aus den Personen, die von der Niveausenkung betroffen sind. Allerdings ist eine Abgrenzung in der Praxis schwierig: Fasshauer und Toutaoui (2009) gehen von rund 38,6 Millionen förderberechtigten Personen aus, Geyer (2011) ermittelt rund 42,8 Millionen Personen und eine Beteiligungsquote von weniger als 40 %. Um die Abschlussrate für Riester-Produkte zu erhöhen, wurden die Förderkriterien mehrmals nachgebessert, u.a. durch eine veränderte Kostenverteilung, Unisextarife und die Möglichkeit der Riester-Förderung von Wohneigentum. Eine aktuelle Übersicht über Produktarten und die Förderung in Form von Grund- und Kinderzulage findet sich in Ehler und Haak (2011).

Obwohl die Reform zu einem Paradigmenwechsel in der deutschen Alterssicherung geführt hat und BAV und PV heute nicht mehr als ergänzende Vorsorge, sondern als Bestandteil der deutschen Alterssicherung gesehen werden müssen, erfolgt die Vorsorge in der zweiten und dritten Säule bislang auf freiwilliger Basis. Beteiligung und Höhe der Absicherung sind daher stärker als in der ersten Säule von sozialer Selektivität geprägt.

Insgesamt hat sich die Situation von Frauen in jüngeren Kohorten in verschiedener Hinsicht verbessert. Diese Verbesserungen treffen teilweise auch bereits auf die hier untersuchten Jahrgänge der bis 1961 Geborenen zu: So sind im Vergleich zu früheren Kohorten deren Bildungsbeteiligung und damit ihre Chancen auf eine Erwerbskarriere gestiegen. Durch eine höhere Erwerbsbeteiligung verbessern sich direkt ihre Ansprüche auf eine eigenständige gesetzliche Altersrente, indirekt steigen auch ihre Chancen auf eine Betriebsrente und die Möglichkeiten für eine private Altersvorsorge. Die Struktur der Erwerbsbeteiligung bleibt allerdings geschlechtsspezifisch unterschiedlich, weiterhin sind deutlich mehr Frauen als Männer in Teilzeit oder geringfügig beschäftigt. Die längere Anrechnung von Kindererziehungszeiten wirkt sich zwar positiv auf die gesetzlichen Rentenansprüche von Frauen aus, die betrachteten Jahrgänge profitieren aber noch nicht im vollen Ausmaß: Im Vergleich zu Frauen der älteren Kohorte mit einem Kind, die im Durchschnitt einen Entgeltpunkt an Kindererziehungsleistungen erhalten, kommen jüngere Frauen mit einem Kind im Durchschnitt auf 1,8 Entgeltpunkte an Kindererziehungsleistungen (Frommert und Thiede 2011: 445). Unklar bleibt bislang, wie sich die verschiedenen Faktoren auf den Gender Pension Gap in unterschiedlichen Geburtskohorten auswirken.Footnote 7

Im Folgenden werden nun zunächst die Ergebnisse bisheriger Studien dargestellt, bevor die Daten und Methoden für unsere eigene empirische Untersuchung erläutert werden.

Bisherige Empirie

Im europäischen Vergleich lässt sich zunächst feststellen, dass die eigenständigen Rentenansprüche von Frauen in Deutschland aufgrund der engen Bindung an den Erwerbsverlauf deutlich geringer ausfallen als in Ländern, in denen die gesetzliche Altersrente beispielsweise am Wohnortprinzip oder am Bürgerstatus ansetzt, wie in den Niederlanden oder Dänemark (Klammer 2005). Zwar sind die Altersrenten westdeutscher Frauen in der GRV nominal deutlich angestiegen: seit den 1960er Jahren haben sie sich in etwa vervierfacht. Die Renten von Männern sind jedoch im selben Zeitraum noch deutlich stärker angestiegen und entsprechen im Jahr 2010 im Vergleich zu 1960 etwa dem Achtfachen (vgl. Abb. 1).

Abb. 1
figure1

Monatliche Zahlbeträge der Altersrenten zum Rentenzugang, Westdeutschland, Männer und Frauen, 1960–2010 (Quelle: Rentenversicherung in Zeitreihen, Ausgabe Oktober 2011, S. 104/5)

Im Hinblick auf den Gender Pension Gap hat sich in der GRV also nur wenig geändert: Anfang der 1960er Jahre erreichten die Altersrenten westdeutscher Frauen 50 % der durchschnittlichen Altersrenten von Männern, was ziemlich genau dem für 2004 ausgewiesenen relativen Wert entspricht. In den vergangenen Jahren ist eine leichte Angleichung zu beobachten, der Gender Pension Gap der Altersrenten in der GRV belief sich im Jahr 2010 aber immer noch auf etwa 45 % (vgl. Abb. 2). Wird nicht nur die GRV betrachtet, sondern die Alterseinkommen insgesamt, so liegt der Gender Pension Gap deutlich höher; er wird für Westdeutschland auf rund 73 % im Jahr 1992 und rund 64 % im Jahr 2007 geschätzt (BMFSFJ 2011).

Abb. 2
figure2

Prozentualer Gender Pension Gap, Westdeutschland, 1960–2010 (Quelle: Rentenversicherung in Zeitreihen, Ausgabe Oktober 2011, S. 104/5)

Künftig sind deutlichere Veränderungen zu erwarten. Sowohl Zahl als auch Anteil der selbst rentenversicherten Frauen sind in den letzten Jahrzehnten deutlich angestiegen; aufgrund der im internationalen Vergleich niedrigen Mindestversicherungszeit von fünf Jahren erwirbt die überwiegende Zahl der Frauen einen Rentenanspruch (Klammer 2005).Footnote 8 Darüber hinaus ist laut Mikrozensus die Erwerbsquote für 25- bis 54-Jährige Frauen kontinuierlich von 47 % im Jahr 1970 auf 81 % im Jahr 2010 gestiegen (OECD Labour Force Statistics 2012a, 2012b). Die steigende Erwerbsintegration von Frauen beruht jedoch hauptsächlich auf Teilzeiterwerbstätigkeit: So ist der Anteil der (nach eigener Einschätzung) teilzeitbeschäftigten Frauen von 31 % im Jahr 1983 auf 46 % im Jahr 2010 angestiegen (OECD Labour Force Statistics 2012a, 2012b).

Auch nicht-sozialversicherungspflichtige, geringfügige Beschäftigungen, die sich deutlich negativ auf die eigenständige Alterssicherung auswirken, werden insbesondere von Frauen ausgeübt (Dingeldey 2001; Moen 2003; Kremer 2005). Von den 2,4 Millionen ausschließlich geringfügig Beschäftigten im Jahr 2000 waren laut Mikrozensus 77 % Frauen, von diesen waren wiederum 75 % verheiratet (Stegmann 2003: 172).Während einer geringfügigen Beschäftigung werden selbst bei Verzicht auf die Versicherungsfreiheit nur sehr geringe eigene Rentenansprüche aufgebaut (ASIB 2001; Handler 2004).

Die Lücke zwischen den Alterseinkommen westdeutscher Männer und Frauen beruht aber nicht nur auf Unterschieden im Umfang der Erwerbstätigkeit und häufigeren Erwerbsunterbrechungen der Frauen (vgl. z.B. Rasner 2006), sondern auch auf Einkommensdifferenzen, die nur zum Teil durch das Arbeitsvolumen erklärbar sind: Für Westdeutschland beträgt der sogenannte Gender Pay Gap, also der Einkommensunterschied zwischen Männern und Frauen, unbereinigt seit Jahren unverändert etwa 24 % (Statistisches Bundesamt 2012). Diese Differenz lässt sich zu etwa zwei Dritteln durch Ungleichheiten auf dem Arbeitsmarkt, wie die geschlechtsspezifische Berufswahl, unterschiedliche Beteiligung an Führungspositionen oder die Teilzeittätigkeit von Frauen, erklären. Aber auch unter Kontrolle dieser Faktoren bleibt ein Lohnunterschied erhalten, der als bereinigter Gender Pay Gap (oder Gender Wage Gap) bezeichnet wird. Gartner und Hinz (2009) beziffern diesen Lohnunterschied bei gleicher Humankapitalausstattung für Vollzeitbeschäftigte einer Berufsgruppe innerhalb eines Betriebs auf 12 %.

Der Normverlauf des „Eckrentners“ ist also sowohl hinsichtlich der Erwerbsdauer als auch des Lohnniveaus immer noch weit von den Erwerbsverläufen westdeutscher Frauen entfernt: Im Rentenzugang 2010 werden für Altersrenten westdeutscher Frauen im Durchschnitt 28,5 Versicherungsjahre bei durchschnittlich 0,7 Entgeltpunkten ausgewiesen. Westdeutsche Männer des Zugangsjahres erreichten im Durchschnitt 39,9 Versicherungsjahre und 1,0 Entgeltpunkte (Deutsche Rentenversicherung 2011: 112ff). Maßnahmen des sozialen Ausgleichs, wie Gutschriften für Kindererziehungszeiten, können die real längeren Zeiten der Nicht-Erwerbstätigkeit nicht in vollem Umfang kompensieren (Rake 1999).

Die anderen beiden Säulen des deutschen Alterssicherungssystems haben deutlich weniger Aufmerksamkeit der Forschung erhalten. Im Unterschied zu anderen europäischen Ländern kennt Deutschland für die Privatwirtschaft keine obligatorische zweite Säule der Alterssicherung; als Folge differiert der Deckungsgrad stark nach Geschlecht, Branche und Landesteil.

Die Ansprüche von Männern und Frauen unterscheiden sich nicht nur in der Verbreitung, sondern auch in der Höhe: 17 % der Personen ab 65 Jahren beziehen eine Betriebsrente der Privatwirtschaft (BAV) und 10 % eine Leistung der Zusatzversorgung des öffentlichen Diensts (ZÖD), wobei der Anteil von Männern und Frauen, die eine ZÖD beziehen, relativ ähnlich ist, bei der BAV aber deutlich auseinanderfällt: 31 % der Männer beziehen eine BAV im Vergleich zu 7 % der Frauen (Bieber et al. 2009). Bei der ZÖD erreichen die durchschnittlichen Leistungen der Frauen 61 % des Betrags der Männer, bei der BAV nur 44 % (ebenda).Footnote 9 Der geringe Deckungsgrad bei Frauen erklärt sich durch die oben diskutierten Unverfallbarkeitsregelungen, aber auch dadurch, dass Frauen häufiger in Kleinbetrieben und im Dienstleistungssektor arbeiten, wo betriebliche Rentensysteme weit weniger verbreitet sind als in industriellen Großbetrieben (Klammer 2005: 357f.). In den letzten Jahren ist aber ein Anstieg des Anteils der Rentnerinnen mit einem eigenen Betriebs- oder Zusatzrentenanspruch zu verzeichnen (Kortmann und Halbherr 2008: 98, 100).

Auch im Bereich der privaten Altersvorsorge sind deutlich mehr Männer (71 %) als Frauen (49 %) abgesichert und das Niveau der Alterssicherung von Frauen liegt bei 57 % der Männer (Allmendinger 2000: 64f., auf Basis der Lebensverlaufsstudie). Die Ergebnisse auf Basis der ersten AVID-Erhebung (1996) sind sogar noch etwas dramatischer: Für die private Altersvorsorge (nur Lebens- und private Rentenversicherungen) zeigt sich eine Beteiligung von 40 % der westdeutschen Frauen und 64 % der westdeutschen Männer (Stegmann 2003: 178). Weiterhin verfügen Frauen v.a. dann über eine private Altersvorsorge, wenn ihre Ehemänner/Partner auch vorsorgen (Bieber und Stegmann 2000: 180f.).

Besondere politische Aufmerksamkeit wird den Abschlüssen von Riester-Produkten zuteil. So veröffentlicht das Bundesministerium für Arbeit und Soziales regelmäßig aktuelle Informationen zu der Anzahl der Verträge. Zum Ende des Jahres 2011 werden insgesamt knapp 15,4 Millionen Verträge ausgewiesen, wobei der Anteil ruhender Verträge (ohne aktuelle Beitragszahlungen in der Ansparphase) für das Jahr 2010 auf rund 18,5 % geschätzt wird (BMAS 2012). Weit verbreitet sind Riester-Verträge vor allem bei Frauen und Personen mit höherer Bildung (Geyer 2011).Footnote 10 Außerdem steigt die Wahrscheinlichkeit eines Vertragsabschlusses mit der Zahl der Kinder (Geyer 2011: 19). Diese Ergebnisse sind im Hinblick auf die eigenständige Alterssicherung von Frauen positiv zu bewerten, allerdings zeigt sich bei der Betrachtung des bislang angesparten Altersvorsorgevermögens in Riester-Verträgen ein deutlicher Unterschied zwischen Männern und Frauen: Westdeutsche Frauen erreichen lediglich rund 50 % des angesammelten Kapitals der Männer (Haak 2011: 114). Daher liegt die Vermutung nahe, dass die künftigen Riester-Renten trotz ihrer Verbreitung bei Frauen und der Tatsache, dass die Kinderzulagen in der Regel der Mutter zugutekommen, nicht zu einer wesentlichen Verringerung des Gender Pension Gaps in Westdeutschland beitragen werden.

Daten und Methoden

Mit den bisher verfügbaren Daten sind multivariate Analysen zu den Bestimmungsfaktoren der eigenständigen Alterssicherung von Männern und Frauen eher problematisch: So wird in den Rentenzugangsdaten 2003 der Großteil der Informationen nur zum Zeitpunkt der Verrentung ausgewiesen; es gibt keine Informationen zum höchsten Bildungsabschluss bzw. zu viele Missings sowie keine Informationen über die Erwerbs- und Familienbiografie (Rasner 2006: 281). Die Herangehensweise der bisherigen Forschung war demzufolge, die Verteilungswirkungen von Reformen für typische Erwerbsbiografien zu simulieren (Himmelreicher und Viebrok 2003; Rasner 2006). Mit dem Datensatz Vollendete Versichertenleben (VVL 2004, 2005, 2007) hat sich die Lage bereits etwas verbessert: Die Datensätze stellen jeweils biografiebezogene Informationen über versicherungsrechtlich relevante Zeiten, wie Erwerbstätigkeit, Arbeitslosigkeit und Kindererziehungszeiten, der Rentenzugänge der entsprechenden Jahre zur Verfügung. Da es sich um prozessproduzierte Daten der Deutschen Rentenversicherung handelt, beziehen sich die Informationen aber nur auf die GRV. Außerdem stehen nur wenige Informationen zu sozialstrukturellen Merkmalen zur Verfügung und diese beinhalten häufig eine große Anzahl fehlender Werte für Variablen, die nur eingeschränkte rentenrechtliche Bedeutung haben.

Informationen zu sozialstrukturellen Merkmalen und zum Haushaltskontext liegen beispielsweise im Sozioökonomischen Panel (SOEP) vor. Allerdings bestehen im Hinblick auf die Erwerbsverläufe und die Schätzung künftiger Alterseinkommen andere Nachteile. So stehen die Erwerbsverläufe für Westdeutschland erst ab Beginn des Panels Mitte der 1980er Jahre monatsgenau zur Verfügung. Zeiten davor können gerade in Bezug auf die erworbenen Rentenansprüche nicht detailliert analysiert werden. Durch den umfassenden Anspruch des Panels können Informationen zu einzelnen Themenbereichen, wie der Altersvorsorge, nicht in der notwendigen Detailgenauigkeit abgefragt werden. Außerdem ergeben sich für Untergruppen geringe Fallzahlen, die einer gruppenspezifischen Darstellung und vor allem multivariaten Analysen Grenzen setzen.

Im Vergleich dazu zeichnet sich die hier verwendete Datenbasis Altersvorsorge in Deutschland (AVID) 2005 durch monatsgenaue Erwerbsverläufe, eine große Fallzahl und ausführliche Angaben zur Vorsorge in allen Alterssicherungssystemen aus. Die AVID-Studie schließt Informationslücken, die nicht von der Routinestatistik der Rentenversicherung oder bestehenden Befragungsdaten abgedeckt werden können und bietet einen Einblick in die Struktur und Entwicklung der Erwerbsverläufe und die künftige Absicherung im Alter auf der Ebene von Personen und Ehepaaren (Frommert und Heien 2006).Footnote 11

Die Grundgesamtheit der AVID 2005 umfasst die deutsche Wohnbevölkerung der Geburtsjahre 1942 bis 1961 und gegebenenfalls deren Ehepartner. Die Ehepartner werden unabhängig von Alter und Nationalität einbezogen.Footnote 12 Die AVID 2005 liefert damit auch Informationen zu Personen, die nicht in die gesetzliche Rentenversicherung einbezogen sind, wie Selbstständige und Beamte. Für die Analysen stehen auf der Individualebene insgesamt 12.218 Personen zur Verfügung (Heien et al. 2007).

In der Studie werden prozessproduzierte Daten mit speziell für die Studie erhobenen Befragungsdaten kombiniert.Footnote 13 Mit dem Einverständnis der Befragten werden die Daten aus ihren Versicherungskonten mit Daten aus den zwei Befragungen individuell zusammengeführt. Die verknüpfte Datenbasis wird in einem aufwendigen Verfahren auf Konsistenz geprüft und Unstimmigkeiten werden, soweit möglich, durch telefonische Nachfragen geklärt. In dem resultierenden Datensatz finden sich einerseits valide Informationen zu den Erwerbsverläufen und den Rentenanwartschaften aus den Versicherungskonten und andererseits zusätzliche soziodemografische Informationen, wie der Bildungsstand, der Ehepaarkontext sowie detaillierte Informationen zu Anwartschaften in anderen Alterssicherungssystemen aus den Befragungen (Frommert 2010).

Phasen, in denen keine Rentenversicherungsbeiträge gezahlt wurden und die deswegen im Versicherungskonto als Lücke erscheinen, werden mit Hilfe der Angaben aus den Befragungen mit Inhalt gefüllt. Insgesamt werden 14 verschiedene Erwerbs- bzw. Nichterwerbszustände, so genannte „Soziale Erwerbssituationen“ (SES), unterschieden (Schatz 2010). Während bei Zuständen, wie „sozialversicherungspflichtige Beschäftigung“ oder „geringfügige Beschäftigung“, mit der Zuordnung immer auch eine konkrete rentenrechtliche Bedeutung verbunden ist, muss dies bei anderen Zuständen, wie beispielsweise Ausbildung, Arbeitslosigkeit, Krankheit oder Pflege, nicht der Fall sein.

Mit Hilfe eines Mikrosimulationsmodells werden die Erwerbsverläufe der Personen Monat für Monat bis zum 65. Lebensjahr fortgeschrieben. Dafür werden für einen Stützzeitraum von 1992 bis 2002 Übergangswahrscheinlichkeiten für die verschiedenen Erwerbsstatus-Zustände errechnet. Diese werden in dem ersten Schritt der Simulation verwendet, um mit der Monte-Carlo-Methode für jede Person und ggf. den Ehepartner den Erwerbsstatus des Folgemonats zu bestimmen. Anschließend werden den Erwerbsstatus-Zuständen über die Module Arbeitszeit und Einkommen weitere Eigenschaften zugewiesen (Schatz 2010: 52).

Wenn die Fallzahl großgenug ist, beispielsweise bei Übergängen aus sozialversicherungspflichtiger Beschäftigung in Arbeitslosigkeit und umgekehrt, werden die Übergangswahrscheinlichkeiten mit Kovariaten bestimmt. Für Frauen können mehr Übergänge mit Kovariaten geschätzt werden als für Männer, da sie häufiger diskontinuierliche Erwerbsverläufe mit mehrfachen Statuswechseln aufweisen (Schatz 2010: 43f). Die Kovariaten sind für die einzelnen Übergangsmodelle unterschiedlich. Sie umfassen für das oben genannte Beispiel bei Männern die letzte Berufsposition, das Alter, einen Indikator für das Vorhandensein eines Kindes, die Zahl der Kinder, die Berufsposition der Partnerin, die vorangegangene kumulierte Dauer der Arbeitslosigkeit und der sozialversicherungspflichtigen Erwerbstätigkeit und das durchschnittliche Einkommen des letzten Jahres. Bei Frauen gehen das Alter, ein Indikator für das Vorhandensein eines Abiturs, die vorangegangene kumulierte Dauer der Arbeitslosigkeit und der Haushaltstätigkeit, ein Indikator für das Vorhandensein eines Kindes, die Zahl der Kinder, das Alter der Kinder, ein Indikator für das Vorhandensein eines Partners sowie das durchschnittliche Einkommen des vorangegangen Erwerbsverlaufs und des Haushalts ein (Schatz 2010: 46f).Footnote 14

Das methodische Vorgehen bei der Simulation beinhaltet, dass die wirtschaftliche Situation des Stützzeitraums und ggf. auch der periodenspezifische Einfluss der Kovariaten direkt auf die Zukunft übertragen wird, da keine expliziten Parameter zur wirtschaftlichen Entwicklung oder zur Entwicklung von Aggregatgrößen, wie der Arbeitslosenquote, gesetzt werden können. Im Rahmen einer Sensitivitätsanalyse wurden die Übergangswahrscheinlichkeiten daher „von Hand“ modifiziert, um eine bessere Arbeitsmarktentwicklung zu simulieren. Für die hier betrachteten westdeutschen Personen ist der Unterschied zum Basisszenario allerdings gering: Die projizierten Alterseinkommen aus der GRV sind im positiven Szenario in der jüngsten Kohorte bei Männern um 55 Euro höher, bei Frauen beträgt die Differenz nur 14 Euro (Heien et al. 2007: 258).Footnote 15

Insgesamt ist die Projektion westdeutscher Erwerbsverläufe zuverlässiger als die Projektion ostdeutscher Erwerbsverläufe, da die Situation in Ostdeutschland in den 1990er Jahren von dem wirtschaftlichen Umbruch geprägt war. Allgemein ist auch davon auszugehen, dass stabilere Erwerbsverläufe von Männern zuverlässiger geschätzt werden können als die wesentlich diskontinuierlicheren Verläufe von Frauen. Die Erwerbsverläufe von Frauen sind zudem stärker von dem Erwerbsverlauf des Partners geprägt, so dass in der Simulation nicht einbezogene Veränderungen des Familienstandes, wie Scheidungen, für Frauen eine größere Bedeutung haben. In welchem Ausmaßsich dies auf die Zuverlässigkeit der Fortschreibung auswirkt, kann aber nicht quantifiziert werden. Grundsätzlich kann aufgrund einer Nachbefragung der AVID-Personen und eines Vergleichs der simulierten mit den empirischen Verläufen davon ausgegangen werden, dass die Fortschreibung für Westdeutschland zuverlässige Ergebnisse liefert (eigene zusätzliche Berechnungen). Weitere Details zu der Methode und den Modellspezifikationen finden sich in Schatz (2010).

Der Rentenzugang wird in der Studie nicht simuliert, sondern modellhaft als Zeitpunkt des 65. Geburtstags gesetzt, um die Vergleichbarkeit der Erwerbsverläufe zu erhöhen. Aus den fortgeschriebenen Erwerbsverläufen werden projizierte Alterssicherungsanwartschaften mit Rechtsstand und in Werten von 2005 errechnet. Die Anwartschaften werden für das jeweilige Jahr des Rentenzugangs nominal errechnet und mit einer fiktiven Inflationsrate von 1,5 % auf das Jahr 2005 diskontiert.

Die Anwartschaften in der GRV werden errechnet, indem die Erwerbsverläufe in das GRV-Kontenformat umgesetzt werden und mit einem Rentenberechnungsprogramm der Deutschen Rentenversicherung Bund (DRV Bund) die Anwartschaften in Entgeltpunkten bestimmt werden (Schatz 2010: 197). Das Rentenberechnungsprogramm berücksichtigt alle relevanten rechtlichen Regelungen und umfasst die je nach Kalenderjahr unterschiedliche Bewertung von Arbeitslosigkeitszeiten, Veränderungen bei den Ausbildungszeiten, den Kindererziehungsleistungen, der Pflege, dem Wehr- und Zivildienst und der geringfügigen Beschäftigung (Schatz 2010: ab 209). Aus der resultierenden Summe der Entgeltpunkte wird unter den Annahmen zur Entwicklung des aktuellen Rentenwerts aus dem Rentenfinanzmodell eine Anwartschaft in Euro errechnet.

Bei der BAV in der Privatwirtschaft werden zur Berechnung der Anwartschaften Angaben aus der Befragung zur erwarteten Höhe und Verteilungsinformationen aus der Befragung ASID 2003 genutzt, da verschiedene Durchführungswege existieren, die in einzelnen Unternehmen unterschiedlich ausgestaltet sein können (Schatz 2010: 231). Die Zusatzversorgung im öffentlichen Dienst wird je nach Geburtsjahr der Personen über die Regelungen zur Gesamtversorgung oder mit Bestimmung der Startgutschrift über das Punktemodell berechnet (Schatz 2010: 222ff.).

Bei versicherungsförmigen Altersvorsorgesystemen, wie der privaten Vorsorge oder der Direktversicherung in der BAV der Privatwirtschaft, wird bei der Berechnung der künftigen Anwartschaften auf Angaben aus der Befragung zurückgegriffen. Soweit dies möglich ist, werden Monatsbeträge direkt aus den garantierten Versicherungsleistungen errechnet (Schatz 2010: 239). Bei Riester-Renten liegen diese Informationen nicht vor, so dass die künftige Anwartschaft aufgrund von Angaben zur Beitragszahlung ermittelt wird (Schatz 2010: 241–245). Da der Eigenbeitrag, der für die volle Ausschöpfung der Zulage notwendig ist, über die Jahre erhöht wurde, können keine anteilig zum Einkommen gleichbleibenden Beiträge unterstellt werden. Es wird daher davon ausgegangen, dass die Ausschöpfung über die Jahre konstant bleibt und die Beiträge werden in der Berechnung entsprechend angepasst.Footnote 16

Im Folgenden werden die projizierten Alterssicherungsanwartschaften von zwei Geburtskohorten verglichen: die älteren Geburtsjahrgänge 1942–1946, bei denen der Zeitraum der simulierten Daten auf maximal 10 Jahre begrenzt ist, sowie die jüngeren Geburtsjahrgänge 1957–1961, bei denen die Ergebnisse wegen der längeren Simulationszeiten von bis zu 25 Jahren größerer Unsicherheit unterliegen.

Aufgrund geringer Fallzahlen für Ostdeutschland werden nur Personen betrachtet, die zum Zeitpunkt der Hauptbefragung in Westdeutschland gelebt haben.Footnote 17 Schließlich erfolgt noch eine Einschränkung im Hinblick auf die projizierten Alterseinkommen und das Zusammenspiel von GRV mit betrieblicher und privater Vorsorge: Es werden nur Personen betrachtet, für die eine eigene künftige Leistung der gesetzlichen Rentenversicherung (GRV) projiziert wurde. Ausgeschlossen wurden weiterhin Personen, für die neben einer GRV-Leistung auch eine künftige Leistung aus der Beamtenversorgung oder einem berufsständischen Versorgungswerk projiziert wurde, da sie in der Regel nur eine geringe GRV-Leistung beziehen und ihre Haupteinkommensquelle einem der anderen Regelsicherungssysteme zuzuordnen ist.

In Anlehnung an Analysen zu geschlechtsspezifischen Lohnunterschieden (Blau und Kahn 1996, 2003, 2006) wird in diesem Beitrag der Unterschied in den Alterseinkommen zwischen Männern und Frauen ausgehend von einem linearen Regressionsmodell (OLS Regression) mittels einer Oaxaca-Blinder-Dekomposition in einen erklärten und einen nichterklärten Anteil zerlegt (Oaxaca 1973; Oaxaca und Ransom 1994; Jann 2008). Das Modell geht dafür in drei Schritten vor: Im ersten Schritt werden geschlechtsgetrennte lineare Regressionsmodelle berechnet, in denen der Einfluss verschiedener Erwerbsverlaufs-Variablen auf das Alterseinkommen geschätzt wird:

wobei P = Alterseinkommen, α = Konstante, β = Koeffizienten, LV=Erwerbsverlauf und e=Fehlerterm. In einem zweiten Schritt wird eine kontrafaktische Gleichung bestimmt, in der Frauen so behandelt werden wie Männer, d.h. der Achsenabschnitt und die Koeffizienten in der Gleichung für Frauen werden durch die aus der Gleichung der Männer ersetzt:

In einem dritten Schritt erfolgt dann die Aufteilung des Gender Pension Gap in zwei Teile: (1) Die sogenannte erklärte Differenz, also beobachtete ungleiche Verteilungen von Männern und Frauen hinsichtlich verschiedener Variablen(gruppen), sogenannte Ausstattungsunterschiede (Gruppenmittelwerte). Diese bestimmen sich aus dem Unterschied zwischen den Alterseinkommen der Männer und den kontrafaktischen Alterseinkommen. (2) Die sogenannte nicht erklärte Differenz: Geschlechterunterschiede im Hinblick auf Prozesse, die die Ungleichheit in den Alterseinkommen zwischen Männern und Frauen bedingen und die nicht auf die unterschiedlichen Verteilungen in den erklärenden Variablen zurückgeführt werden können. Die nicht erklärte Differenz wird bisweilen auch als „Diskriminierung“ bezeichnet; aufgrund des Einflusses unbeobachteter Unterschiede zwischen den Geschlechtern ist diese Bezeichnung jedoch missverständlich (Hübler 2003). Genauer handelt es sich um den Gruppeneffekt, also Unterschiede zwischen dem Alterseinkommen der Frauen und den kontrafaktischen Alterseinkommen.Footnote 18 Der Vorteil dieser Methode besteht darin, dass der jeweilige Erklärungsanteil der einzelnen unabhängigen Variablen auf den Gender Pension Gap quantifiziert wird. Zudem lässt sich der Anteil, der auf beobachtbare ungleiche Verteilungen von Männern und Frauen zurück zu führen ist, anschaulich so interpretieren, dass ausgewiesen wird, wie sich der Gender Pension Gap verändern würde, wenn Frauen die Parameter der Männer hätten, also z.B. gleich lange in Vollzeit arbeiten würden.

Als abhängige Variablen werden im Folgenden die Höhe der projizierten GRV aus eigener Beschäftigung, die Höhe der projizierten eigenen GRV insgesamt sowie die Höhe der projizierten Alterseinkommen (AEK = Summe der projizierten Leistungen aus GRV und betrieblicher und privater Vorsorge) betrachtet. Weitere Einkünfte bzw. Vermögen werden in der AVID 2005 nicht erfasst; Wohneigentum wird bei der Ermittlung der Alterseinkommen ebenfalls nicht berücksichtigt.

Ziel des Vergleichs von GRV aus eigener Beschäftigung mit der gesamten GRV-Rente ist es, das Ausmaßder institutionellen Ausgleichsmaßnahmen zu bestimmen, die die direkten Auswirkungen der geschlechtsspezifischen Erwerbsbiografie auf den Gender Pension Gap in der GRV abmildern.Footnote 19 Diese Ergebnisse werden in einem dritten Schritt wiederum mit den geschlechtsspezifischen Unterschieden im gesamten Alterseinkommen verglichen, die darüber hinaus indirekte Auswirkungen der Erwerbsbiografien auf die betriebliche und private Altersvorsorge umfassen.

Als unabhängige Variable gehen das Bildungsniveau sowie die über den Lebensverlauf kumulierten Erwerbszustände in die Modelle ein.Footnote 20 Die einzelnen Dummys des kategorialen Bildungsfaktors werden in der Zerlegung „normalisiert“, so dass sich die Abweichungen nicht auf eine Referenzkategorie, sondern auf den grand mean beziehen und die Effekte damit von der gewählten Referenzkategorie unabhängig sind (Jann 2008: 466).

Für die Erwerbszustände wird die Summe der Monate, die zwischen dem 15. und 65. Geburtstag im jeweiligen Status verbracht wurden, gebildet. Folgende Statusmerkmale werden berücksichtigt: sozialversicherungspflichtige Vollzeitbeschäftigung in der Privatwirtschaft, sozialversicherungspflichtige Vollzeitbeschäftigung im öffentlichen Dienst, sozialversicherungspflichtige Teilzeitbeschäftigung – aufgrund geringer Fallzahlen ohne Unterscheidung zwischen Privatwirtschaft und öffentlichem Dienst –, geringfügige Beschäftigung, Arbeitslosigkeit und Nichterwerbstätigkeit aufgrund von Kindererziehung bzw. Haushaltsführung.Footnote 21

Als Erklärung für die Höhe der Alterseinkommen wären im Hinblick auf die Erwerbsverläufe außerdem nähere Angaben zum Tätigkeitsniveau, zur Branche oder zur Betriebsgröße wünschenswert. Diese liegen aber entweder nur für einen kleinen Teil der untersuchten Personen oder aber zu sehr unterschiedlichen Zeitpunkten im jeweiligen Erwerbsverlauf vor, so dass auf eine Aufnahme in das Modell verzichtet werden musste.

Bezogen auf die Familienbiografien wäre eine Aufnahme der Kinderzahl in das Modell wichtig, allerdings liegen in der AVID 2005 nur für Frauen vollständige Angaben zu den Kindern vor. Ein Geschlechtervergleich unter Berücksichtigung der Kinderzahl ist daher nicht möglich. Es wurde versucht, eine grobe Annäherung über die Dauer der Ehe zu erreichen, allerdings waren die Effekte der Aufnahme sehr gering. Kindererziehung wird in den folgenden Analysen daher vor allem über die Dauer des Status Nichterwerbstätigkeit aufgrund von Kindererziehung bzw. Haushaltsführung abgebildet.

Empirische Ergebnisse

Im Folgenden stellen wir die Ergebnisse unserer empirischen Analysen dar. Im ersten Teil der Darstellung wird das Augenmerk zunächst auf deskriptive Ergebnisse im Hinblick auf den Gender Pension Gap sowie auf Unterschiede in den erklärenden Faktoren gelegt. Die daran anschließenden multivariaten Analysen im zweiten Teil der Darstellung identifizieren den Erklärungsanteil der verschiedenen biografischen Elemente einschließlich des erreichten Bildungsabschlusses für den Gender Pension Gap in den beiden Kohorten mit Hilfe einer Oaxaca-Blinder-Dekomposition.

Deskriptive Ergebnisse

Wird nur die projizierte Anwartschaft in der gesetzlichen Rentenversicherung (GRV) betrachtet, die auf eigene Beschäftigung zurück geht (sozialversicherungspflichtige Beschäftigung und Zuschläge für geringfügige Beschäftigung), ergibt sich für die älteren Jahrgänge ein Gender Pension Gap von 61 %, für die jüngeren liegt er etwas darunter bei 59 % (Tab. 1).

Tab. 1 Projizierter Gender Pension Gap

Der geschlechtsspezifische Unterschied zwischen den eigenen Anwartschaften in der GRV, also inklusive des sozialen Ausgleichs, aber gegebenenfalls auch inklusive der Auswirkungen eines Versorgungsausgleichs, ist deutlich geringer. Der Gender Pension Gap verringert sich durch die kompensatorischen Maßnahmen bei den älteren Jahrgängen um 8 %-Punkte, bei den jüngeren um 10 %-Punkte. Werden in einem letzten Schritt noch projizierte Anwartschaften in der betrieblichen Altersversorgung und aus privater Vorsorge einbezogen, vergrößert sich der Gender Pension Gap wieder auf 58 % in den älteren Jahrgängen und 51 % in den jüngeren.Footnote 22

Der soziale Ausgleich innerhalb der GRV wirkt also deutlich zugunsten der Frauen. Zwar unterscheiden sich die Euro-Beträge, die im Durchschnitt auf den sozialen Ausgleich zurückgehen, zwischen Männern und Frauen nur um 29 Euro (ältere Kohorte) bzw. 37 Euro (jüngere Kohorte), anteilig profitieren Frauen aufgrund ihrer geringeren Anwartschaften aber deutlich stärker als Männer. Es deuten sich auch erste Erfolge der Ausweitung der Leistungen für Kindererziehung für die 1957–1961 Geborenen an. Bei noch jüngeren Jahrgängen wird dies voraussichtlich deutlicher zum Tragen kommen, da in den jüngsten hier betrachteten Jahrgängen die meisten Kinder noch vor 1992 geboren wurden (Frommert und Thiede 2011: 448f). Betriebliche Altersversorgung und private Vorsorge weisen dagegen erwartungsgemäß einen gegenläufigen Effekt auf, der aber in den hier vorliegenden Analysen nicht dazu führt, dass der rein auf eigener Beschäftigung beruhende Ausgangswert der GRV-Anwartschaften erreicht wird.Footnote 23

Bei der deskriptiven Analyse möglicher erklärender Faktoren zeigen sich insbesondere für die ältere Geburtskohorte zunächst deutliche geschlechtsspezifische Unterschiede im Bildungsniveau (Tab. 2).Footnote 24 Fast ein Fünftel der Frauen verfügt nicht über eine Berufsausbildung, während Männer überdurchschnittlich oft einen Hauptschulabschluss mit Berufsausbildung oder einen Hochschulabschluss aufweisen.Footnote 25 Dieses Ergebnis spiegelt die Bildungsbeteiligung der Nachkriegsgeneration wider, die noch nicht in vollem Umfang von der in Deutschland in den 1960er Jahren einsetzenden Bildungsexpansion profitiert hat. Im Vergleich zu der älteren Kohorte zeigt die jüngere insgesamt ein deutlich höheres Ausbildungsniveau. Insbesondere die Frauen haben eine deutlich bessere Ausgangsposition.

Tab. 2 Höchster Ausbildungsabschluss nach Geschlecht

Auch die Erwerbsverläufe weisen deutliche geschlechtsspezifische Unterschiede auf. In Tab. 3 werden der Anteil der Personen, die den Status aufweisen, der Durchschnittswert für diese Personen sowie der Mittelwert für die Schätzung, errechnet über alle Personen, dargestellt. Bei Männern dominiert bei Anteil und Dauer die sozialversicherungspflichtige Vollzeitbeschäftigung in der Privatwirtschaft, alle anderen Statuszustände haben ein deutlich geringeres Gewicht. Bei Frauen kommt der sozialversicherungspflichtigen Vollzeitbeschäftigung in der Privatwirtschaft eine ähnliche Bedeutung wie der Nichterwerbstätigkeit aufgrund von Kindererziehung oder Haushaltsführung (Haushalt) zu. Teilzeitbeschäftigungen und geringfügige Beschäftigungen sind bei Männern zu vernachlässigen, bei Frauen haben sie sowohl bei der Verbreitung als auch bei der Dauer eine größere Bedeutung.

Tab. 3 Lebensverlauf nach Geschlecht, Geburtsjahrgänge 1942–1946

Im Vergleich zu der älteren Kohorte hat sich bei den jüngeren Männern nur wenig verändert. Die Bedeutung von Vollzeitbeschäftigung in der Privatwirtschaft ist etwas zurückgegangen und liegt nun bei rund 30 Jahren. Größere Veränderungen finden sich dagegen bei den Frauen: Sowohl Teilzeit als auch geringfügige Beschäftigungen haben an Verbreitung deutlich zugenommen, während die durchschnittliche Dauer in etwa gleich geblieben ist. Haushaltszeiten sind zwar weiterhin stark verbreitet, ihre Dauer ist aber erheblich zurückgegangen (Tab. 4).

Tab. 4 Lebensverlauf nach Geschlecht, Geburtsjahrgänge 1957–1961

Um die Bedeutung der verschiedenen biografischen Einflussfaktoren auf den Gender Pension Gap näher zu untersuchen, werden im Folgenden die Erklärungsanteile der einzelnen Variablen mit Hilfe von Oaxaca-Dekompositionen näher bestimmt.

Multivariate Bestimmung des Gender Pension Gap

Wie zuvor erläutert, bestimmt die Oaxaca-Blinder-Dekomposition den erklärten Teil des Gender Pension Gap, indem ermittelt wird, wie sich die Alterseinkommen der Frauen verändern würden, wenn die Koeffizienten der Männer auf sie angewandt würden.Footnote 26 Insgesamt können für die älteren Jahrgänge durch Unterschiede in Ausbildung und Lebensverlauf 60 % des Gender Pension Gaps der GRV Renten aus eigener Beschäftigung, 65 % der Differenz bei den gesamten GRV-Renten und 54 % der Differenz bei den Alterseinkommen erklärt werden (Tab. 5).

Tab. 5 Oaxaca-Blinder Dekomposition für die Geburtsjahrgänge 1942–1946

Die individuelle Bilanzierung des Lebensverlaufs stellt sich damit in der GRV etwas ausgeprägter dar als bei der Betrachtung der Summe der eigenen Alterseinkommen. Den größten Erklärungsanteil liefert die Dauer der sozialversicherungspflichtigen Vollzeitbeschäftigung in der Privatwirtschaft: Wenn Frauen der älteren Kohorte so lange Vollzeit in der Privatwirtschaft gearbeitet hätten wie Männer ihres Jahrgangs, würden sie 464 € (in der GRV) bzw. 567 € (in der gesamten Alterssicherung) mehr erhalten. Der Gender Pension Gap würde sich dadurch um 67 bzw. 55 % verringern. Hier wird auch die Bedeutung des sozialen Ausgleichs in der GRV besonders deutlich. Werden nur die Renten aus eigener Beschäftigung betrachtet, ist das Gewicht der Vollzeitbeschäftigung mit 84 % bzw. über 600 € noch deutlich größer.

Der Einfluss von sozialversicherungspflichtiger Vollzeitbeschäftigung im öffentlichen Dienst auf den Gender Pension Gap ist vergleichsweise gering (5 bis 7 %), was sich teilweise dadurch erklärt, dass sich Männer und Frauen in ihren Verweildauern hier nicht so stark unterscheiden wie im privaten Sektor des Arbeitsmarkts. Der geringere Erklärungsbeitrag geht möglicherweise auch darauf zurück, dass sich das tarifvertraglich festgelegte Einkommen im öffentlichen Dienst für die betrachteten Jahrgänge weitgehend an dem Lebensalter orientiert hat und Erwerbsunterbrechungen daher mit weniger Folgen für das Erwerbseinkommen verbunden waren.

Der negative Koeffizient für Teilzeitarbeit ist so zu interpretieren, dass Frauen, wenn sie so wenige Monate in Teilzeit gearbeitet hätten wie Männer, 100 € (in der GRV) bzw. 134 € (in der gesamten Alterssicherung) weniger hätten, d.h. der Gender Pension Gap würde sich um weitere 15 bzw. 13 % erhöhen. Diese Interpretation ist allerdings eher theoretischer Natur, da die Erwerbsstrukturen sich zwischen Männern und Frauen so deutlich unterscheiden. Im Vergleich zur Nichterwerbstätigkeit erhöht die Teilzeitbeschäftigung die Rentenanwartschaften der Frauen und verringert damit den Gender Pension Gap. Im Vergleich zu der von Männern meistens ausgeübten Vollzeittätigkeit wirkt sich die Teilzeittätigkeit der Frauen hingegen verstärkend auf den Gender Pension Gap aus.

Das Ausbildungsniveau trägt trotz deutlicher Unterschiede im Bildungsniveau von Männern und Frauen der älteren Kohorte vergleichsweise wenig zur Erklärung des Gender Pension Gaps bei. Bei der Betrachtung der GRV liegt der Beitrag jeweils bei rund 3 %, bei den Alterseinkommen insgesamt ebenfalls nur bei 6 %.

Auch bei der Betrachtung der GRV-Anwartschaften beträgt der unerklärte Teil noch 35 bzw. 40 %. Dies ist unter anderem darauf zurückzuführen, dass in die Modelle keine Information zur Höhe der Beiträge eingeht und der Gender Wage Gap daher nur vermittelt über die Dauer der Vollzeitbeschäftigung abgebildet wird.Footnote 27 Weitere Faktoren, die einen Einfluss haben sollten und nicht berücksichtigt werden konnten, sind beispielsweise die Anzahl der Kinder oder die Lage und Dauer der Arbeitslosigkeitsepisoden im Erwerbsverlauf. Berufsbezogene Merkmale, wie Branche und Betriebsgröße, sollten sich vor allem bei den Alterseinkommen insgesamt auswirken.

Für die jüngeren Geburtsjahrgänge ergibt sich, wie bereits dargestellt, im Vergleich ein etwas geringerer projizierter Gender Pension Gap. Insgesamt können bei den Jüngeren zwischen 55 % (GRV aus eigener Beschäftigung) und 62 % (GRV Rente) des Gender Pension Gaps erklärt werden, bei den Alterseinkommen insgesamt liegt der erklärte Anteil bei 56 % (Tab. 6).

Tab. 6 Oaxaca-Blinder Dekomposition für die Geburtsjahrgänge 1957–1961

Das Muster, das sich aus den erklärenden Variablen und den verschiedenen Blickwinkeln GRV aus eigener Beschäftigung, GRV insgesamt und Alterseinkommen insgesamt ergibt, ist dem Muster der älteren Kohorte sehr ähnlich. Der Erklärungsanteil der Dauer in sozialversicherungspflichtiger Vollzeiterwerbstätigkeit in der Privatwirtschaft ist im Vergleich zu der älteren Kohorte sogar noch gestiegen: Wenn Frauen hier dieselben Dauern aufweisen würden wie Männer, würde sich der Gender Pension Gap in der GRV sogar um 77 % bzw. bei den Alterseinkommen insgesamt um 59 % verringern (im Vergleich zu 67 bzw. 55 % in der älteren Kohorte).

Die Ausweitung der Teilzeiterwerbstätigkeit in der jüngeren Kohorte spiegelt sich insofern wider als die Verringerung der Zeiten in Teilzeitbeschäftigung von Frauen auf das Niveau der Männer den Gender Pension Gap noch um 22 % (in der GRV) bzw. 16 % (in der gesamten Alterssicherung) ansteigen lassen würde (im Vergleich zu 15 bzw. 13 % in der älteren Kohorte).

Der Erklärungsbeitrag der Zeiten von Vollzeitbeschäftigung im öffentlichen Dienst (etwa 3–4 %) ebenso wie des Bildungsniveaus (1–2 %) ist im Vergleich zu der älteren Kohorte nochmals geringer. Die Haushaltszeiten leisten für die jüngere Kohorte hingegen einen etwas größeren Beitrag zur Erklärung der Differenz in der Summe der Alterseinkommen (7 % im Vergleich zu 1 % in der älteren Kohorte).

Diskussion: Kein Ende des Gender Pension Gaps in Sicht

Aufgrund der Absicherung verheirateter Frauen über den Ehemann und im Fall seines Todes über abgeleitete Rentenansprüche war das Problem weiblicher Altersarmut in den letzten Jahren kein verbreitetes Phänomen. Veränderte gesellschaftliche Bedingungen, wie der Anstieg von Scheidungen und ein größerer Anteil unverheirateter Paare, führen aber dazu, dass die Bedeutung individueller Rentenansprüche für die Vermeidung von Altersarmut, vor allem von Frauen, steigt.

Verschiedene institutionelle Maßnahmen führen zu einer Verbesserung der Alterssicherung von Frauen in den verschiedenen Säulen des Rentensystems: Für die hier betrachteten jüngeren Frauen ist dies in erster Linie die Verlängerung der Kindererziehungszeiten für ab 1992 geborene Kinder von bisher einem auf drei Jahre. Künftig profitieren Frauen auch von der Absenkung der Unverfallbarkeitsfristen in der betrieblichen Alterssicherung sowie von Kinderzulagen in der staatlichen Förderung privater Vorsorge in Form von Riester-Renten.

Zusammenfassend lässt sich aufgrund der vorgelegten Analysen allerdings feststellen, dass weder die gestiegene Bildungsbeteiligung von Frauen noch der Anstieg ihrer Erwerbsbeteiligung oder die Verlängerung der Kindererziehungszeiten zu einer deutlichen Verringerung des Gender Pension Gaps in den Projektionen geführt hat. Wird nur die GRV aus eigener Beschäftigung berücksichtigt, beträgt der Gender Pension Gap für die Geburtskohorte der 1957–1961 Geborenen 59 %, während er bei der Geburtskohorte der 1942–1946 Geborenen noch 61 % beträgt. Werden auch Leistungen des sozialen Ausgleichs innerhalb der GRV berücksichtigt, beträgt die projizierte Rentenlücke für die jüngere Geburtskohorte 49 %, während sie bei der älteren Geburtskohorte noch 53 % beträgt.

Die institutionellen Regelungen der GRV tragen also zu einer Verringerung des Gender Pension Gaps bei, wobei auch die jüngeren hier betrachteten Frauen aufgrund ihres Alters nur zum Teil von der Ausweitung der Kindererziehungszeiten profitieren. Künftig ist durch diese Regelung daher eine stärkere Reduzierung der geschlechtsspezifischen Rentenlücke zu erwarten. Gleichzeitig zeigen die dargestellten Ergebnisse jedoch deutlich, dass diese Maßnahmen die Unterschiede in der Rentenhöhe zwischen Männern und Frauen angesichts der weiterhin deutlich unterschiedlichen Erwerbsverläufe und der stark ausgeprägten Erwerbszentrierung des Rentensystems nur unzureichend ausgleichen können.

Im Hinblick auf die gesamte Alterssicherung, also einschließlich der betrieblichen und privaten Säule, wird deutlich, dass der Gender Pension Gap größer ausfällt als in der GRV und für die jüngere Kohorte 51 %, für die ältere sogar 58 % beträgt. Die Einbeziehung der zusätzlichen Formen von Altersvorsorge führt also zu einem Anstieg des Gender Pension Gaps im Vergleich zur GRV um 2 bis 5 %-Punkte, wobei der Unterschied bei der älteren Kohorte größer ausfällt. Es ergeben sich aus unseren Analysen dementsprechend trotz der geschlechtsspezifisch unterschiedlichen Verteilung von Betriebsrenten und privaten Renten keine Anhaltspunkte dafür, dass ein stärkeres Gewicht der betrieblichen und privaten Vorsorge künftig zu einer Vergrößerung des Gender Pension Gaps führen wird. Allerdings wird gerade die zusätzliche Vorsorge der jüngeren Jahrgänge in den Daten auch nur eingeschränkt abgebildet.

Die multivariaten Ergebnisse zeigen, dass es vor allem der Vollzeit-Teilzeit-Gap ist, der den weiterhin großen Unterschied in der Rentenhöhe von Männern und Frauen verursacht: Insbesondere sind die Alterseinkünfte von Frauen wegen der deutlich kürzeren Zeiten in Vollzeitbeschäftigung in der Privatwirtschaft niedriger. Würden Frauen ebenso lange wie Männer Vollzeit in der Privatwirtschaft arbeiten, würde sich der Gender Pension Gap in der GRV um 67 % in der älteren und 77 % in der jüngeren Kohorte verringern. Und auch für die gesamte Alterssicherung würde sich noch eine Verringerung des Gender Pension Gap um 55 % für die ältere Kohorte bzw. 59 % für die jüngere Kohorte ergeben.

Die langen Zeiten der Teilzeitbeschäftigung von westdeutschen Frauen wirken sich – im Vergleich zur Nichterwerbstätigkeit – prinzipiell verringernd auf den Gender Pension Gap aus: So würde sich, wenn Frauen so wenig in Teilzeit arbeiten würden wie Männer, die Differenz in der GRV um weitere 15 % für die ältere Kohorte bzw. 22 % für die jüngere Kohorte und im Hinblick auf die gesamte Alterssicherung um 13 % für die ältere Kohorte bzw. 16 % für die jüngere Kohorte erhöhen. D.h. die langjährige Teilzeiterwerbstätigkeit westdeutscher Frauen trägt zwar zur Verringerung des Gender Pension Gaps bei, gleicht aber ihre mangelnde Vollzeitbeschäftigung bei weitem nicht aus.

Als politische Schlussfolgerung lässt sich festhalten, dass eine Verringerung des Gender Pension Gaps unter den Rahmenbedingungen des deutschen Alterssicherungssystems nur durch eine stärkere Beteiligung von Frauen an Vollzeit-Erwerbstätigkeit möglich ist. Politische Anreize zur Umsetzung dieser Zielsetzung könnten Schritte hin zu einer individuellen Besteuerung, wie die Abschaffung des Ehegattensplittings, sein (Bach et al. 2011).

Darüber hinaus muss erwähnt werden, dass sich aufgrund der Spezifikation der Modelle in dem großen Effekt der Vollzeitbeschäftigungszeiten in der Privatwirtschaft auch der Lohnunterschied zwischen Männern und Frauen ausdrückt. Politische Initiativen wie der Equal Pay Day können zur öffentlichkeitswirksamen Thematisierung des geschlechtsspezifischen Lohunterschieds beitragen (Gartner und Hinz 2009). Der hier untersuchte Gender Pension Gap für Westdeutschland illustriert darüber hinaus eindrücklich, wie sich die genannten Ungleichheiten auf dem Arbeitsmarkt über den Lebensverlauf kumulieren und zu deutlich dramatischeren Geschlechterungleichheiten in der eigenständigen Alterssicherung (Gender Pension Gap von über 50 %) führen als dies bei der Querschnittsbetrachtung von Lohnunterschieden deutlich wird (Gender Wage Gap von 24 % in Westdeutschland). Dabei spielen zwar aufgrund der hohen Bildungsbeteiligung von Frauen in der jüngeren Kohorte vertikale Geschlechterunterschiede nicht mehr die entscheidende Rolle für ungleiche Startpositionen auf dem Arbeitsmarkt. Aufgrund unterschiedlicher Studiums- und Berufswahlen sind horizontale Ungleichheiten (die hier nicht betrachtet wurden) jedoch weiterhin von Bedeutung. Darüber hinaus ist die Familiengründungsphase, die zu einem vergleichsweise frühen Zeitpunkt im Lebensverlauf stattfindet, in Westdeutschland vor allem für Frauen weiterhin mit dem Ende einer kontinuierlichen Vollzeit-Erwerbsbiografie verbunden. Stattdessen folgen auf familienbedingte Erwerbsunterbrechungen häufig Teilzeitbeschäftigungen sowie geringfügige Beschäftigungen zu geringeren Löhnen. Diese kumulativen Nachteile auf dem Arbeitsmarkt führen dazu, dass sich für Frauen deutlich niedrigere eigenständige Rentenansprüche ergeben. Für die untersuchten Kohorten werden diese weder durch die Ausgleichszahlungen im gesetzlichen Rentensystem noch durch betriebliche oder private Alterssicherungsansprüche ausgeglichen, so dass die soziale Sicherung von Frauen im Alter auch für kommende Generationen ein wichtiges Thema bleiben wird.

Kurzfassung

Der vorliegende Artikel widmet sich der Analyse verschiedener erwerbsbiografischer Faktoren auf Unterschiede im Alterseinkommen von Männern und Frauen. Theoretisch wird das Entstehen unterschiedlicher Rentenansprüche anhand der Lebenslaufperspektive dargestellt. Hierbei wird der Lebensverlauf als „endogener Kausalzusammenhang“ konzeptionalisiert, d.h. es wird davon ausgegangen, dass die Auswirkungen früherer Entscheidungen und Lebensbedingungen den späteren Lebensverlauf strukturieren. So führt beispielsweise die geschlechtsspezifische Entscheidung für bestimmte Ausbildungsberufe bzw. die geschlechtsspezifische Studienfachwahl zu Arbeitsmarktpositionen, die mit niedrigeren beruflichen Statuspositionen bzw. schlechterer Entlohnung verbunden sind. Die Situation von Frauen hat sich in jüngeren Kohorten in verschiedener Hinsicht verbessert: So sind im Vergleich zu früheren Kohorten ihre Bildungsbeteiligung und damit ihre Chancen auf eine Erwerbskarriere gestiegen. Durch eine höhere Erwerbsbeteiligung verbessern sich direkt ihre Ansprüche auf eine eigenständige gesetzliche Altersrente, indirekt steigen auch ihre Chancen auf eine Betriebsrente und die Möglichkeiten für eine private Altersvorsorge.

Der Einfluss verschiedener erwerbsbiografischer Faktoren auf den Gender Pension Gap, also den Unterschied zwischen den Alterseinkommen von Männern und Frauen, wird hier mit den Daten „Altersvorsorge in Deutschland (AVID) 2005“ für Westdeutschland untersucht. In diesem Datensatz werden prozessproduzierte Daten mit speziell für die Studie erhobenen Befragungsdaten kombiniert. Verglichen werden die projizierten Alterseinkünfte im Hinblick auf die gesetzliche, betriebliche und private Vorsorge für zwei Kohorten: 1942–1946 sowie 1957–1961 Geborene. In einem ersten Schritt wird der Einfluss rentenrechtlicher Regelungen untersucht, indem die gesetzlichen Renten aus eigener Beschäftigung den gesamten gesetzlichen Renten gegenüber gestellt werden, die Kompensationen, beispielsweise für Kindererziehungszeiten oder Arbeitslosigkeit, enthalten. In einem zweiten Schritt analysieren wir den Einfluss weiterer Sicherungssysteme auf den Gender Pension Gap, indem wir die gesetzlichen Renteneinkünfte mit den gesamten Alterseinkünften, einschließlich der betrieblichen und privaten Altersvorsorge, vergleichen. Wird nur die projizierte Anwartschaft in der gesetzlichen Rentenversicherung betrachtet, die auf eigene Beschäftigung zurück geht, ergibt sich für die älteren Jahrgänge ein Gender Pension Gap von 61 %, für die jüngeren liegt er etwas darunter bei 59 %. Bei Einbeziehung der sozialen Ausgleichsmaßnahmen der gesetzlichen Rentenversicherung ist der geschlechtsspezifische Unterschied deutlich geringer und liegt für die ältere Kohorte bei 53 %, für die jüngere bei 49 %. Werden zusätzlich projizierte Anwartschaften in der betrieblichen und privaten Vorsorge einbezogen, vergrößert sich der Gender Pension Gap wieder auf 58 % in den älteren Jahrgängen und 51 % in den jüngeren. Der soziale Ausgleich innerhalb der gesetzlichen Rentenversicherung wirkt also deutlich zugunsten der Frauen.

Mit Hilfe einer Oaxaca-Blinder-Dekomposition wird der Anteil verschiedener Erklärungsfaktoren an der Entstehung der Lücke quantifiziert. Insgesamt können für die älteren Jahrgänge durch Unterschiede in Ausbildung und Lebensverlauf 60 % des Gender Pension Gaps der GRV Renten aus eigener Beschäftigung, 65 % der Differenz bei den gesamten GRV-Renten und 54 % der Differenz bei den Alterseinkommen erklärt werden. Den größten Erklärungsanteil liefert die Dauer der sozialversicherungspflichtigen Vollzeitbeschäftigung in der Privatwirtschaft: Wenn Frauen der älteren Kohorte so lange Vollzeit in der Privatwirtschaft gearbeitet hätten wie Männer ihres Jahrgangs, würde sich der Gender Pension Gap um 67 % in der GRV bzw. 55 % in der gesamten Alterssicherung verringern. Das Ausbildungsniveau trägt trotz deutlicher Unterschiede im Bildungsniveau von Männern und Frauen der älteren Kohorte vergleichsweise wenig zur Erklärung des Gender Pension Gaps bei (3 bis 6 %). In der jüngeren Kohorte ist der Erklärungsanteil der Dauer in sozialversicherungspflichtiger Vollzeiterwerbstätigkeit in der Privatwirtschaft im Vergleich zu der älteren Kohorte sogar noch gestiegen: Wenn Frauen hier dieselben Dauern aufweisen würden wie Männer, würde sich der Gender Pension Gap in der GRV sogar um 77 % bzw. bei den Alterseinkommen insgesamt um 59 % verringern. Die Ausweitung der Teilzeiterwerbstätigkeit in der jüngeren Kohorte spiegelt sich insofern wider als die Verringerung der Zeiten in Teilzeitbeschäftigung von Frauen auf das Niveau der Männer den Gender Pension Gap noch um 22 % (in der GRV) bzw. 16 % (in der gesamten Alterssicherung) ansteigen lassen würde (im Vergleich zu 15 bzw. 13 % in der älteren Kohorte).

Veränderte gesellschaftliche Bedingungen, wie der Anstieg von Scheidungen und ein größerer Anteil unverheirateter Paare führen dazu, dass die Bedeutung individueller Rentenansprüche steigt. Verschiedene institutionelle Maßnahmen, wie die Verlängerung der Kindererziehungszeiten für ab 1992 geborene Kinder, die Absenkung der Unverfallbarkeitsfristen in der betrieblichen Altersversorgung sowie von Kinderzulagen in der staatlichen Förderung privater Vorsorge in Form von Riester-Renten, führen zu einer Verbesserung der Alterssicherung von Frauen in den verschiedenen Säulen des Rentensystems. Die vorliegende Studie kommt allerdings zu dem Ergebnis, dass für die untersuchten Kohorten diese Maßnahmen ebenso wenig wie die gestiegene Bildungsbeteiligung von Frauen und ihre zunehmende Erwerbsbeteiligung zu einer deutlichen Verringerung des Gender Pension Gaps geführt haben. Zwar tragen die institutionellen Regelungen der GRV zu einer Verringerung des Gender Pension Gaps bei; insbesondere der ausgleichende Effekt der Kindererziehungszeiten wird voraussichtlich für kommende Generationen zu einer Reduzierung der geschlechtsspezifischen Rentenlücke führen. Allerdings zeigen die multivariaten Ergebnisse, dass es vor allem der Vollzeit-Teilzeit-Gap ist, der den weiterhin großen Unterschied in den Renteneinkommen von Männern und Frauen verursacht und der weder durch die Ausgleichszahlungen im gesetzlichen Rentensystem noch durch betriebliche oder private Alterssicherungsansprüche ausgeglichen werden kann.

Executive summary

This paper analyses the influence of various biographical factors on the difference in men’s and women’s old age incomes, the so-called gender pension gap. The development of different pension outcomes is framed theoretically by employing the life course paradigm. The underlying concept of the life course is captured by the term of “endogenous causality”, which implies that the life course is structured by the consequences of former decisions and living conditions. For example, gender specific occupational choices or preferences for certain fields of study lead to labour market positions associated with lower occupational prestige or lower wages. For younger women the situation has improved in various ways: Compared to older cohorts their participation in education and thereby their career chances have improved. Their increased employment participation has a direct positive impact on their individual public pension entitlements. Indirectly, it also improves their chances of realizing occupational pensions and their possibilities for private provisions.

The influence of various biographical factors on the gender pension gap is examined in this paper for West Germany using data on “Old Age Provisions in Germany (AVID) 2005”. The database individually combines process-produced data with specifically compiled survey data. We compare projected old-age incomes including statutory pension entitlements, occupational and private pensions for two cohorts born in 1942–1946 and 1957–1961. Firstly, the influence of regulations in the statutory pension scheme is examined by comparing pensions accruing only from individual employment with the overall amount of pensions which includes compensations i.e. for periods of child care or unemployment. In a second step we analyse the influence of additional pension schemes by comparing the statutory pension entitlements with the overall sum of old age incomes including occupational and private pensions. If we focus on the entitlements accruing from individual employment only, we find a gender pension gap of 61 % in the older cohort and of 59 % in the younger one. Including social compensations in the statutory pension insurance reduces the gender specific difference in pensions to 53 % for the older cohort and 49 % for the younger one. Adding projected old age incomes from occupational schemes and private provisions increases the gender pension gap again to a percentage share of 58 % for the older cohort and 51 % for the younger one. Social compensations within the statutory pension system thus clearly function in favour of women.

The Oaxaca-Blinder decomposition procedure is used to quantify the share of different explaining factors concerning the development of the gender pension gap. For the older cohort, differences in education and employment history account for 60 % of the gender pension gap in the entitlements from individual employment, for 65 % of the difference in the statutory pension entitlements, and for 54 % of the difference in the old age incomes. The largest share of explained difference can be ascribed to the duration of full-time employment in the private sector: If older women were employed full-time in the private sector for the same duration as their male counterparts the gender pension gap would be reduced by 67 % for the statutory pension entitlements and by 55 % for the old age incomes. Even though we find distinct differences in the level of education, this explains only a relatively small amount of the gender pension gap (3 to 6 %). For the younger cohort the duration of full-time employment in the private sector contributes an even higher share than for the older cohort: If younger women were in this status for the same duration as men the gender pension gap would be reduced by 77 % for statutory pension entitlements and by 59 % for old age incomes. The increased prevalence of part-time employment for the younger cohort is also mirrored in the results. If women showed reduced levels of part-time employment comparable to their male counterparts, the gender pension gap would increase by 22 % (statutory pension entitlements) and 16 % (old age incomes). The relevant shares in the older cohort amount to 15 % and 13 %.

Societal changes such as the increased prevalence of divorces and a greater share of unmarried couples also imply a growing importance of individual pension entitlements. Various institutional measures were introduced to improve women’s old age security in the different pillars of the old age pension system: pension entitlements for periods of childcare were improved in the statutory pension scheme for parents of children born after 1992, vesting periods for eligibility were shortened in occupational pension schemes and special state subsidies for parents were introduced for the Riester pension schemes. However, the present study concludes that so far neither these measures nor higher levels of education or the increased participation in employment have led to a distinct reduction of the gender pension gap for the younger cohort examined. Regulations within the statutory pension scheme do reduce the gender pension gap and the compensatory effect of child benefits will most probably lead to a reduction of the gender pension gap for future generations. Albeit multivariate results show that the main explaining factor for the gender pension gap is the disparity of full-time and part-time employment. This difference can neither be counterbalanced by the compensations within the statutory pension scheme nor by occupational pensions or private provisions.

Notes

  1. 1.

    Abgeleitete Rentenansprüche sind Leistungen, die im Fall des Todes an Hinterbliebene gewährt werden.

  2. 2.

    Ein sozialer Ausgleich erfolgt nicht nur über kompensatorische Maßnahmen, sondern beispielsweise auch durch gleiche Beiträge und Leistungen, unabhängig von Geschlecht oder Gesundheitszustand.

  3. 3.

    Bei den heutigen Altersrentnerinnen (mit Geburten vor 1992) wird allerdings lediglich ein Kindererziehungsjahr pro Kind angerechnet.

  4. 4.

    Eine Ausnahme bilden lediglich die Kinderzulagen in der staatlichen Riester-Förderung.

  5. 5.

    Um einen Anspruch auf Leistungen aus einer klassischen betrieblichen Altersvorsorge zu erwerben, muss man eine bestimmte Zeit in einem Betrieb beschäftigt gewesen sein. Der Anspruch bleibt bei zwischenzeitlichem oder endgültigem Ausscheiden aus dem Betrieb bestehen.

  6. 6.

    Mit dem RV-Nachhaltigkeitsgesetz wurden weitere Maßnahmen zur Senkung des Rentenniveaus eingeführt und das Mindest-Rentenniveau „Netto vor Steuern“ auf 46 % im Jahr 2020 und 43 % im Jahr 2030 festgelegt (Kramer 2004). Nach aktuellen Schätzungen sinkt das Sicherungsniveau vor Steuern von gut 50 % für den Rentenzugang 2011 auf gut 46 % für den Rentenzugang 2025 (BMAS 2011). Der Begriff „Netto vor Steuern“ wurde aufgrund der schrittweisen Einführung einer nachgelagerten Besteuerung notwendig. Von dem Brutto-Betrag werden keine Steuern sondern nur Sozialversicherungsbeiträge abgezogen.

  7. 7.

    Die Alterseinkommen können sich einerseits durch die beschriebenen Verbesserungen der Situation von Frauen auf dem Arbeitsmarkt, andererseits aber auch durch eine Verschlechterung der Erwerbssituation von Männern annähern. Obwohl wir auf der Grundlage der bisherigen Ausführungen und der im folgenden Abschnitt dargestellten empirischen Befunde keine solche Entwicklung vermuten, ist diese Möglichkeit bei der Interpretation der Ergebnisse dennoch zu berücksichtigen.

  8. 8.

    Die Mindestversicherungszeit bzw. Wartezeit kann z.B. auch durch zwei nach 1992 geborene Kinder erfüllt werden.

  9. 9.

    Zur Zeit erwerben rund zwei Drittel der sozialversicherungspflichtig Beschäftigten eine betriebliche Altersversorgung (Kortmann 2008).

  10. 10.

    Während die Zulagenempfänger eher unterdurchschnittliche Einkommen aufweisen (aktuell Stolz und Rieckhoff 2011), zeigt sich bei Betrachtung des förderberechtigten Personenkreises insgesamt und im Haushaltskontext eine geringere Verbreitung der Riester-Rente bei Haushalten mit Niedrigeinkommen (Geyer 2011).

  11. 11.

    Auftraggeber der AVID 2005 waren die Deutsche Rentenversicherung Bund und das Bundesministerium für Arbeit und Soziales. Die Befragungen wurden von TNS Infratest Sozialforschung durchgeführt, die Fortschreibung erfolgte durch das Büro für Statistik, Analyse und Simulation (ASKOS).

  12. 12.

    Der Haushaltskontext wird in der vorliegenden Auswertung nicht berücksichtigt, da Veränderungen des Familienstands nicht simuliert wurden und für die verschiedenen Geburtsjahrgänge daher Informationen zu sehr unterschiedlichen biografischen Zeitpunkten vorliegen.

  13. 13.

    Die Fragebögen stehen unter www.altersvorsorge-in-deutschland.de zum Download zur Verfügung.

  14. 14.

    Für das Arbeitszeit-Modul wurden ähnliche Kovariaten verwendet wie für das Erwerbsstatusmodell, für die Schätzung des Einkommens wurde lediglich auf das Alters und die Bildung zurückgegriffen (Schatz 2010).

  15. 15.

    Die Unterschiede für Ostdeutschland sind wesentlich größer; auch hier sind sie für Männer ausgeprägter als für Frauen.

  16. 16.

    Die Berechnung der Anwartschaften weiterer Systeme wird an dieser Stelle nicht diskutiert. Sie haben für den vorliegenden Beitrag keine Relevanz, da Beamte und Selbstständige aus methodischen Gründen aus der Analyse ausgeschlossen werden.

  17. 17.

    Die höhere Erwerbsbeteiligung ostdeutscher Frauen führt dazu, dass der Gender Pension Gap in Ostdeutschland deutlich niedriger ausfällt.

  18. 18.

    Die nicht erklärte Differenz kann noch weiter unterschieden werden in einen Preiseffekt und einen Shifteffekt. Der Preiseffekt gibt im Hinblick auf den Gender Wage Gap an, wie viel höher die Löhne von Frauen bei gegebener Ausprägung mit den in der Schätzgleichung berücksichtigten Merkmalen wären, wenn sich ihre Löhne wie bei den Männern ergeben würden. Technisch handelt es sich um die „Differenz der für Männer und Frauen jeweils geschätzten Koeffizienten, multipliziert mit dem Mittelwert der jeweiligen Variablen für die Gruppe der Frauen (…)“ und „gibt den Teil des Gaps an, der durch die unterschiedliche monetäre Bewertung der Charakteristika erklärt werden kann“ (Holst und Busch 2009: 13). Der Shifteffekt bezeichnet die Differenz der beiden Konstanten der Regression und gibt den Teil des Gaps an, der auf unbeobachtete Heterogenität zurück geht (Holst und Busch 2009). Da sich in unserem Fall die abhängigen Variablen ganz (gesetzliche Rentenansprüche) oder zum großen Teil (gesamte Alterssicherung) aus der Rentenformel ergeben, sind hier keine Preiseffekte zu erwarten, weshalb die beiden Teileffekte nicht gesondert interpretiert werden.

  19. 19.

    Die eigene projizierte GRV-Anwartschaft umfasst zusätzliche Entgeltpunkte aus sozialem Ausgleich, von dem insbesondere Frauen profitieren (Stegmann und Bieber 2010), aber beispielsweise bei Geschiedenen gegebenenfalls auch zusätzliche Entgeltpunkte aus einem Versorgungsausgleich, die rechtlich als eigene Anwartschaft gelten. Der Anteil der Geschiedenen liegt in der älteren Kohorte bei rund 10 %, in der jüngeren bei etwa 6 %. Der geringere Wert in der jüngeren Kohorte ergibt sich, da in der Simulation keine Fortschreibung des Familienstands erfolgte und der Anteil daher die Situation im Befragungsjahr wiedergibt.

  20. 20.

    Die Angaben zum Bildungsniveau stammen aus der Hauptbefragung. Der Faktor wurde aus Angaben zu dem höchstem Schulabschluss und dem höchsten beruflichen Abschluss gebildet.

  21. 21.

    Die Variablen zu den Erwerbsstatuszuständen werden für die Modellschätzung zentriert. Insbesondere bei den Frauen sind einige der Erwerbsstatusvariablen vergleichsweise hoch miteinander korreliert (bis zu r=0.8). Ein Maßzur Bestimmung der Kollinearität ist der Varianz-Inflation-Faktor (VIF) (Backhaus 2008). In unserem Modell beträgt dieser für alle erklärenden Variablen zusammen nur 1.8 und ist nur für die Vollzeitbeschäftigung in der Privatwirtschaft leicht erhöht (4.5). Insgesamt ist es allerdings möglich, dass die vorhandene Kollinearität zwischen den erklärenden Variablen zu größeren Standardfehlern der Regressionskoeffizienten führt, die Schätzungen also unzuverlässiger werden.

  22. 22.

    Die Verwendung von Daten, die die Erwerbsbiografien bis zum Rentenzugang im Alter 65 simulieren, überschätzt den Gender Pension Gap etwas, da die tatsächlichen Rentenzugänge in Deutschland im Mittel deutlich früher stattfinden und die in der Datenbasis längeren geschlechtsspezifischen Erwerbsverläufe dementsprechend zu einem weiteren Auseinanderdriften der Rentenhöhe führen. Dennoch ist auch in der Querschnittsbetrachtung für Altersrentenzugänge nur eine leichte Absenkung von 50 % im Jahre 1960 auf 45 % im Jahre 2010 zu beobachten (vgl. Abb. 2).

  23. 23.

    Bei der jüngeren Kohorte wird allerdings das Ausmaß der privaten Vorsorge insbesondere in Form von Riester-Renten deutlich unterschätzt, da in den Daten der Stand zum Jahr 2004 abgebildet wird. Es wurden keine Neuverträge oder Stornierungen simuliert, so dass bei jüngeren Personen das Ausmaßprivater Vorsorge vor dem Hintergrund steigender Riester-Abschlusszahlen vermutlich unterschätzt wird.

  24. 24.

    Die Werte beziehen sich auf ungewichtete Berechnungen, in der Standardberichterstattung der AVID werden dagegen in der Regel auf die Bevölkerung hochgerechnete Werte ausgewiesen (Heien et al. 2007).

  25. 25.

    Die Kategorie sonstiger Abschluss wird gesondert aufgeführt, da über die Qualität der sonstigen Abschlüsse nichts bekannt ist und aufgrund der allgemeinen Schulbildung oder sonstiger Variablen auch keine näherungsweise Zuordnung zu einer der Kategorien möglich war.

  26. 26.

    Grundlage sind jeweils geschlechtsgetrennte lineare Regressionsgleichungen, die hier aus Platzgründen nicht dargestellt sind.

  27. 27.

    Der Stundenlohn bei Vollzeitbeschäftigung wurde aufgrund der hohen Korrelation mit Bildungsniveau und Erwerbsdauer nicht in die Modelle aufgenommen.

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Danksagung

Die Arbeit an diesem Artikel wurde ermöglicht durch die finanzielle Förderung des Projekts zur „Alterssicherung von Menschen mit flexiblen Erwerbsbiografien in Deutschland“ durch die Baden-Württemberg Stiftung im Rahmen des Eliteprogramms für Postdoktorandinnen und Postdoktoranden. Für hilfreiche Hinweise zu früheren Versionen des Manuskripts möchten wir uns bei Anika Rasner und zwei anonymen Gutachtern bedanken.

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Schlüsselwörter

  • Alterssicherung
  • Gender Pension Gap
  • Erwerbsbiografien
  • Kohortenvergleich
  • Deutschland
  • Oaxaca-Dekomposition

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