Sicherungsziele für die Rente: empirische Messung und Ergebnisse –

Wegen der absehbaren Effekte der demografischen Alterung hat die Politik die Reformen von 2001 und 2004 beschlossen und sich damit vom Ziel eines konstanten Rentenniveaus verabschiedet.1 Die Rentenreform vom Herbst 2018 sieht nun aber eine verbindliche Haltelinie vor, aufgrund derer das Rentenniveau in seiner gesetzlichen Definition (als „Sicherungsniveau vor Steuern“; § 154 Sozialgesetzbuch SGB VI) bis 2025 nicht unter 48 % fallen soll. Namhafte Politiker der Regierungskoalition forderten bereits vor der Verabschiedung dieser Regelung, sie auf den Zeitraum bis 2040 auszudehnen. Ein Teil der Oppositionsparteien und die Gewerkschaften fordern sogar Konstanz auf noch höherem Niveau.

Ob solche Vorgaben realistisch sind, wenn sich der demografische Alterungsprozess mit dem Eintreten der geburtenstarken Jahrgänge ins Rentenalter in den nächsten zehn bis 15 Jahren – im internationalen Vergleich relativ stark und schnell – entfaltet, erscheint als fraglich.2 Zu beachten ist jedoch, dass die absehbare Anspannung der Rentenfinanzen mit dem Absterben der „Baby boomer“ wohl nicht wieder zurückgeht. Vielmehr wird sie wegen langjährig niedriger Geburtenraten und steigender Lebenserwartung aller Voraussicht nach hoch bleiben und sogar noch weiter wachsen.3 Wie die gesetzliche Rente und das gesamte Alterssicherungssystem auf diese Situation eingestellt werden können, berät derzeit die von der Bundesregierung eingesetzte Rentenkommission, die im Frühjahr 2020 Vorschläge vorlegen soll.

Überraschend ist in diesem Kontext, dass es nur wenig Forschungsliteratur zur Frage gibt, wie hoch Renten und andere Alterseinkommen eigentlich sein sollten, um die mit der Altersvorsorge verfolgten Sicherungsziele zu erreichen. Solche Ziele reichen von der Vermeidung von Altersarmut bis zur Sicherung des aus der Erwerbsphase gewohnten Lebensstandards, mit unterschiedlichen Rollen für Instrumente der staatlichen sowie der betrieblichen und privaten Altersvorsorge in verschiedenen Ländern. In Deutschland herrschte traditionell die Erwartung, dass eine gesetzliche Rente nach 40 bis 45 Beitragsjahren den Lebensstandard im Alter voll sichert. Mittlerweile verbreitet sich aber die Sorge, dass die Rente dafür auch nach einem langen Erwerbsleben nicht reicht. Dabei fehlen klare Maßstäbe, welches Rentenniveau den Lebensstandard sichern kann. Vielmehr wird oft als gegeben genommen, dass ein Netto-Rentenniveau von 70 %, wie es die gesetzliche Rentenversicherung von den 1970er Jahren bis Ende der 1990er Jahre mit geringen Schwankungen realisierte, als lebensstandardsichernd anzusehen ist.4 Um die Befürchtungen aus jüngerer Zeit zu belegen, werden dagegen tendenziell höhere Anforderungen gestellt. So verstehen Grabka et al. unter Lebensstandardsicherung, dass das verfügbare Einkommen beim Renteneintritt ausreicht, den vorherigen privaten Konsum konstant zu halten, was bei niedrigen, laufenden Ersparnissen ein Nettosicherungsniveau erfordert, das nahe bei 100 % liegt.5

Messung der Rentenhöhe

Altersrenten ersetzen beim Eintritt in den Ruhestand Erwerbseinkommen, die bis dahin im Regelfall die hauptsächliche Quelle des laufenden Lebensunterhalts darstellen. Ihre Höhe wird daher sowohl für die Planung ex ante als auch für Analysen ex post häufig in Form von Ersatzquoten gemessen.6 Dafür wird das Alterseinkommen in Relation zum Einkommen vor dem Renteneintritt gesetzt. Dies kann auf Brutto- oder auf Nettobasis geschehen. Im Hinblick auf die (gegebenenfalls anteilige) Deckung des bisherigen Lebensstandards sind Netto-Ersatzquoten die aussagekräftigere Variante, auf die sich die weiteren Angaben in diesem Text daher ganz überwiegend beziehen.7

Die betrachteten Einkommen können außerdem in Hinblick auf relevante Einkommensteile und Zeiträume unterschiedlich definiert werden. So können nur gesetzliche Renten und die ihrer Bemessung zugrundeliegenden sozialversicherungspflichtigen Arbeitsentgelte verglichen werden oder aber Einkommen aller Art, einschließlich Einnahmen aus Vermögen und eventueller Vermögensabbau. Im ersten Fall wird auf die Renten in ihrer Lohnersatzfunktion fokussiert, im zweiten Fall ein vollständigeres Bild der Einkommenssituation im Alter gegeben. Ebenso können Einkommen in eng definierten Zeiträumen miteinander verglichen werden – beispielsweise unmittelbar vor und nach dem Renteneintritt –, aber auch Durchschnittseinkommen über längere Zeiträume, z. B. das durchschnittliche Arbeitseinkommen während des gesamten Erwerbslebens.

Wenn es keine verzerrenden Effekte gibt, sind präzise Aussagen zur Entwicklung des Lebensstandards eher bei enger zeitlicher Abgrenzung möglich. Längere Zeiträume zu betrachten, rückt in den Blick, wie sich die Einkommenssituation entwickelt hat, während für das Alter vorgesorgt wurde (und gegebenenfalls auch, wie lange dies geschah). Es führt allerdings zur Frage, wie bei der Bildung längerfristiger Durchschnitte mit Inflation und realem Wachstum des Einkommens umgegangen werden soll. Durch solche Effekte kann sich auch eine Ersatzquote, die für das Jahr des Renteneintritts gemessen wird, anschließend verändern, je nachdem ob Teile des Alterseinkommens im Zeitablauf als nominal konstante Zahlungen anfallen, ob es dabei einen Inflationsausgleich oder sogar reale Steigerungen gibt. Hier wird vor allem auf „spitze“ Resultate für Einkommen kurz vor und nach dem Eintritt in den Ruhestand abgestellt. Schließlich kann die Haushaltsebene oder das Individuum betrachtet werden. Ein umfassenderes Bild ergibt sich bei der Betrachtung von Haushaltseinkommen. In empirischem Kontext wird es allerdings schwieriger, z. B. Rentnerhaushalte abzugrenzen, wenn (noch) nicht beide Partner in Rente sind. In jedem Fall führen die hier angesprochenen Varianten verschiedener Definitionen dazu, dass Angaben zu Ersatzquoten nicht immer direkt miteinander vergleichbar sind.

Nicht leicht zu interpretieren sind vor dem Hintergrund dieser Überlegungen auch die offiziellen Angaben zum Rentenniveau der gesetzlichen Rentenversicherung, die üblicherweise als Sicherungsniveau „netto vor Steuern“ bezeichnet werden.8 Das Rentenniveau ist eine „Quasi-Ersatzquote“, d. h. es bezieht sich nicht auf die früheren Arbeitsentgelte der Rentner, sondern auf die (Durchschnitts-)Entgelte der zeitgleich aktiven Beitragszahler. Das Rentenniveau sinkt, wenn die Renten langsamer steigen als die Löhne. Dass die Renten selbst sinken, ist nach geltendem Recht (§ 68a SGB VI) dagegen ausgeschlossen. Daneben taugt das Rentenniveau auch aufgrund anderer Eigenarten nur bedingt als Maß für die Höhe gesetzlicher Renten. Als Größe „netto vor Steuern“ misst es weder ein Brutto- noch ein wirkliches Nettorentenniveau. Es berücksichtigt zwar die (unterschiedliche) Belastung von Renten und Löhnen mit Sozialbeiträgen, aber nicht mit Steuern. Für Jahre, in denen das früher auch offiziell ermittelte Nettorentenniveau bei 70 % lag, ergibt sich netto vor Steuern ein deutlich niedrigeres Rentenniveau von 53 %.9 Dieser Wert – nicht das Nettorentenniveau – ist mittlerweile auf unter 50 % gesunken und soll nun bis 2025 bei mindestens 48 % gehalten werden.

Auch berücksichtigt das Rentenniveau keine individuellen Merkmale Versicherter, sondern basiert auf der stark stilisierten Versicherungsbiografie eines „Standardrentners“. Gemessen an realen Biografien ist dieser mit 45 Beitragsjahren relativ lang aktiv, weist zugleich aber ein unrealistisch flaches Lohnprofil auf, das in jedem Jahr exakt dem durchschnittlichen beitragspflichtigen Arbeitsentgelt aller aktiven Versicherten entspricht. Da es innerhalb der gesetzlichen Rentenversicherung keine nennenswerte Umverteilung zwischen Beitragszahlern bzw. Rentnern mit unterschiedlich hohen Einkommen gibt, kann das Rentenniveau trotzdem einen Orientierungswert für alle Versicherten mit vollständiger Versicherungsbiografie liefern, der im Wesentlichen die Effekte der Rentenpolitik für die Höhe gesetzlicher Renten widerspiegelt. Im Zuge der laufenden Heraufsetzung der Regelaltersgrenze ist das offiziell ausgewiesene Rentenniveau aber dabei, diese Orientierungsfunktion zu verlieren.10

Sicherungsziele für die Rente: Ansätze und Ergebnisse

Bei der staatlichen Alterssicherung werden bis heute zwei idealtypische Grundformen unterschieden, die sich vor allem durch ihre Sicherungsziele unterscheiden: Rentensysteme in den Traditionen von Bismarck oder Beveridge.11 Während Beveridge-Systeme vor allem darauf angelegt sind, allen Versicherten eine armutsfeste Grundrente zu gewähren, und eine darüber hinausgehende Absicherung betrieblicher oder privater Altersvorsorge überlassen, zielen Bismarcksche Systeme darauf, bei allen Versicherten einen (zentralen) Beitrag zur Lebensstandardsicherung im Alter zu leisten. Renten à la Beveridge haben daher tendenziell eine einheitliche Höhe,12 während Bismarcksche Renten tendenziell in einer festen Beziehung zu den individuell geleisteten Beiträgen stehen. Wie hoch Renten dieses Typs sein müssen, um tatsächlich als lebensstandsichernd zu gelten, bzw. wie man dies gegebenenfalls messen kann, bleibt damit aber noch offen.

Da die gesetzliche Rentenversicherung als prototypisches Bismarcksches Systems gilt (während die britische State Basic Pension den Prototyp eines Beveridge-Systems darstellt), könnte man sich für Diskussionen über Höhe und Zieladäquatheit deutscher gesetzlicher Renten hier auf die Frage nach der Lebensstandardsicherung konzentrieren. Angesichts der aktuellen Debatte zur Altersarmut wird aber auch auf die Höhe armutsfester Alterseinkommen eingegangen. Sicherungsziele, bei denen die Armutsvermeidung im Vordergrund steht, ergeben sich zumeist aus Mindeststandards (Armutsgrenzen) für das jeweilige (Alters-)Einkommen. Solche Mindeststandards können, zumindest teilweise, empirisch bestimmt werden. Effektiv werden hierfür oft Schwellenwerte aus der Armutsforschung übernommen; daneben sind aber auch aus der Konsumforschung abgeleitete Werte denkbar.

Schwellenwerte aus der Armutsforschung wurden unter anderem von Love et al. und Knoef et al. für die USA und die Niederlande verwendet.13 Knoef et al. beziehen sich auf die in der amtlichen europäischen Statistik übliche Armutsrisikogrenze von 60 % des äquivalenz- (oder „bedarfs-“)gewichteten Medianeinkommens.14 Stattdessen kann auch der strengere Maßstab der statistischen Armutsgrenze der OECD herangezogen werden, die bei 50 % des Median-Äquivalenzeinkommens liegt.15 Love et al. stützen sich auf die offizielle Definition von Armutsgrenzen aus der amtlichen US-Statistik, hinter der unter anderem eine Art Warenkorb-Ansatz für notwendige Konsumausgaben in Haushalten verschiedener Größe steht.16 Unabhängig davon, welche Schwellenwerte herangezogen werden (und wie sie ermittelt worden sind), kann der jeweilige Wert mit tatsächlichen oder erwarteten Alterseinkommen verglichen werden. Armuts- oder Armutsrisikogrenzen stellen dabei einen absoluten Betrag dar, der in unterschiedlicher Relation zu tatsächlich beobachteten Einkommen steht. Um eine Ersatzquote zu bestimmen, bei der der jeweilige Schwellenwert nicht unterschritten wird, werden die variierenden Ersatzquoten aller betrachteten Haushalte in den genannten Arbeiten gemittelt.

Für Deutschland gibt es im Zuge der aktuellen Diskussionen über Altersarmut einige Beiträge, die den Anteil der von Armut oder Armutsrisiken betroffenen Personen im Rentenalter beziffern und auch die weitere Entwicklung dieses Anteils abschätzen. Explizite Berechnungen zur Höhe entsprechender Ersatzquoten liegen dagegen nicht vor. Hier werden Daten der Einkommens- und Verbrauchsstichprobe (EVS) von 2013 ausgewertet.17 Als Mindeststandards werden die Armutsrisiko- und die Armutsgrenze (60 % bzw. 50 % des Medians der Netto-Äquivalenzeinkommen) zugrundegelegt. Die Netto-Äquivalenzeinkommen werden nach der modifizierten OECD-Skala ermittelt.18 Ergänzend wird als Schwellenwert die Höhe der Grundsicherung im Alter nach dem SGB XII betrachtet, die gegenüber den beiden anderen aus der Einkommensverteilung hergeleiteten Werten die politisch gesetzte „Armuts-Interventionslinie“ darstellt.

Die verschiedenen Mindeststandards werden verglichen mit den Netto-Äquivalenzeinkommen von Ein- und Zwei-Personen-Haushalten, in denen mindestens ein Haushaltsmitglied im Alter von 60 bis 64 Jahren lebt, das noch nicht in Rente ist. Dabei werden insgesamt 1984 Haushalte berücksichtigt. Bezogen auf durchschnittliche Einkommen ergeben sich am Ende Ersatzquoten, die von rund 33 % (Mindeststandard: Grundsicherung) über 42 % (Mindeststandard: 50 % des Medianeinkommens) bis zu 50 % (Mindeststandard: 60 % des Medianeinkommens) reichen.19 Ersatzquoten, die auf der Höhe der Grundsicherungsleistungen basieren, können als absolute Untergrenze angesehen werden, da bei geringeren Einkommen Anspruch auf solche Leistungen besteht.

Auf Mindeststandards basierende Ersatzquoten sind teilweise empirisch fundiert, aber dennoch nicht frei von Annahmen und willkürlichen Setzungen. Dies gilt für die gewählte statistische Definition von Armut(srisiken), aber auch für Äquivalenzskalen bei der Gewichtung von Haushaltseinkommen.20 Letztlich ergibt sich aus der Armutsforschung eine große Bandbreite an potenziellen Schwellen, unter denen die Ersatzquote bei Durchschnittseinkommen nicht liegen sollte. Auf die Frage, ob mit Hilfe staatlicher Regelsicherungssysteme oder sonstiger Vorsorge der individuelle Lebensstandard gesichert werden kann, geben die bisher betrachteten Ansätze noch keine Antwort.

Lebensstandardsicherung

Ersatzquoten, mit denen der aus dem Erwerbsleben gewohnte Lebensstandard nach dem Renteneintritt aufrechterhalten werden kann, sollten im Regelfall über denjenigen liegen, die auf Armutsvermeidung zielen. Eine Lebensstandardsicherung verlangt dabei nicht zwingend, dass das Einkommen im Alter konstant bleiben muss. Entsprechende Ersatzquoten könnten deutlich unter 100 % liegen, da keine ergänzende Altersvorsorge betrieben werden muss und auch keine erwerbsbezogenen Ausgaben anfallen (z. B. für Pendeln). Hinzu kommt, dass nach dem Renteneintritt mehr Zeit für Haushaltsproduktion bleibt und Kinder wirtschaftlich vollends unabhängig sind. Andererseits sind auch lebensstandardsichernde Ersatzquoten von über 100 % denkbar, vor allem da Ausgaben für Gesundheit und Pflege mit dem Alter steigen. Solche Ausgaben müssen in verschiedenen Ländern jedoch in sehr unterschiedlichem Maße von den Rentnern selbst (mit)finanziert werden.

• Heuristische Bestimmung: In der Literatur finden sich häufig Sicherungsziele für eine angemessene Altersvorsorge, die heuristisch festgelegt oder aufgrund praktischer Überlegungen gewählt werden. Dies gilt in Deutschland beispielsweise für das historische Nettorentenniveau in Höhe von 70 %, das für Personen mit vollständiger Versichertenbiografie im Jahr des Renteneintritts näherungsweise zugleich einer Netto-Ersatzquote von 70 % entsprach.21 Ebenso gilt es für den von Grabka et al. vorgeschlagenen Wert einer Ersatzquote von 100 %, ausgehend vom vorgegebenen Maßstab eines konstanten Konsums.22 Wie sinnvoll solche Setzungen sind, hängt von der jeweiligen Heuristik ab: Ob sich Struktur und Höhe des Konsums beim Renteneintritt typischerweise verändern, ist eine offene Frage. Das frühere Rentenniveau zu betrachten, hat allerdings praktischen Wert. So untersucht Schnabel, wieviel ergänzende Vorsorge nötig ist, um die durch die Reformen ab 2001 entstandene Rentenlücke zu schließen.23 Ob ein Zielniveau von 70 % bereits als lebensstandardsichernd gelten kann, ist dabei zweitrangig. Für andere Länder werden heuristische Werte mit ähnlicher Bandbreite vorgegeben. So nennen Haveman et al. sowie Boskin und Shoven für die USA ebenfalls eine Nettoersatzquote von 70 % oder mehr als aktiv anzustrebendes Vorsorgeziel.24 Love et al. nennen ohne nähere Verweise Werte von 70 % bis 100 % als willkürlich gesetzte Benchmarks aus der angelsächsischen Literatur.25 Generell kommen heuristisch gesetzte Sicherungsziele ohne empirische Auswertungen und mathematische Modelle aus.
• Befragungen: Einen einfachen, direkten Weg zur Bestimmung individueller Vorsorgeziele, die als lebensstandardsichernd angesehen werden können, gehen Binswanger und Schunk mit Hilfe einer Befragung von Personen in den USA und den Niederlanden im Alter ab 25 Jahren (einschließlich Personen im Rentenalter).26 Ausgehend von ihrem aktuellen Bruttoeinkommen werden den Befragten unterschiedliche Kombinationen von Nettoeinkommen vor und nach dem Renteneintritt vorgelegt, die ein unterschiedliches Sparverhalten abbilden und damit zugleich bestimmte Netto-Ersatzquoten implizieren. In beiden Ländern präferieren die meisten Befragten Ersatzquoten zwischen 75 % und 100 % (mit abnehmender Tendenz bei steigendem Einkommen). Entsprechende Untersuchungen für Deutschland fehlen. Individuelle Präferenzen zu erheben, um angemessene Ersatzquoten für die Lebensstandardsicherung zu bestimmen, ist sicherlich ein interessanter Ansatz. Die Resultate erscheinen zwar als unscharf, aber nicht als unplausibel. Dass Individuen in der Lage sind, vorab sinnvolle Ziele für ihren Lebensstandard im Alter anzugeben, bleibt allerdings eine starke Annahme. Die ältere Theorie zeitinkonsistenter Präferenzen27 und neuere Erkenntnisse des Behavioural Finance28 deuten darauf hin, dass viele Personen Schwierigkeiten haben, für den Ruhestand zu planen und tatsächlich ausreichend vorzusorgen. Deshalb stellen auch Beobachtungen zum Konsum- und (Ent-)Sparverhalten vor und nach dem Renteneintritt – im Sinne offenbarter Präferenzen – nicht ohne weiteres eine gute Grundlage für die Messung wünschenswerter Ersatzquoten dar. Vielmehr bedarf es ergänzender Analysen, um solche Beobachtungen zur Ermittlung von Sicherungszielen zu nutzen.
• Lebenszyklus-Modelle: Für die USA gibt es etliche Untersuchungen optimaler Ersatzquoten, die auf dem Lebenszyklus-Modell basieren.29 Dabei werden elaborierte, theoretisch fundierte Modelle anhand empirischer Daten zum Konsum- und Sparverhalten privater Haushalte kalibriert, die den individuellen Nutzen im Lebenszyklus maximieren. Aus solchen Modellen, die nicht notwendig voraussetzen, dass der optimale Konsum im Zeitablauf konstant ist, lassen sich nutzenmaximale Ersatzquoten herleiten. Je nach Datengrundlage und genauer Spezifikation des Modells liegen solche Quoten für die USA zumeist zwischen 80 % und 90 %.30 Scholz et al. legen eine besonders komplexe Variante mit zahlreichen realitätsnahen Komplikationen vor, die zu einer deutlich niedrigeren Ersatzquote von rund 66 % führt.31 Rodepeter stellt Analysen eines Lebenszyklus-Modells für Deutschland an, aus denen sich jedoch keine optimalen Ersatzquoten beim Renteneintritt ermitteln lassen.32 Eine wichtige Beobachtung vieler der genannten Arbeiten ist, dass sich der Lebenszyklus-Ansatz empirisch nicht immer gut bewährt33 – mit unklaren Implikationen für die Optimalität des beobachteten Verhaltens oder für die Angemessenheit der verwendeten Modelle, die zwar stark auf theoretische Konsistenz angelegt sind, deren zentrale, für die Ergebnisse sehr sensitive Parameter sich aber empirisch nicht gut kalibrieren lassen und gesetzt werden müssen.
• Empirische Wohlfahrtsvergleiche. Dudel et al. sowie Dudel und Schmied entwickeln34 ein Messkonzept, das sich an die Schätzung sogenannter Äquivalenzskalen anlehnt. Üblicherweise sollen solche Skalen anzeigen, um wie viel das Einkommen eines Haushalts steigen muss, damit der Lebensstandard unverändert bleibt, wenn eine weitere Person hinzutritt. Dies lässt sich auf die Ermittlung lebensstandardsichernder Ersatzquoten beim Eintritt in die Rente übertragen. Entscheidend ist dabei ein Wohlfahrts­indikator, der den Lebensstandard erfasst und dessen Ausprägungen sich in geeigneten Datensätzen, zusammen mit dem jeweiligen Einkommen, vor und nach dem Renteneintritt beobachten lassen. In einem Regressionsverfahren kann dann die Ersatzquote geschätzt werden, die einen gleichbleibenden Lebensstandard nach dem Renteneintritt gewährt.

Dudel et al. verwenden subjektive Einschätzungen zur Zufriedenheit mit dem Haushaltseinkommen als zentralen Wohlfahrtsindikator und stützen sich bei ihren Analysen auf Daten des Sozio-ökonomischen Panels (SOEP) von 1992 bis 2011.35 Dabei lassen sich im Längsschnitt individuelle Renteneintritte verfolgen. Für die lebensstandardsichernde Ersatzrate erhalten sie als sehr robustes Resultat einen Wert von rund 88 %. Dudel und Schmied stützen sich stattdessen auf Daten der Einkommens- und Verbrauchsstichprobe 2013 und wählen als zentralen Wohlfahrtsindikator den Anteil der Nahrungsmittelausgaben an den Gesamtausgaben eines Haushalts, angelehnt an die frühen Überlegungen von Engel und deren Adaption durch Deaton und Muellbauer.36 Die resultierenden Ersatzquoten liegen in diesem Fall bei knapp 98 %.37

Auf solchen Wohlfahrtsvergleichen basierende Ersatzquoten bieten eine Möglichkeit, angemessene Ziele für die Altersvorsorge empirisch zu bestimmen, ohne willkürliche Setzungen vorzunehmen. Sie nutzen komplexe ökonometrische Verfahren, sind aber im Sinne der Lebensstandardsicherung einfach zu interpretieren. Aus der Literatur zu Äquivalenzskalen ist bekannt, dass Resultate, die auf Angaben zur Lebenszufriedenheit und ähnlichen subjektiven Einschätzungen basieren, niedriger ausfallen als auf beobachtbare Ausgaben basierende. Zufriedenheitsmaße werden offenbar durch anderes als den materiellen Lebensstandard beeinflusst, z. B. durch Vergleiche der eigenen Position mit der anderer.38 Im Kontext des Renteneintritts könnten gestiegene Freizeit, mehr Zeit mit dem Partner oder allgemein höhere Zeitsouveränität hinzukommen. Ausgabenbasierte Maße für den Lebensstandard lassen solche Faktoren außen vor. Damit dürften ausgabenbasierte Ersatzquoten verglichen mit allen anderen hier betrachteten Ansätzen Obergrenzen für Sicherungsziele bei der Altersvorsorge liefern.

Ergebnisse für Deutschland

Einen Überblick über die wichtigsten Ergebnisse gibt Tabelle 1: Der niedrigste anzustrebende Wert von rund 33 % ergibt sich für das Ziel der Armutsvermeidung, wenn Leistungen der Grundsicherung im Alter als Referenz herangezogen werden. Gängige statistische Armuts- und Armutsrisikogrenzen führen zu knapp 10 bzw. 20 Prozentpunkte höheren Ersatzquoten. Der oft als lebensstandardsichernd angesehene, aber heuristisch festgelegte Wert von 70 % liegt in der Mitte aller hier zusammengestellten Resultate. Auf empirischen Wohlfahrtsvergleichen basierende Ergebnisse fallen nochmals rund 20 bis 30 Prozentpunkte höher aus. Mit subjektiven Zufriedenheitsmaßen als Wohlfahrtsindikatoren ergeben sich niedrigere lebensstandardsichernde Ersatzquoten als bei ausgabenbasierten Indikatoren.

Ersatzquoten zur Armutsvermeidung lassen sich aus den zugrundeliegenden Daten relativ präzise ermitteln, sodass die in Tabelle 1 ebenfalls ausgewiesenen Grenzen der Konfidenzintervalle nur geringfügig unter bzw. über dem Punktschätzer liegen. Die Konfidenzintervalle der auf empirischen Wohlfahrtsvergleichen basierenden Resultate decken eine große Bandbreite von knapp 83 % bis rund 105 % ab. Das Niveau lebensstandardsichernder Ersatzquoten ist somit mit einiger Unsicherheit behaftet, auch wenn es klar über den Mindeststandards zur Armutsvermeidung und auch über dem in der Literatur gängigen, aber heuristischen Wert für eine angemessene Altersvorsorge liegt.

Welche der Sicherungsziele werden erreicht?

Ergänzend zu Ersatzquoten, die im Hinblick auf verschiedene Vorsorgeziele anzustreben sind, sollen hier auch tatsächlich erreichte Ersatzquoten in Deutschland berichtet werden. Kluth und Gasche konzentrieren sich dabei auf Leistungen der gesetzlichen Rentenversicherung39 und werten dazu Repräsentativdaten für den Rentenzugang im Jahr 2010 aus. Als durchschnittliche Netto-Ersatzquote ermitteln sie, bezogen auf die individuellen, versicherungspflichtigen Arbeitsentgelte im Jahr vor dem Renteneintritt, 69,4 %. Dieser Wert fällt sogar noch etwas höher aus als die Netto-Ersatzquote von rund 67 % für die fiktive Erwerbsbiografie eines „Standardrentners“.40 Differenziert nach Geschlecht und Region schwanken die Resultate auf Basis realer VersicherungsBiografien mit relativ enger Bandbreite zwischen 67,1 % für westdeutsche Frauen und 78,2 % für ostdeutsche Männer. Hinter diesen Durchschnitten stehen – insbesondere aufgrund variierender Zahlen von Versichertenjahren auf Individualebene – Verteilungen, die klar unimodal (eingipfelig) sind und eine eher geringe Streuung aufweisen, d. h., viele individuelle Ersatzquoten liegen tatsächlich in der Nähe der genannten Durchschnittswerte.

Gesetzliche Renten in Deutschland sind – unter der Voraussetzung einer möglichst vollständigen Versichertenbiografie – darauf angelegt, individuelle Einkommenspositionen aus dem Erwerbsleben in der Ruhestandsphase zu replizieren. Ersatzquoten für Versicherte, deren versicherungspflichtiges Arbeitsentgelt nicht die Beitragsbemessungsgrenze überschreitet, sind daher tendenziell einheitlich und hängen nicht von der Höhe des zuletzt erzielten Entgelts ab. Für Durchschnittsverdiener sind die von Kluth und Gasche ermittelten Ersatzquoten somit recht eindeutig armutsfest,41 aber eher noch nicht lebensstandardsichernd. Bei niedrigeren Erwerbseinkommen können Ersatzquoten um 70 % aber zu Armutsgefährdung oder Armut führen, wenn keine weiteren Alterseinkommen bezogen werden.

Trotzdem erhalten nur 2,7 % (2017) der Bezieher von Altersrenten zugleich Leistungen der Grundsicherung im Alter.42 Unter Rentenbeziehern mit mindestens 35 Versicherungsjahren liegt dieser Anteil sogar nur bei 1 %.43 Beide Werte liegen weit unterhalb des Bevölkerungsanteils aller Personen, die Leistungen der Grundsicherung (für Arbeitsuchende, bei Erwerbsminderung und im Alter, zuzüglich Bezieher allgemeiner Hilfen zum Lebensunterhalt) beziehen, von rund 9 %. Angaben zur Verbreitung statistisch abgegrenzter Armutsrisiken (Schwellenwert: 60 % des Medians der Netto-Äquivalenzeinkommen) unter Beziehern gesetzlicher Renten schwanken mit der genauen Definition der betrachteten Personengruppe und der verwendeten Datengrundlage. Nach Daten des Mikrozensus ist 2017 der Anteil der Rentner im Armutsrisiko 16,0 %44, nach der Datenbasis „EU-SILC“ beträgt er 17,5 %.45 Aktuelle Gegebenheiten können sich in Zukunft aber verändern. So rechnet die OECD in standardisierten Vergleichen damit, dass die Netto-Ersatzquote von Leistungen der gesetzlichen Rentenversicherung unter dem heute geltenden Recht für Durchschnittsverdiener bis 2060 auf 50,5 % zurückgeht.46 Nur in Verbindung mit staatlich geförderter, bisher aber freiwilliger privater Vorsorge ergibt sich laut OECD in der ferneren Zukunft noch eine Netto-Ersatzquote von 65 %. Parallel dazu wird in Deutschland eine Ausbreitung von Altersarmut befürchtet, deren Ausmaß allerdings oft überschätzt wird: Die Grundsicherungsquote der Rentner könnte nach dazu vorliegenden Studien in den nächsten 20 Jahren um den Faktor 1,5 bis 2 steigen, die statistische Armutsrisikoquote um 10 % bis 20 %.47 Getrieben wird der absehbare Anstieg außerdem mehr durch veränderte Versichertenbiografien als durch die im geltenden Rentenrecht angelegten Senkungen des Rentenniveaus.48

Zur Verbreitung ergänzender Altersvorsorge, mit der auch andere Quellen von Alterseinkommen berücksichtigt werden, gibt es in Deutschland zwar umfassende, repräsentative Erhebungen.49 Die Ergebnisse werden allerdings typischerweise nicht in Form durchschnittlicher oder gruppenspezifischer Ersatzquoten aufbereitet. Zahlen dieser Art weist dagegen der „Vorsorgeatlas“ aus, der von einer Forschergruppe der Universität Freiburg seit 2010 in unregelmäßigen Abständen vorgelegt wird.50 Für diese Zwecke werden Daten aus unterschiedlichen Quellen zusammengespielt.51 Ermittelt werden auf dieser Basis allerdings Brutto- und keine Netto-Ersatzquoten, mit Vorausberechnungen zur zukünftigen Entwicklung für Individuen im Alter von 20 bis 65 Jahren.

In der aktuellsten Version des Vorsorgeatlas52 ergibt sich als bundesweiter Durchschnitt für die Brutto-Ersatzquote gesetzlicher Renten ein Wert von 48,3 %. Erfasst werden davon rund 67 % der Bevölkerung. Als wichtigsten Grund dafür, dass dieser Wert nicht höher ausfällt, nennen die Autoren nicht unvollständige Versicherungsbiografien, sondern Effekte der Beitragsbemessungsgrenze für Bezieher höherer Einkommen. Für jüngere Versicherte (20- bis 34-Jährige: 38,6 %) fällt die durchschnittliche Ersatzquote gesetzlicher Renten allerdings deutlich niedriger aus als für Ältere (50- bis 64-Jährige: 64,1 %). Durch Beteiligung an einer betrieblichen Altersversorgung und/oder an staatlich geförderter privater Vorsorge (Riester-Renten) können Jüngere ihre Ersatzquoten aber durchschnittlich um rund 15 Prozentpunkte bzw. um nochmals 10 bis 15 Prozentpunkte steigern. Eine Brutto-Ersatzquote von 60 % betrachten die Autoren des Vorsorgeatlas’ als lebensstandardsichernd.53

Als durchschnittliche Brutto-Ersatzquote von Personen, die alle drei Arten der Altersvorsorge nutzen – Regelsicherungssysteme (inklusive gesetzlicher Renten), betriebliche Versorgung sowie Riester-Renten –, ermitteln Raffelhüschen et al. 61,8 %.54 Erreicht werden davon knapp 40 % der Bevölkerung, also bei Weitem nicht alle Bezieher gesetzlicher Renten. Wer daneben weitere Wege zur privaten Altersvorsorge (inklusive Immobilienbesitz) nutzt, erreicht im Durchschnitt sogar eine Brutto-Ersatzquote von 82,6 %. Dies gilt allerdings nur für gut 30 % der Bevölkerung. Eine einfache, allgemeingültige Umrechnung von Brutto- in Netto-Ersatzquoten lässt sich nicht angeben. Es ist aber davon auszugehen, dass der zuletzt genannte Wert in den Bereich der Lebensstandardsicherung nach den zuvor aufgeführten Zielgrößen auf Basis empirischer Wohlfahrtsvergleiche reicht.

Ausblick

Wichtigster Befund dieser Arbeit ist, dass es überraschend schwerfällt, konkrete Vorsorgeziele für das Alter schlüssig zu begründen und klar zu beziffern. Für das Ziel, Altersarmut zu vermeiden, verlagert sich das Problem auf die Frage nach der Definition von (Einkommens-)Armut. Ausgehend von gängigen Ansätzen dazu – Bezugnahme auf die politisch gesetzte Einkommensschwelle in Höhe der Leistungen der Grundsicherung im Alter oder auf statistisch bestimmte Schwellenwerte für Armut oder Armutsrisiken – lassen sich aber verschiedene Mindeststandards angeben, die das Alterseinkommen jeweils nicht unterschreiten sollte. Bezogen auf durchschnittliche Einkommen in der Erwerbsphase lassen sich daraus auch entsprechende (Mindest-)Ersatzquoten bestimmen, die für Deutschland auf Nettobasis nach hier vorgestellten Berechnungen von 33 % bis 50 % reichen.

Das im Normalfall ambitioniertere Ziel der Lebensstandardsicherung im Alter eignet sich eher dazu, in Form einer festen Ersatzquote beziffert zu werden, die weitgehend unabhängig von der Höhe des Einkommens in der Erwerbsphase sein kann. Entsprechende Werte sind aber oft heuristisch bestimmt und bieten daher keine Gewähr für einen konstanten Lebensstandard im Alter. Dies gilt etwa für den in Deutschland häufig genannten Wert einer Netto-Ersatzquote von 70 %, der sich vor allem von historischen Sicherungsniveaus der gesetzlichen Rentenversicherung herleitet. Versuche, mit Hilfe ökonometrischer Methoden aus subjektiven Einschätzungen oder beobachtbarem Konsumverhalten belastbarere Werte zu ermitteln, führen für Deutschland zu lebensstandardsichernden Ersatzquoten, die auf Nettobasis von 88 % bis 98 % reichen.

Vor diesem Hintergrund wird hier ergänzend betrachtet, in welchem Maße die verschiedenen Sicherungsziele tatsächlich erreicht worden sind und auch in Zukunft erreicht werden können. Pauschalisierende Aussagen über Verteilungen verbieten sich fast immer. Die dazu vorliegenden Informationen zeigen aber an, dass gesetzliche Renten bezogen auf den untersten Schwellenwert (Mindeststandard: Grundsicherung) so gut wie armutsfest sind, wenn annähernd während der gesamten Erwerbsphase Beiträge an das System entrichtet wurden. Für höhere Schwellenwerte gilt dies nicht mehr. Zudem ist damit zu rechnen, dass sich Armut und Armutsrisiken nach den hier verwendeten Standards in Zukunft erhöhen – aber bei weitem nicht die Mehrzahl der Rentner bedrohen.

Gleichzeitig ergibt sich aus den verfügbaren Daten, dass gesetzliche Renten allein wohl nie im eigentlichen Sinn lebensstandardsichernd gewesen sind. Um dieses Ziel zu erreichen, waren vielmehr auch in der Vergangenheit ergänzende betriebliche und/oder private Altersvorsorge nötig. Entsprechende Instrumente wurden und werden von vielen auch genutzt. Wenn das Ziel in einer tendenziell einheitlichen Netto-Ersatzquote für alle Einkommensschichten besteht, ist dabei keinesfalls klar, dass erfolgreiche Vorsorge in mehreren Säulen des Alterssicherungssystems ein hohes Einkommen voraussetzt. Weiterführende Fragen, die sich angesichts dessen im Hinblick auf das gesunkene – nach geltendem Recht ab 2025 weiter sinkende – Niveau gesetzlicher Renten und deren steigende Besteuerung stellen, sind somit diese: Wie kann die Verbreitung ergänzender Altersvorsorge, mit einem Verzicht auf laufenden Konsum in der Erwerbsphase zugunsten eines höheren Alterseinkommens, weiter erhöht werden? Muss die Teilnahme daran verbindlicher gemacht als dies derzeit der Fall ist, zumindest im Hinblick auf ein Sicherungsniveau, das früher durch die Versicherungspflicht im gesetzlichen Rentensystem gewährleistet wurde? Welche Instrumente sind besser geeignet, die wichtigsten Schwächen bestehender Vorsorgewege zu überwinden, nämlich fehlende Transparenz, hohe Kosten und niedrige Erträge: betriebliche Altersversorgung, private Vorsorge oder neue, staatlich organisierte Konkurrenzangebote?

• 1 Nach einer langen Phase mit lohnorientierten Rentenanpassungen, die das Rentenniveau tendenziell konstant hielten – zunächst auf Brutto-, später auf Nettobasis –, wurde 2001 eine Ad-hoc-Formel zur Dämpfung der jährlichen Rentenanpassungen eingeführt, deren langfristige Effekte für die Höhe der Renten durch ergänzende kapitalgedeckte Altersvorsorge kompensiert werden sollten. 2004 erfolgte die Einführung des Nachhaltigkeitsfaktors, mit dem die Rentenanpassungen bei steigender demografi scher Anspannung der Rentenfinanzen auf Basis einer Regelbindung gedämpft werden. Vgl. dazu M. Gasche, S. Kluth: Auf der Suche nach der besten Rentenanpassungsformel, MEA-Discussion Paper, Nr. 241, 2011.
• 2 Vgl. A. Börsch-Supan, J. Rausch: Die Kosten der doppelten Haltelinie, in: ifo Schnelldienst, 71. Jg. (2018), H. 9, S. 23-30; S. Moog: Verlässlicher Generationenvertrag? Gestaltungsspielräume der Rentenpolitik nach 2025, Basel 2018; M. Werding: Wie haltbar sind die Haltelinien? Effekte der Rentenreform 2018, in: ifo Schnelldienst, 72. Jg. (2019), H. 2, S. 21-25.
• 3 M. Werding: Demographischer Wandel, soziale Sicherung und öffentliche Finanzen: Langfristige Auswirkungen und aktuelle Herausforderungen, Bertelsmann-Stiftung, Gütersloh 2018.
• 4 G. Bäcker: Altersarmut, Lebensstandardsicherung und Rentenniveau, in: G. Naegele, E. Obermann, A. Kuhlmann (Hrsg.): Teilhabe im Alter gestalten, Wiesbaden 2016, S. 63-82.
• 5 M. M. Grabka, T. Bönke, K. Göbler, A. Tiefensee: Rentennahe Jahrgänge haben große Lücke in der Sicherung des Lebensstandards, DIW-Wochenbericht, Nr. 37, 2018.
• 6 In der Literatur wird häufig auch der Anglizismus „Ersatzrate“ gebraucht, von Replacement Rate.
• 7 Insbesondere, wenn im Folgenden einfach von „Ersatzquoten“ gesprochen wird. Netto-Ersatzquoten fallen im Regelfall schon deswegen deutlich höher aus als Brutto-Ersatzquoten, weil Rentenbezieher keine Beiträge zur Renten- und Arbeitslosenversicherung entrichten. Durch die Berücksichtigung der progressiven Einkommensbesteuerung erhöht sich die Differenz zumeist, selbst wenn es keine vorteilhaften Sonderregelungen zur Besteuerung von Renten (mehr) gibt.
• 8 Deutsche Rentenversicherung: Rentenversicherung in Zeitreihen: Ausgabe 2018, Berlin 2019.
• 9 Beim Übergang zur vollständigen nachgelagerten Besteuerung gesetzlicher Renten bis 2040 wird die Differenz beider Größen kleiner werden, bei hinreichend genauer Erfassung der steuerlichen Belastung von Aktiven und Rentnern aber nie ganz verschwinden. Vgl. G. Bäcker, a. a. O.
• 10 Um die Funktion zu erhalten, müsste die zugrundeliegende Zahl der Versichertenjahre an die Verschiebung der Regelaltersgrenze angepasst werden, d. h. bis 2030 auf 47 Jahre steigen, es sei denn, das höhere Rentenalter soll die Lebensarbeitszeit gar nicht verlängern, sondern bei steigendem Erwerbseintrittsalter konstant halten.
• 11 P. Pestieau: The Welfare State in the European Union: Economic and Social Perspectives, Oxford, New York 2006, Kap. 5 und 10.
• 12 Sie werden aber nicht bedingungslos gewährt. So setzen Ansprüche auf die (maximale) Einheitsrente in der Regel eine gewisse Mindestzahl an Versicherungsjahren voraus, ansonsten wird die Rente pro rata temporis abgestuft. Daneben hängt es auch von der Höhe der angezielten Grundrente ab, ob Beveridge-Renten wirklich armutsfest sind.
• 13 D. A. Love, P. A. Smith, L. C. McNair: A new look at the wealth adequacy of older U.S. households, in: Review of Income and Wealth, 54. Jg. (2008), H. 4, S. 616-642; M. Knoef, J. Been, R. Alessie, K. Caminada, K. Goudswaard, A. Kalwij: Measuring retirement savings adequacy: developing a multi-pillar approach in the Netherlands, in: Journal of Pension Economics and Finance, 15. Jg. (2016), H. 1, S. 55-89.
• 14 M. Knoef et al., a. a. O.
• 15 Die entsprechende Unterscheidung statistischer Definitionen von „Armutsrisiko“ und „Armut“ (vgl. Sachverständigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung: Für eine zukunftsorientierte Wirtschaftspolitik. Jahresgutachten 2017/18, Statistisches Bundesamt, Wiesbaden 2017, S. 411) verschwimmt in öffentlichen Diskussionen und mittlerweile auch in vielen wissenschaftlichen Publikationen.
• 16 D. A. Love et al., a. a. O.
• 17 Die EVS ist eine alle fünf Jahre erhobene Haushaltsstichprobe der amtlichen Statistik mit insgesamt knapp 44 000 Haushalten, für die detaillierte Informationen zu Einkommen, Ausgaben und Haushaltszusammensetzung vorliegen. Der R-Code für diese Auswertungen kann online abgerufen werden.
• 18 Die Setzungen der OECD unterscheiden sich für Deutschland nicht wesentlich von elaborierten empirischen Schätzungen zu einkommensunabhängigen Skalen, Vgl. C. Dudel, J. Schmied: Assessing differences in household needs: A comparison of approaches for the estimation of equivalence scales using German expenditure data, in: Empirical Economics, 58. Jg. (2020), im Erscheinen.
• 19 Gewichtet man die verwendeten Daten mit den EVS-Hochrechnungsfaktoren, verschieben sich die Ersatzquoten auf 37 %, 50 % bzw. 60 %, möglicherweise weil einkommensschwache Haushalte in der EVS unterrepräsentiert sind. Da in die Berechnungen aber nur eine enge Auswahl der insgesamt erfassten Haushalte eingeht, erscheint die Anwendbarkeit der Hochrechnungsfaktoren ihrerseits als fragwürdig. Im Text werden unsere präferierten Daten dargestellt.
• 20 Vgl. C. Dudel, J. M. Garbuszus, N. Ott, M. Werding: Income dependent equivalence scales, inequality, and poverty, CESifo Working Paper, Nr. 5568, 2015; J. M. Garbuszus, N. Ott, S. Pehle, M. Werding: Wie hat sich die Einkommenssituation von Familien entwickelt? Ein neues Messkonzept, Bertelsmann-Stiftung, Gütersloh 2018.
• 21 Vgl. erneut G. Bäcker, a. a. O.
• 22 M. M. Grabka et al., a. a. O.
• 23 R. Schnabel: Die neue Rentenreform: Die Nettorenten sinken, Deutsches Institut für Altersvorsorge, Köln 2003.
• 24 R. Haveman, K. Holden, A. Romanov, B. Wolfe: Assessing the maintenance of savings sufficiency over the first decade of retirement, in: International Tax and Public Finance, 14. Jg. (2007), H. 4, S. 481-502; M. Boskin, J. Shoven: Concept and measures of earnings replacement rates during retirement, in: Z. Bodie, J. Shoven, D. Wise (Hrsg.): Pensions and Retirement in the United States, NBER, Chicago 2009, S. 113-141.
• 25 D. A. Love et al., a. a. O.
• 26 J. Binswanger, D. Schunk: What is an adequate standard of living during retirement?, in: Journal of Pension Economics and Finance, 11. Jg. (2012), H. 2, S. 203-222.
• 27 Vgl. A. Lindbeck, M. Persson: The gains from pension reform, in: Journal of Economic Literature, 41. Jg. (2003), H. 1, S. 74-112.
• 28 Vgl. O. S. Mitchell, S. P. Utkus (Hrsg.): Pension Design and Structure: New Lessons from Behavioral Finance, Oxford, New York 2004.
• 29 F. Modigliani, R. H. Brumberg: Utility analysis and the consumption function: An interpretation of cross-section data, in: K. K. Kurihara (Hrsg.): Post-Keynesian Economics, New Brunswick NJ 1954, S. 388-436.
• 30 Vgl. D. Hamermesh: Consumption during retirement: The missing link in the life cycle, in: Review of Economics and Statistics, 66. Jg. (1984), H. 1, S. 1-7; B. Bernheim: Is the Baby Boom Generation Preparing Adequately for Retirement?, Merrill Lynch, Princeton NJ 1992; O. S. Mitchell, J. Moore: Can Americans afford to retire? New evidence on retirement savings adequacy, in: The Journal of Risk and Insurance, 65. Jg. (1998), H. 3, S. 371-400.
• 31 J. Scholz, A. Seshadri, S. Khitatrakun: Are Americans saving ‘optimally’ for retirement?, in: Journal of Political Economy, 114. Jg. (2006), H. 4, S. 607-643.
• 32 Gestützt auf EVS-Daten der Jahre 1978 bis 1993 analysiert und diskutiert Rodepeter vorrangig den Fit simulierter zu beobachteten Sparquoten in Abhängigkeit vom Lebensalter. Dabei fokussiert er nicht auf die Zeitpunkte individueller Renteneintritte, die im Beobachtungszeitraum einer breit gestreuten Altersverteilung unterlegen haben dürften. Vgl. R. Rodepeter: Konsum- und Sparentscheidungen im Lebenszyklus: Theorie, Evidenz und Simulation unter klassischen und alternativen Ansätzen, Dissertation Universität Mannheim, 1999, https://www2.uni-mannheim.de/mateo/verlag/diss/rodepeter/rodepeter.pdf (11.3.2020).
• 33 Vgl. z. B. J. Banks, R. Blundell, S. Tanner: Is there a retirement-savings puzzle?, in: American Economic Review, 88. Jg. (1998), H. 4, S. 769-788.
• 34 C. Dudel, N. Ott, M. Werding: Maintaining one’s living standard at old age: What does that mean?, in: Empirical Economics, 51. Jg. (2016), H. 3, S. 1261-1279; C. Dudel, J. Schmied: Pension adequacy standards: An empirical estimation strategy and results for the United States and Germany, MPIDR Working Paper, Nr. 2019-003, 2019.
• 35 C. Dudel et al.: Maintaining one’s living standard..., a. a. O.
• 36 C. Dudel, J. Schmied, a. a. O.; E. Engel: Die Productions- und Consumptionsverhältnisse des Königsreichs Sachen, in: Zeitschrift des Statistischen Bureaus des Königlich Sächsischen Ministeriums des Inneren, Bd. 3 (1857), Nr. 8 und 9; A. Deaton, J. Muellbauer: On measuring child costs: With application to poor countries, in: Journal of Political Economy, 94. Jg. (1986), H. 4, S. 720-744.
• 37 Parallel dazu schätzen Dudel und Schmied auch Ersatzquoten aus US-Daten des Health and Retirement Survey von 2014. Hier ergibt sich eine lebensstandardsichernde Ersatzquote von rund 95 %.
• 38 A. Ferrer-i-Carbonell: Income and well-being: an empirical analysis of the comparison income effect, in: Journal of Public Economics, 89. Jg. (2005), H. 56, S. 997-1019.
• 39 S. Kluth, M. Gasche: Ersatzraten in der gesetzlichen Rentenversicherung, in: Jahrbücher für Nationalökonomie und Statistik 235. Jg. (2015), H. 6, S. 553-583. Die Autoren nutzen den Datensatz „Vollendete Versichertenleben 2010“ des Forschungsdatenzentrums der Deutschen Rentenversicherung.
• 40 Zum Vergleich: Das offiziell angegebene Netto-Rentenniveau vor Steuern für den Standardrentner lag im Jahr 2010 bei 51,6 %. Vgl. Deutsche Rentenversicherung, a. a. O.
• 41 S. Kluth, M. Gasche, a. a. O. Dies gilt auch, wenn statt der in Tabelle 1 ausgewiesenen Ersatzquoten, die Armut vermeiden, mit den EVS-Hochrechnungsfaktoren gewichtete Resultate betrachtet werden.
• 42 Deutsche Rentenversicherung, a. a. O.
• 43 Deutsche Rentenversicherung: Schriftliche Stellungnahme zur öffentlichen Anhörung von Sachverständigen in Berlin am 6. Mai 2019, Deutscher Bundestag, Ausschuss für Arbeit und Soziales, Ausschussdrucksache, Nr. 19(11)319, 2019.
• 44 Statistische Ämter des Bundes und der Länder: Sozialberichterstattung der amtlichen Statistik, 2019, http://www.amtliche-sozialberichterstattung.de (11.3.2020).
• 45 Statistisches Bundesamt: EU-SILC 2017: Einkommen und Lebensbedingungen in Deutschland und der Europäischen Union, Fachserie 15, Reihe 3, Wiesbaden 2019. Auf Basis der EU-SILC-Daten wird für Rentner auch eine Armutsquote (Schwellenwert: 50 % des Medians der Netto-Äquivalenzeinkommen) ausgewiesen. Diese liegt 2017 bei 9,2 %. Auf Basis von Daten des Sozio-ökonomischen Panels (SOEP) wird die Armutsrisikoquote für Rentner im Zeitraum 2015-2020 auf 16,2 % beziffert, vgl. P. Haan, H. Stichnoth, M. Blömer, H. Buslei, J. Geyer, C. Krolage, K.-U. Müller: Entwicklung der Altersarmut bis 2036: Trends, Risikogruppen und Politikszenarien, Bertelsmann-Stiftung Gütersloh 2017. Direkt mit den anderen Angaben vergleichbare Werte liegen nicht vor.
• 46 OECD: Pensions at a Glance 2017, Organization for Economic Co-operation and Development, Paris 2017. Die Berechnungen beziehen sich allerdings auf Rentenzugänge im Alter von 65 Jahren. Sie enthalten daher Abschläge für einen um zwei Jahre vorgezogenen Renteneinritt.
• 47 Für differenzierte Vorausschätzungen zur Entwicklung des Bezugs von Grundsicherungsleistungen und/oder der Verbreitung statistischer Armutsrisiken unter Rentnern vgl. Wissenschaftlicher Beirat beim Bundesministerium für Wirtschaft und Technologie: Altersarmut, Berlin 2012; P. Haan et al., a. a. O.; oder B. Kaltenborn: Grundsicherung wegen Alters: Projektion bis 2030, Forschungsnetzwerk Alterssicherung (FNA-Journal), Nr. 2, 2017.
• 48 Die nachrangige Bedeutung der Höhe des Rentenniveaus zeigen vor allem P. Haan et al., a. a. O., durch Alternativrechnungen mit konstantem Rentenniveau.
• 49 T. Heien, J. Heckmann: Alterssicherung in Deutschland 2015 (ASID 2015): Endbericht, Forschungsbericht, Nr. 474/Z, Bundesministerium für Arbeit und Soziales, Berlin 2017; T. Heien, J. Heckmann: Verbreitung der Altersvorsorge 2015 (AV 2015): Endbericht, Forschungsbericht, Nr. 476, Bundesministerium für Arbeit und Soziales, Berlin 2017. Eine repräsentative Erfassung verschiedener Vorsorgeformen in regelmäßig erhobenen Datensätzen der amtlichen Statistik erweist sich als schwierig. Die genannten Arbeiten basieren daher auf Sonder­erhebungen, die das Bundesministerium für Arbeit und Soziales alle paar Jahre unter Personen im Rentenalter (zuletzt: „Alterssicherung in Deutschland 2015“) sowie unter Personen im Erwerbsalter (zuletzt: „Verbreitung der Altersvorsorge 2015“) vornehmen lässt.
• 50 Zu Entstehung und Methodik des Projekts vgl. C. Metzger, J. Schoder: Die Alterseinkommen von morgen: Zum Status der Altersvorsorge im Drei-Schichten-Modell, in: Perspektiven der Wirtschaftspolitik, 14. Jg. (2013), H. 34, S. 262-278.
• 51 Neben dem Mikrozensus der amtlichen Statistik werden Daten aus der amtlichen Einkommens- und Verbrauchsstichprobe (EVS), der Versichertenkonten-Stichprobe der Deutschen Rentenversicherung, dem Sozio-ökonomischen Panel (SOEP), der Erhebung „Altersvorsorge in Deutschland (AVID) sowie der Studie „Sparen und Altersvorsorge in Deutschland“ (SAVE) genutzt.
• 52 B. Raffelhüschen, C. Metzger, S. Seuffert: Vorsorgeatlas Deutschland 2017, Union Investment, Frankfurt a. M., 2017.
• 53 Hinweise in Metzger und Schoder machen klar, dass es sich dabei einmal mehr um einen heuristisch gesetzten Wert handelt, der einer Netto-Ersatzquote von 70 % bis 75 % entspricht. Vgl. C. Metzger, J. Schoder, a. a. O.
• 54 Die Tatsache, dass hier nicht nur gesetzliche Renten, sondern auch die Beamtenversorgung und obligatorische Versorgungswerke der freien Berufe erfasst werden, spielt für dieses Resultat nur eine untergeordnete Rolle. Die durchschnittliche Brutto-Ersatzquote über alle drei Systeme hinweg ist 48,9 %. Vgl. B. Raffelhüschen et al., a. a. O.