Zusammenfassung
Zur Einführung in die Thematik sozialer Devianz gehören nicht zuletzt Schätzungen zu ihrem Umfang und ein mindestens grober Eindruck über ihre in Zahlen ausdrückbare (auch volkswirtschaftliche) Bedeutung. Als Quelle hierfür dienen -da von offizieller Seite’ veröffentlichte Daten oder Schätzungen oftmals fehlen — unter anderem Zeitungen und Zeitschriften (vgl. zu diesem Vorgehen Brunner 1993: 1225). Gerade dies macht die besondere Brisanz solcher Zahlen aus. Letztlich dürfte die tatsächliche Entwicklung bspw. der Staatsquote weniger Wirkung auf die Bereitschaft zu sozialer Devianz haben als die Berichterstattung darüber. Schließlich wären die entsprechenden Zahlen und ihre Einordnung in den Gesamtzusammenhang (sozial-)politischer Maßnahmen ohne ihre massenmediale Aufarbeitung und Erklärung nur einer Minderheit von Fachleuten zugänglich und verständlich. Hier ist an den in Interviews festgestellten schlechten Informationsstand der Bevölkerung etwa zum Sozialversicherungssystem zu erinnern (vgl. Föste/Janßen 1997: 207 ff). Wie noch genauer auszuführen ist, entzieht sich soziale Ungleichheit als gesamtgesellschaftliches Phänomen dem unmittelbaren Erleben und macht das Urteil von Fachleuten bzw. den Rückgriff auf den Stand der Diskussion dieses Themas in der Öffentlichkeit erforderlich (vgl. die vorl. Arb.: 98; vgl. auch Meulemann 1992: 120).6
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Literatur
Dass eine volkswirtschaftliche Maßzahl wie die Staatsquote ohne eine entsprechende Medienberichterstattung darüber nur Experten bekannt wäre, gilt selbstverständlich nicht für alle in dieser Kennziffer zusammengefassten Aspekte: So wird bspw. die Steuerbelastung spätestens bei einem Blick auf die Gchaltsabrechnung oder bei der Steuererklärung für jeden Steuerzahler deutlich und dürfte auch ohne die Vermittlung durch Experten und Medien die Bereitschaft zur Schwarzarbeit und anderen Formen der Abgabenvermeidung (vgl. z. B. Grctschmann/Mettelsiefcn 1984: 32; Mcttelsiefen 1984: 47 f.; Niessen/ Ollmann 1987: 44 ff.; Döhrn 1990: 82 f.; Wahlund 1992: 658, 669 f.; Leschke 1997b: 160 ff; Schneider 1999; Schneider/Enste 2000: 84) sowie der Inanspruchnahme von Leistungen steigern, für die man so viel zahlen muss (vgl. Föste/Janßen 1997: 233). Dagegen dürfte für das Erleben der Steuerbelastung als gerecht oder ungerecht sowie für die Frage, ob man fur die geleisteten Zahlungen einen angemessenen Gegenwert zu erwarten hat — bzw. ob durch den Eindruck ungerechter und ungerechtfertigter Steuerlasten die Bereitschaft zu sozialer Devianz steigt (vgl. die vorl. Arb.: 22, 64 f.; vgl. z. B. auch Niesscn/Olmann 1987: 44 ff.) -, wiederum die Medienberichterstattung von Bedeutung sein (vgl. auch die vorl. Arb.: 97). Allerdings stellt sich bei Interviews häufig heraus, dass nicht wenige Befragte die Steuersätze falsch einschätzen und anscheinend die Steuern für sie keine große Bedeutung haben. Dabei handelt es sich keineswegs nur um Personen, die im Haushalt tätig oder noch in der Ausbildung sind, sondern auch um Steuerzahler, die ihre Steuererklärung nicht selbst ausfüllen (vgl. Wahlund 1992:661). Ebenso verbreitet ist das Unwissen um die Beitragssätze der einzelnen Sozialversicherungszweige (vgl. Föste/Janßen 1997:211).
Bei einer Durchschnittsquote von derzeit 1,25 Kindern pro Frau wird die Bevölkerung ohne massive Zuwanderung bis zum Jahr 2100 auf ca. 22 Millionen abnehmen. Das System der sozialen Sicherung müsste unter der Überalterung der Bevölkerung zusammenbrechen (vgl. Salzmacher 2001: 20).
Bekanntlich wurde durch die Rentenreform der Regierung Schröder das zukünftige Rentenniveau mit dem Ziel gesenkt, die Beitragssätze stabil zu halten. Von dieser Maßnahme und den flankierenden Bestimmungen zur privaten A Iters Vorsorge war zum Zeitpunkt der Befragung, auf deren Daten sich die vorliegende Untersuchung hauptsächlich stützt, noch nichts abzusehen, weshalb sie auch nicht weiter thematisiert werden sollen.
Durch die Zugrundelegung der Zahl der Erwerbstätigen kann die durch die Wiedervereinigung größer gewordene Bevölkerung berücksichtigt bzw. die entsprechenden Daten für die alten Bundesländer mit denen für Gesamtdeutschland vergleichbar gemacht werden. Die Aufsummierung der Zahlen der Deutschen Demokratischen Republik bzw. der neuen Bundesländer aus den Jahren 1980, 1985 und 1990 zu denen der Bundesrepublik bzw. der alten Bundesländer erschien wegen der immensen Unterschiede in den Systemen sozialer Sicherung und ihrer statistischen Erfassung nicht angemessen.
Kritisiert wurde dieses Vorgehen auch von Kirchenvertretern (vgl. Kölner Stadtanzeiger vom 18.02.1997: 6). Seit Juli 1996 wurde die Altersrente wegen Arbeitslosigkeit durch das Gesetz zur Förderung eines gleitenden Übergangs in den Ruhestand ersetzt (vgl. Föste/Janßen 1997: 253; BMfA 1998: 249). Danach stieg die Altersgrenze, ab der ein Arbeitsloser in Rente gehen bzw. geschickt werden konnte. Dafür gab das Arbeitsamt schon ab dem 55. Lebensjahr Zuschüsse für Altersteilzeitarbeit (vgl. BMfA 1998: 249).
Die damit suggerierte Arbeitgeberbeteiligung an den Sozialversicherungsbeiträgen — in Form der so genannten „Lohnnebenkosten“ — ist im Grunde irreführend. Die Einführung und Anhebung der Zwangsbeiträge der Arbeitgeber stellt eine staatlich verordnete Lohnerhöhung dar, die nicht dem Arbeitnehmer, sondern den Sozialkassen zu Gute kommt. Für die Arbeitgeber sind deren Anteile Bestandteil der Lohnkosten und werden sowohl bei der internen Kalkulation, als auch bei den Lohnverhandlungen als solche behandelt. Durch die Einführung oder Erhöhung der Lohnnebenkosten sinkt der für andere Formen der Lohnerhöhung zur Verfügung stehende Spielraum. Die Trennung in „Arbeitnehmer-„ und „Arbeitgeber-anteil“ wird noch künstlicher, wenn man bedenkt, dass beide i. d. R. direkt von den Arbeitgebern überwiesen werden. Man könnte also durchaus sagen, die Arbeitgeber trügen die gesamten Kosten der Sozialversicherungen, da die Arbeitnehmer zu keinem Zeitpunkt über ‚ihren‘ Anteil an den Beiträgen verfugen. Mit noch mehr Recht kann man jedoch auch sagen, die Arbeitnehmer trügen die gesamten Kosten ihrer Sozialversicherung selbst, denn letztlich müssen sie deretwegen auf höhere Löhne verzichten (vgl. auch Niessen/Ollmann 1987: 50; Neumann/Schaper 1990: 54).
Die von der Kassenärtzlichen Bundesvereinigung geäußerte Befürchtung, bedingt durch den vom Gesetzgebergewünschten und ermöglichten Wettbewerb zwischen den Kassen und den dadurch erhöhten Aufwand bspw. für Controlling oder Werbung, aber auch für die Administration der Versicherten, die ihre Krankenkasse wechseln wollen, dürften sich die Verwaltungskosten in Zukunft noch weiter erhöhen (vgl. Süddeutsche Zeitung (Online) vom 17.08.1999), ist vermutlich berechtigt.
Es geht hier keinesfalls darum, Frauen, die ihr von der Verfassung garantiertes Recht auf freie Berufswahl und Gleichberechtigung wahrnehmen, die Schuld an den hohen Arbeitslosenzahlen zuzuschreiben. Dadurch, dass vermehrt Frauen berufstätig werden wollen — und ihr Anteil an den Erwerbstätigen auch tatsächlich steigt -, verschärft sich jedoch zwangsläufig die Lage auf dem Arbeitsmarkt.
Als Kostenfaktor zu den Arbeitslosenzahlen müssten eigentlich auch die verdeckt Arbeitslosen hinzugerechnet werden, die sich in staatlichen Arbcitsbeschaffungsmaßnahmen oder Maßnahmen zur beruflichen Weiterbildung befinden. Deren Zahl wurde vom Institut für Arbeitsmarkt und Berufsforschung für das Jahr 1997 auf 1,9 Millionen geschätzt (vgl. Süddeutsche Zeitung (Online) vom 26.05.1998; vgl. auch Schneider 1997: 15).
Daran hat sich auch durch das am 01.01.2002 in Kraft getretene sogenannte „Job-AQTIV-Gesetz“ nichts geändert (vgl. http:/www.dbsh.de/redsys/soztop/userpages/dienst5.html [Stand: 18.07.2002]).
Trotz der genannten hohen Zahl von Langzeitarbeitslosen sollte nicht außer Acht gelassen werden, dass in den seit Jahren hohen Arbeitslosenzahlen viele Kurzzeitarbeitslose erfasst sind. Die auf Aggregatebene dauerhaft hohe Arbeitslosenquote verführt allzu häufig zu der Annahme einer auch individuell anhaltenden Arbeitslosigkeit (vgl. Ludwig-Meyerhofer 1992: 382).
Es wurde bereits darauf hingewiesen, dass eine exakte Erfassung der Arbeitslosen- bzw. Arbeitsuchendenzahlen sehr schwierig ist. Dies liegt einerseits daran, dass sich nicht wenige Arbeitslose — vor allem, wenn sie keinen Leistungsanspruch haben — nicht beim Arbeitsamt melden und lieber auf anderen Wegen um Beschäftigung bemühen und andererseits beim Arbeitsamt gemeldete Personen vielfach gar kein Interesse an einer neuen Stelle haben und bspw. nur aus (renten-)versicherungstechnischen Gründen arbeitslos gemeldet sind. Bei der Erfassung von Langzeitarbeitslosen kommen weitere Probleme hinzu. Hier spielt die Finanzierung der verschiedenen Ämter zunehmend eine Rolle: So wird das Arbeitsamt aus Bundes- und das Sozialamt aus kommunalen Mitteln finanziert. Durch Deklarierung von Arbeitslosen als „nicht vermittelbar“ und ihre Weitergabe an die Sozialämter kann der Bund Gelder sparen, während Arbeitsbeschaffungsmaßnahmen es den Kommunen ermöglichen, Langzeitarbeitslose nach einigen Monaten Beschäftigung an die Arbeitsämter abzugeben. Verfälscht werden die Arbeitslosenzahlen schließlich auch durch „verdeckt Arbeitslose“, also erwerbslose Personen, die sich in Umschulungs- und Fortbildungsmaßnahmen befinden (vgl. Hauseretal. 1985; vgl. auch Rosenbladt 1991: 154; Schneider 1997: 15).
Seit November 1993 erhielten Asylsuchende Leistungen aus dem Asylbewerbergesetz und wurden seit dem in der Sozialhilfestatistik nicht mehr berücksichtigt (vgl. Schneider 1997: 10). Die Bürgerkriegsflüchtlingc aus Ex-Jugoslawien fielen allerdings erst seit Mitte 1997 unter das Asylbewerberleistungsgesetz.
Nach der seit dem 01.01.1999 geltenden Insolvenzverordnung kann ein Schuldner für die zwingend vorgeschriebene fachliche Beratung bei der ebenfalls obligatorischen aussergerichtlichen Schuldenregulierung zwar Beratungshilfe nach dem Beratungshilfegesetz in Anspruch nehmen (vgl. Bundesmihisterium der Justiz 1998: 15 f.); scheitert die gütliche Einigung mit den Gläubigern jedoch, ist ein gerichtliches Verfahren für den Schuldner kostenpflichtig (vgl. Bundesministerium der Justiz 1998:20) und somit kaum finanzierbar (vgl. DER SPIEGEL 14/1998: 58 ff.; DER SPIEGEL 3/1998: 58). Zudem müssen für die meist sehr aufwändigen Schuldenberatungen etwa bei den Verbraucherzentralen Wartezeiten von bis zu einem Jahr in Kauf genommen werden.
Inwieweit die erwähnte, am 01.01.2002 in Kraft getretene Verkürzung der Verjährungsfrist von 30 auf 3 Jahre sowie weitere Gesetzesänderungen — wie bspw. eine Anhebung der Pfändungsfreigrenzen (vgl. Frankfurter Allgemeine Zeitung vom 28.12.2001: 16) — auch die Arbeitsbereitschaft Überschuldeter beeinflussen, wird sich erst in Zukunft zeigen.
Im Rahmen des SOEP werden seit 1984 jährlich über ca. 6.000 Haushalte und die darin lebenden ca. 12.000 Personen im Alter über 16 Jahren befragt. Seit 1990 wurde die Studie auch auf die neuen Bundesländer ausgedehnt (vgl. Sopp 1994: 54).
Allerdings wiesen Mason und Calvin ausdrücklich darauf hin, in ihrer Studie keinen Zusammenhang zwischen Steuermoral und Reziprozitätsnormen feststellen zu können. Ob das Steuersystem als ungerecht oder unfair wahrgenommen wurde oder nicht, spielte für die Zahlungsbereitschaft keine Rolle (vgl. Mason/Calvin 1978: 87; vgl. auch Ottermann 2000: 440).
Ob das am 01.01.2002 in Kraft getretene „Steuerverkürzungsbekämpfungsgesetz“ die bis dahin übliche Praxis von Scheinrechnungen und „Karussellgeschäften“ erfolgreich bekämpfen kann, wird sich noch zeigen müssen. Immerhin erhöht sich durch die mit diesem Gesetz eingeführte Möglichkeit des Finanzamtes, unangemeldet vor Ort prüfen zu dürfen, deutlich die Aufdeckungswahrscheinlichkeit von Steuerdelikten (vgl. Frankfurter Allgemeine Zeitung vom 28.12.2001: 16).
Grundsätzlich fehlt eine allgemein verbindliche Definition von Armut und sind die Messungen ihrer Verbreitung vom gewählten theoretischen und methodischen Design abhängig (vgl. Eggen 1998: 34).
Ganz unabhängig von der Frage, ob es sich bei diesen „arbeitenden Armen“ tatsächlich um Bedürftige handelt, denen durch staatliche Transferzahlungen geholfen werden sollte, dürfte unter ihnen der Prozentsatz hoch sein, der mit der durchschnittlichen Einkommensentwicklung mithalten will und dazu dann oft Nebentätigkeiten aufnimmt (vgl. DER SPIEGEL 39/1997: 106) oder zu illegalen Mitteln der Einkommensverbesserung greift.
Entsprechend wies selbst das politisch eher links einzuordnende Nachrichtenmagazin DER SPIEGEL auf die Schwierigkeiten hin, Armut festzustellen oder zu entscheiden, ob die Armut in Deutschland zunimmt. Wahrscheinlicher ist demnach ein Fahrstuhleffekt, also eine allgemeine Steigerung des Wohlstands. Nicht nur bleibt die relative Armut alleine deshalb schon erhalten, da nach der üblichen Definition als arm gilt, wer weniger als die Hälfte des Durchschnittseinkommens bezieht. Hinzu kommt, dass die amtlichen Statistiken lange Zeit keine wirklich exakten Angaben über die Einkommens- und Vermögensverteilung in der Bevölkerung lieferten. Es wurde moniert, dass selbst „die fünf Wirtschaftsweisen“, die per Gesetz dazu verpflichtet sind, „die Bildung und die Verteilung von Einkommen und Vermögen“ zu untersuchen, „kaum einen Gedanken an das heikle Thema“ verschwenden (vgl. DER SPIEGEL 31/1998: 78). Dies änderte sich erst durch den Bericht der rot-grünen Bundesregierung zu den „Lebenslagen in Deutschland“ (vgl. Bundesregierung 2001). Noch nicht einmal über die Höhe der Transferleistungen von West nach Ost besteht Einigkeit. So gaben Vertreter der Bundesregierung bis 1999 ein Volumen von rund 100 Milliarden DM an, während die Experten des Deutschen Instituts für Wirtschaftsforschung die Solidarleistungen in ihrer Rechnung- nach Abzug von Steuermehreinnahmen, die nur durch die Wiedervereinigung möglich geworden seien — auf lediglich 35 bis 40 Milliarden DM bezifferten (vgl. Süddeutsche Zeitung (Online) vom 31.08.1999a). Obwohl Statistiken fast immer sehr unterschiedlich interpretiert werden können, exakte Zahlen gerade über Einkommen und Vermögen sicherlich schwer zu erhalten sind und das System staatlicher Transferleistungen in seiner Komplexität kaum noch durchschaut werden kann, stellt sich dennoch die Frage nach dem politischen Willen zur Transparenz auf diesen Gebieten. Schließlich besitzen bereits in den 80er- und 90er Jahren veröffentlichte Schätzungen und Belege der massiven Ungleichverteilung von Einkommen, Vermögen und steuerlichen Belastungen potenziell eine erhebliche politische Sprengkraft. Die Lücken in der Statistik zur Einkommens- und Vermögensverteilung sowohl am oberen, als auch am unteren Ende der Verteilung wurden jedenfalls schon seit Jahren kritisiert (vgl. z. B. Leibfried/Tennstedt 1985: 29), wobei die Schwierigkeiten bei der Erfassung sowohl besonders Reicher, als auch besonders Armer natürlich auch nicht zu unterschätzen sind (zum Unbehagen bei der Beschäftigung mit Einkommens- und Vermögensunterschieden vgl. auch Schneider 1997: 19 f.). Jedenfalls erforderte es eine sehr lange Zeit und einen Regierungswechsel zu einer rot-grünen Koalition, bis im Jahr 2001 endlich ein Bericht zu den „Lebenslagen in Deutschland“ erschien, in dem Reichtum und Armut dargestellt wurden (vgl. Bundesregierung 2001).
Anzuzweifeln ist dagegen das Argument Leschkes, die Bürger würden erst durch stärkere Kontrollen und härtere Strafen auf die Idee gebracht, Steuerhinterziehung habe allgemein zugenommen (vgl. Leschke 1997b: 173). Auf die devianzfördernde Wirkung einer solchen Wahrnehmung wird später noch genauer eingegangen (vgl. die vorl. Arb.: 105 ff). Fraglich erscheint, ob diese Wahrnehmung nicht eher durch die Vielzahl von Presseartikeln zur Steuerhinterziehung gestützt wird, die zu den Themen des nächsten Kapitels gehören.
Als ein Beispiel unter vielen sei ein Vorstandsmitglied der Dresdner Bank genannt, das 400.000 DM Steuer nachzahlte und durch eine Selbstanzeige wegen Steuerhinterziehung einer Strafverfolgung zuvorkam (vgl. DER SPIEGEL 40/1997b: 111).
Allein die Zahl der Handwerksbetriebe wird vom Institut der Deutschen Wirtschaft für das Jahr 1997 mit 593.700 angegeben. Die Zahl der Betriebe im Bauhauptgewerbe lag bei 18.248, die der Industriebetriebe bei 46.037 (vgl. Institut der Deutschen Wirtschaft 1999: 73, 78, 80). Hinzu kamen Betriebe im Groß- und Einzelhandel sowie im Dienstleistungssektor.
Die Normalität der Steuerhinterziehung belegt auch der Fall eines hessischen Landtagsabgeordneten, der sein Mandat erst niederlegte, nachdem ihm zum zweiten Mal Steuerhinterziehung nachgewiesen wurde (vgl. Süddeutsche Zeitung (Online) vom 26.08.1999a). Zum Zeitpunkt der Kandidatenaufstellung für die Landtagswahl war er anscheinend bereits wegen Steuerhinterziehung vorbestraft, was offensichtlich weder seine Kandidatur, noch seine Wahl verhinderte. Auf die Normalität einiger Formen sozialer Devianz wird später noch genauer eingegangen (vgl. die vorl. Arb.: 218 ff.).
Die Daten zum Hellfeld aus der offiziellen Kriminalstatistik — Kriminalstatistik meint an dieser Stelle und im Weiteren das gesamte von Polizei, Gerichten und Behörden veröffentlichte Zahlenmaterial — ist als Datenbasis durchaus nicht unproblematisch, da hier nur ein Bruchteil der Delikte und der Delinquenten erfasst werden. Normabweichung als ein kontinuierlich abgestuftes Phänomen, das in allen Bevölkerungsgruppen und sozialen Schichten vorkommt, wird etwa im Falle von Mittelschichtangehörigen stark unterschätzt. Zudem zeigen Opfer und Tatzeugen als „Torhüter zum Kriminaljustizsystem“ leichte Delikte nicht so häufig wie schwere an, wobei die Anzeigeneigung der Bevölkerung von der öffentlichen Meinung gegenüber bestimmten Straftaten und gegenüber Kriminalität allgemein abhängt (vgl. Kutschinsky 1972; Villmow 1980: 57; Amelang 1983: 286; Villmow/Stephan 1983: 8; Schneider 1987: 164 f., 220; Sack 1991 : 333; vgl. auch Frehsee 1991: 37 ff.).
Gemeint sind hier vor allem die bereits angesprochenen Grauzonen, die das Arbeitsgebot des § 103 AFG offen lässt.
Erst im Februar 2002 wurde diese Gruppe arbeitslos gemeldeter Personen öffentlich thematisiert und Überlegungen angestellt, sie aus den Arbeitslosenstatistiken zu streichen, was dann aber bis nach der Bundestagswahl 2002 verschoben wurde (vgl. http://www.tagesschau.de/aktueIl/meldungen/0,2044,OID602772, 00.html [Stand: 20.07.2002]).
Diese Zahlen sind vor allem wegen ihrer Aufbereitung durch das damals christliberal geführte Bundesministerium für Arbeit und Sozialordnung interessant, die man als typisches Beispiel einer Überdramatisierung anführen kann. So wird bspw. nach dem Vorwurf der massenhaften Überinanspruchnahme staatlicher Leistungen und dem ‚Beleg‘ dieser Behauptung durch die Arbeitsunwilligkeit befragter Arbeitsloser zwar daraufhingewiesen, dass auch die Nicht-Bezieher von Leistungen im genannten Prozentsatz Arbeitsunwilliger eingeschlossen sind. Problematisiert wird diese Personengruppe jedoch nicht. Es finden sich keinerlei Hinweise auf die Zusammensetzung der Gruppe und auf die Gründe für die genannte Arbeitsunwilligkeit, die vermutlich sehr häufig nichts mit Faulheit zu tun haben dürften. Auch der anschließend angesprochene Zusammenhang von Sperrzeiten und der insgesamt dadurch eingesparten Milliardensumme wird nur durch den dürren Hinweis auf die fast 90 % der Fälle ergänzt, in denen die Sperrzeiten wegen „Aufgabe des Arbeitsverhältnisses ohne wichtigen Grund“ erfolgte. Der Kontext, in dem die Zahlen präsentiert werden, legt die Vermutung nahe, dass die Betroffenen aus Arbeitsunwilligkeit gekündigt haben. Dass auch eine Vielzahl ‚besserer‘ Kündigungsgründe vom Arbeitsamt als nicht ausreichend klassifiziert worden sein dürften, wird nicht angesprochen. Auf die Problematik unterschiedlicher Interessen, die hinter der Publikation von Zahlen und Schätzungen zur sozialen Devianz stehen, wird noch einzugehen sein.
Zwar sind auch diese Verlaufsdaten „abgeschnitten“, erfassen also nicht in allen Fällen Anfang und Ende der Arbeitslosigkeitsphasen. Da es sich dabei jedoch überwiegend um kurze, im Befragungszeitraum abgeschlossene Episoden handelt, fallt dies kaum ins Gewicht (vgl. Ludwig-Meyerhofer 1992: 384 f.). Wesentlich problematischer erscheint die hohe Ausfallquotc des SOEP bei Annen, die Nichterfassung etwa der Obdachlosen und die hohe Panclsterblichkeit, die Zweifel an der Eignung der Daten für Langzeitstudien zu Armen (vgl. Alisch/Dangschat 1993: 32; Sopp 1994: 57; Buhr 1995a: 68; Eggen 1998: 30), aber auch zu (Langzeit-)Arbeitslosen wecken.
Obwohl nur jeder Fünfte zwischen 1983 und 1988 mindestens einmal arbeitslos war, waren von allen Erwerbspersonen des Sozio-ökonomischen Panels in den untersuchten 72 Monaten nur 44 % kontinuierlich vollzeitbeschäftigt (vgl. Ludwig-Meyerhofer 1992: 388). Die durchschnittliche kumulierte Dauer der Vollzeitbeschäftigung über alle Befragte betrug dementsprechend lediglich 49 Monate (vgl. Ludwig-Meyerhofer 1992: 386). Diese Zahlen deuten auf eine erhebliche Fluktuation auf dem Arbeitsmarkt hin (vgl. Ludwig-Meyerhofer 1992: 398). Gezeigt wird aber auch, wie kompliziert die Zusammenhänge zwischen Arbeitslosigkeitsphasen, Beschäftigungsphasen, Umfang der Vollzeitbeschäftigung und dem Bezug staatlicher Transferleistungen sind und wie leicht eine ausschließliche Betrachtung der oftmals über lange Zeit beinahe statischen Arbeitslosenzahlen zu Fehlschlüssen fuhren kann (vgl. Ludwig-Meyerhofer 1992: 382).
Ein Beispiel hierfür ist das Jahressteuergesetz 1996, durch das aus dem Missbrauch von Kindergeld eine Form der Steuerhinterziehung wurde und die Zuständigkeit für die Erfassung des Leistungsmissbrauchs von der Bundesanstalt für Arbeit auf die Steuerbehörden wechselte.
So fanden sich keine oder nur schwache Hinweise darauf, dass sich die von der Schatten Wirtschaft theoretisch besonders betroffenen Branchen schwächer als die nicht betroffenen entwickelt hätten. Auch konnten sich Branchen, die als Vorlieferanten der Schattenökonomie gelten, ihre Absatzentwicklung keineswegs von der Entwicklung ihrer offiziellen Kunden abkoppeln. Und schließlich haben sich Branchen, die von der Schattenwirtschaft profitieren dürften, nicht wesentlich günstiger entwickelt als solche, die durch sie vermutlich eher Nachfrage verlieren. Allerdings weist Döhrn selbst auf die teilweise schwache Datenbasis seiner Simulationsrechnungen hin (vgl. Döhrn 1990: 180).
In Bielefeld wurden Informationen über die Antragsteller auf Sozialhilfe bzw. über die entsprechenden Bedarfsgemeinschaften versuchsweise in eine Datenbank eingegeben (zwischen 1977 und 1990 waren dies 40.150 Bedarfsgemeinschaften). In der Regel nicht erfasst wurden Fälle, in denen der Bezug nicht länger als einen Monat dauerte und/oder kein Konto zur Überweisung der Hilfe vorhanden war. Damit sind bspw. Kurzzeitfälle und Obdachlose im Datensatz unterrepräsentiert (vgl. Andreß 1994: 79 f.; Buhr 1995a: 72), was alleine schon Zweifel an der Verallgemeinerbarkeit der Befunde weckt. Hinzu kommen Verzerrungen der Verweildauer in der Sozialhilfe durch das Bielefelder Programm „Arbeit statt Sozialhilfe“ (vgl. Andreß 1994: 103). Im Datensatz sind auch Ausländer enthalten (vgl. Andreß 1994). Zu 16.300 Bedarfsgemeinschaften außerhalb von Einrichtungen, die von 1977 bis 1990 zum ersten Mal mindestens einmal laufende Hilfe zum Lebensunterhalt erhielten, liegen Informationen über Gründe des Bezugs und Bezugsdauer vor (vgl. Andreß 1994:88).
In der LSA werden kontinuierlich 10 % der einschlägigen Akten der Stadt Bremen als Zufallsstichprobe gezogen und untersucht (vgl. Leisering/Voges 1992: 456). Im Jahr 1995 waren es bereits ca. 12.000 Akten, zu denen jährlich ca. 1.000 neu hinzu kommen. Sie erfassen Empfänger von Hilfe in besonderen Lebenslagen, laufender Hilfe zum Lebensunterhalt ausserhalb von Einrichtungen, Leistungen nach dem Unterhaltsvorschussgesetz, Landespflegegeld, Tbc-Hilfe oder Krankenversorgung nach dem Lastenausgleichsgesetz. Analyseeinheiten sind Aktenfälle bzw. Bedarfsgemeinschaften (den 586 Akten entsprachen 1983 insgesamt 843 Sozialhilfeempfängern in den Bedarfsgemeinschaften, aber 1.298 Personen in den entsprechenden Haushalten, die 1983 (noch) nicht alle die in der LSA untersuchten Leistungen bezogen) (vgl. Buhr 1995a: 99 ff). Es handelt sich dabei ebenso um Deutsche wie Ausländer bzw. Asylsuchende, Flüchtlinge usw. (vgl. Leisering/Voges 1992: 467). Diese Stichprobe kann jedoch ebensowenig wie die Bielefelder Erhebung als typisch für die Sozialhilfebezieher Deutschlands oder auch nur der alten Bundesländer gelten, da Bremen bspw. eine weit überdurchschnittliche Arbeitslosenquote aufweist- 1997 lag sie bei 16,8 % (vgl. Statistisches Bundesamt 1998: 123) — und auch die (die Dauer der Arbeitslosigkeit beeinflussende) Industrie- und Gewerbestruktur alles andere als durchschnittlich ist. Hier ist etwa an die Massenentlassungen im Schiffbau zu erinnern (vgl. Leisering/Voges 1992: 458; zur Kritik an der Studie vgl. auch Butterwegge 1996: 73).
Gerade der hohe Anteil von 24 %, der laufende Hilfe zum Lebensunterhalt mit großen Unterbrechungen bezieht, lässt die Ergebnisse von Andreß umso problematischer erscheinen, der lediglich die Zeit zwischen erstem und letztem Bezug untersucht (Bruttobezugsdauer) (vgl. Andreß 1994: 88).
Allerdings muss hier nochmals auf die hohe Ausfallquote des SOEP bei Armen, das Fehlen etwa von Obdachlosen, die hohe Panelsterblichkeit und die sich daraus ergebenden Zweifel an der Brauchbarkeit des SOEP fur Langzeitstudien zur Armutsentwicklung verwiesen werden (vgl. Alisch/Dangschat 1993:32; Sopp 1994: 57; Buhr 1995a: 68). Zur Beurteilung der Dauer des Sozialhilfebezugs ist das SOEP auch aus weiteren Gründen eher ungeeignet. So wird nur gefragt, wieviele Monate pro erhobenem Jahr Sozialhilfe bezogen wurde. Ob bspw. die in zwei aufeinander folgenden Erhebungswellen genannten Monate eine einzige, zusammenhängende Bezugsepisode bilden oder vielleicht sogar aus mehr als zwei Episoden zusammengesetzt sind, lässt sich nicht entscheiden (vgl. Buhr 1995a: 68 f.).
Verwendet wird ein gewichteter Datensatz aus den Befragungen des SOEP zwischen 1984 und 1990, der die in allen 7 Wellen interviewten 7.091 Personen über 16 Jahren aus den alten Bundesländern enthält (auch Ausländer) (vgl. Sopp 1994:54). Zur Feststellung der Einkommensmobilität wird ein gewichtetes Pro-Kopf-Haushaltsnettoeinkommen errechnet — das allerdings gleiche Gewichte für die zweiten bis n-ten Haushaltsmitglieder im Alter über 16 Jahren vorsieht -, die Einkommensverteilung in Sextile unterteilt und der Wechsel zwischen diesen untersucht (vgl. Sopp 1994: 55 ff). Leider macht Sopp — im Gegensatz zu Roh-wer- keine Angaben über die absoluten Einkommensveränderungen, weshalb unklar bleibt, wie viele der ‚Sprünge‘ von einem Sextil in ein anderes nur marginale Schwankungen um eine Sextil-Grenze herum sind.
In dieser Studie wurden zwischen April und Mai 1991 4.072 nach einem Zufallsschlüssel ausgewählte Klienten der Caritas in den alten Bundesländern, die in dieser Zeit Hilfe suchten, durch deren Mitarbeiter befragt. Die Daten wurden anschließend auf Basis der parallel gesammelten Informationen über alle Personen gewichtet, die im Befragungszeitraum die westdeutschen Caritas-Einrichtungen um Unterstützung angingen (vgl. Hauser/Hübinger 1993: 89 ff.; Hauser 1995: 13; zum Verfahren bei der Befragtenauswahl und zur Gewichtung vgl. Wiedenbeck 1993:427 ff.). In die Analyse einbezogen wurden 2.807 Personen, die zu den „Caritas-Klienten im engeren Sinne“ gerechnet werden und in denen etwa die von den Sozialstationen betreuten Kranken und Pflegebedürftigen nicht enthalten sind (vgl. Hauser/Hübinger 1993: 402). Die hier angestrebte Grundgesamtheit — die von der Caritas im Befragungszeitraum betreuten Hilfesuchenden in den alten Bundesländern (vgl. Hauser/Hübinger 1993: 401; Hauser 1995: 14)- vermeidet angeblich die ansonsten in Befragungen üblichen Probleme einer Unterrepräsentation etwa von Ausländern, Obdachlosen, Personen ohne festen Wohnsitz oder anderen schwer zu befragenden, mit besonderen Armutsrisiken behafteten Personengruppen (vgl. Hauser 1995: 17). Dafür sind die Caritas-Klienten jedoch möglicherweise schon wegen der Kirchennähe des Wohlfahrtsverbandes nicht unbedingt typisch für alle Armen, so dass bspw. zu fragen ist, ob nicht religiös gebundene oder andersgläubige Arme ausreichend repräsentiert sind (zur vermutlich fehlenden Repräsentativität dieser Untersuchung vgl. auch Eggen 1998: 25, 29 f.).
Es wird nicht nach deutschen und ausländischen Haushaltsvorständen unterschieden. Nicht enthalten sind Darlehen, die vor allem im Falle einer zum Bewilligungszeitpunkt absehbar nur vorübergehenden Notlage gewährt werden, und die Leistungen nach dem Asylbewerberleistungsgesetz (vgl. Statistisches Bundesamt 1998: 446). Für das Jahr 1995 fehlen die Daten von 10–15 % der Leistungsbezieher in Berlin und von sämtlichen Empfängern in Bremerhaven (vgl. Statistisches Bundesamt 1999: 464).
Im Jahr 1999 waren es wieder 59,1 % (Statistisches Bundesamt 2001: 483).
Im Jahr 1999 wurden an 2.792.000 Empfänger laufender Hilfe zum Lebensunterhalt außerhalb von Einrichtungen 16,2 Milliarden DM und insgesamt für Sozialhilfe 44,9 Milliarden DM ausgegeben (vgl. Statistisches Jahrbuch 2001: 482,484).
Selbstverständlich ist Bruns zuzustimmen, dass trotz der unterschiedlich großen Schadenssummen der Missbrauch staatlicher Leistungen ebenso wie Steuerhinterziehung gleichermaßen bekämpft werden müssen (vgl. Bruns 1996: 10). Dies soll durch die bisherigen und die weiteren Ausführungen keinesfalls bestritten werden. Vielmehr werden hier Möglichkeiten der Rechtfertigung sozialer Devianz angesprochen. Auf solche und andere Neutralisierungstechniken im Sinne von Sykes und Matza (1974) ist später noch des öfteren einzugehen.
Auch die Anfang 1997 sehr medienwirksam aufgestellte Behauptung des sozialpolitischen Sprechers der Mittelstands- und Wirtschaftsvereinigung der CDU/CSU, die von den Arbeitsämtern geschickten Bewerber seien vielfach arbeitsunwillig, schien auf eher schwachen Belegen zu ruhen. Als Ende August 1996 die Zeitung DIE WELT über angebliche Schwierigkeiten des Oberhausener Einkaufszentrums „Centro“ berichtete, freie Stellen mit vom Arbeitsamt vorgeschlagenen Bewerbern zu besetzen, zogen andere Zeitungen und TV-Sender mit ähnlichen Berichten nach, bis auch die Mittelstandsvereinigung der Union das Thema „Centro“ in der beschriebenen Weise aufgriff. Dass auf die 4.000 zu vergebenden Stellen von den Arbeitsämtern 11.500 Bewerber vorgeschlagen wurden und es in all diesen Fällen keinerlei „Arbeitsablehnungen im leistungsrechtlichen Sinne“ gab, wurde in den ursprünglichen Berichten ebensowenig vermerkt wie die Tatsache, dass nicht jeder Arbeitslose aufstellen vermittelt werden konnte, für die eine „junge Boutiquenverkäuferin mit gutem Aussehen“ gesucht wurde (vgl. Kölner Stadtanzeiger vom 10.01.1997:4).
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Schäfer, W.J. (2002). Entwicklungen der Rahmenbedingungen und bisher vermuteter Umfang sozialer Devianz. In: Opfer Sozialstaat. Forschung Soziologie, vol 170. VS Verlag für Sozialwissenschaften. https://doi.org/10.1007/978-3-322-95000-0_2
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