Nein zur AHVplus - Ja zur AHV13: zu den Ursachen eines Sinneswandels

Die hohe Zustimmung für die AHV13-Initiative kam für manche (auch für mich) überraschend. Dies nicht zuletzt, weil vor acht Jahren das Stimmvolk die weitgehend analoge AHVplus-Initiative mit einem Nein-Stimmenanteil von 59% noch genau so deutlich verwarf, wie es die AHV13 mit einem Ja-Anteil von 58% klar annahm. Die AHVplus verlangte, alle laufenden und künftigen AHV-Altersrenten um 10 Prozent zu erhöhen, bei der AHV13 sind es nun 8.3%. Die Zustimmung zu einem substanziellen Rentenzuschuss hat also in einer relativ kurzen Zeitspanne um 18 Prozentpunkte zugenommen. Das wirft die Frage auf, wie dieser Sinneswandel zu erklären ist.

Über mögliche Gründe wurde in den vergangenen Wochen viel spekuliert, oft mit Argumenten, die ebenso stichhaltig und plausibel klingen wie sie empirisch schwer überprüfbar sind. Dies gilt insbesondere für eher anekdotische Mutmassungen, wie jene über die enthemmende Wirkung der CS-Krise – jetzt sind aber mal wir dran! – oder die unheilvolle Wirkung eines gutgemeinten altbundesrätlichen Ma­hn­schreibens.

Acht Jahre sind ein Zeitraum, in dem zwar vieles gleich bleibt, sich aber doch auch manches verändern kann – ein systematischer modellgestützter Vergleich der Gemeinderesultate der beiden Vorlagen drängt sich in dieser eher seltenen Konstellation geradezu auf. Das bivariate Streudiagramm zeigt, wie sich die Gemeinden vor acht Jahren und heute entschieden haben:

Diese Grafik zeigt als erstes, dass die Zustimmung flächendeckend höher war. Unter den dargestellten Gemeinden mit mehr als 1000 Stimmberechtigten war die Zustimmung nur in Trub im Emmental (auf der roten Linie) ganz geringfügig (-.01 Prozentpunkte) tiefer als 2016.^[1] Der Zusammenhang zwischen den Ja-Anteilen der beiden Vorlagen war dabei abgesehen vom Niveauunterschied relativ eng, was den Vergleich zusätzlich legitimiert.^[2] Und nicht zuletzt gibt es auch bei diesem Sinneswandel, wie bereits beim Resultat der AHV13, das ich in einem ersten Beitrag unter die Lupe genommen habe, einen ziemlich tiefen Röstigraben: In der Deutschschweiz betrug die Zunahme insgesamt 16 Prozentpunkte, in der Romandie waren es mit 25 Prozentpunkten erheblich mehr. Auch hier scheint es deshalb geboten, die Entwicklungen in den Sprachregionen getrennt zu analysieren.

Zustimmungsveränderungen auf Gemeindeebene können unterschiedliche Ursachen haben

Eine auf Aggregatsebene beobachtbare Zustimmungsveränderung kann unterschiedliche Ursachen auf Individualebene haben. Das muss bei der Spezifikation eines Modells berücksichtigt werden, denn man muss ja wissen, welche Frage man beantworten möchte. Zur Veranschaulichung mag ein einfaches Rechenexempel mit zwei Szenarien hilfreich sein:

In dieser fiktiven Gemeinde besteht das Stimmvolk aus zwei gleich grossen Gruppen mit unterschiedlichen Haltungen zu einer Vorlage: A ist mehrheitlich dafür, B dagegen. Stimmen sie darüber ab, resultiert ein Ja-Anteil von 60%. Bei einer Wiederholung gemäss Szenario 1 ändert ein Teil der B’ler seine Meinung: Anstatt 40% sind nun 44% dafür – wodurch der Ja-Stimmenanteil für die Vorlage auf 62% steigt. Dasselbe würde aber auch geschehen, wenn die Gruppe A relativ gesehen fünf Prozentpunkte stärker würde, wie in Szenario 2, in dem sich die Anteile der Haltungen innerhalb der Gruppen aber nicht verändern würden.

Bei Szenario 1 hängt das Ausmass der Zustimmungsveränderung auf Aggregatsebene von der relativen Grösse einer Gruppe ab: In einer Gemeinde mit einem hohen Anteil von Mitgliedern der Gruppe B würde sich dieselbe Haltungsänderung logischerweise viel stärker aufs Gemeinderesultat auswirken, als wenn deren Anteil klein ist. Bei Szenario 2 würde man hingegen erwarten, dass eine Zustimmungsveränderung eher von der Veränderung des Mischungsverhältnisses der beiden Gruppen abhängt.

Zustimmungsveränderung: Welche Rolle spielten Niveaueffekte?

Formuliert man das Regressionsmodell der Differenz zwischen den Ja-Stimmenanteilen der beiden Initiativen  mit Szenario 1 im Hinterkopf, so gehen entsprechend die (mittleren) Niveaus der unabhängigen Variablen ins Modell ein:^[3]

Die Grundaussagen dieses Effect-Plots der Modellresultate sind rasch zusammengefasst. In der Romandie und sehr viel weniger ausgeprägt auch in der Deutschschweiz nahm die Zustimmung in einer Gemeinde umso stärker zu, je höher der SVP-Wähleranteil im Mittel 2015-2023 war. Die Aggregatdaten legen so den Schluss nahe, dass sich Haltung zur Rentenerhöhung vor allem in der Wählerschaft der SVP änderte, wofür es auch Evidenz aus Befragungen gibt.^[4] Bei den beiden anderen einbezogenen Parteien, der SP und der FDP gibt es in keiner der beiden Sprachregionen aussagekräftige Zusammenhänge.

Auch die Erklärungskraft der beiden soziodemographischen Variablen ist gering. Mit einiger Sicherheit lässt sich bloss sagen, dass in die Zustimmungszunahme in den einkommensschwachen Gemeinden der Deutschschweiz höher war als in einkommensstarken. Der Anteil von Personen im Rentenalter hatte in der Romandie keinen Einfluss auf die Zustimmungszunahme, in der Deutschschweiz allenfalls einen geringfügigen: Haltungsänderungen in dieser direktbetroffenen Gruppe dürften für den Zustimmungssprung so wahrscheinlich eine eher untergeordnete Rolle spielen.

Insgesamt sind die Resultate dieses Modells aber nicht eben von berauschender Aussagekraft. Zumindest mit den einbezogenen Variablen kann nur ein geringer Teil der kommunalen Unterschiede in der Veränderung der Haltung zu einer Rentenerhöhung innerhalb der Sprachregionen erklärt werden.^[5]

Können strukturelle Entwicklungen die Zustimmungszunahme erklären?

Modelliert man die Zustimmungsdifferenz als Folge von Veränderungen, also mit dem zweiten Wirkungsszenario vor Augen, resultiert folgendes Modell:

Die Veränderungen der Parteistärken waren für die Zustimmungsveränderung generell belanglos. Einen Mobilisierungseffekt gab es nur in der Romandie: dort wo die Beteiligung überdurchschnittlich zunahm, galt dasselbe auch für die Zustimmung zur Rentenerhöhung.

Interessanter sind hingegen die markanten Effekte soziodemographischer Entwicklungen: Wo in der Deutschschweiz die steuerbaren Einkommen unterdurchschnittlich zunahmen, erhöhte sich die Zu­stim­mung zur Rentenerhöhung überdurchschnittlich und umgekehrt, was im Prinzip plausibel ist. In der Romandie gilt hingegen genau das Gegenteil: Je grösser die Einkommenszunahme, desto mehr Zustimmung fand die Rentenerhöhung, was nun doch etwas überrascht. Die Zusammenhänge sind im multivariaten Modell hochsignifikant und verhältnismässig effektstark, tragen also in beiden Sprachgebieten erheblich zur «Erklärung» der Varianz bei, sie sind aber auch im bivariaten Streudiagramm durchaus erkennbar:

Dieser gegenläufige Zusammenhang lässt mich etwas ratlos – gute Ideen für seine Motivierung sind deshalb willkommen: Vielleicht können sprachregional detaillierte Analysen der Befragungsresultate dereinst Licht ins Dunkel bringen?

Markanter Effekt der Veränderung der Altersstruktur 

Identisch ist das Vorzeichen in beiden Sprachgebieten hingegen beim mit Abstand effektstärksten und inhaltlich interessantesten Zusammenhang in diesem Modell: demjenigen zwischen der Zunahme des Anteils der 65+ und der Akzeptanz einer AHV-Rentenerhöhung. Pro Prozentpunkt Zunahme des Anteils der 65+ in den acht Jahren zwischen den beiden Abstimmungen steigt die mittlere Zustimmung zu einer Rentenerhöhung ceteris paribus um etwa 0.6 Prozentpunkte in der Deutschschweiz und 0.5 Prozentpunkte in der Romandie.^[6]

In der Schweiz hat der Anteil der Personen im Rentenalter an den Stimmberechtigten von 2015 bis 2022 von 25.8% auf 28.1% Prozent zugenommen. Die Stimmbevölkerung wird dabei fast flächendeckend älter, doch gibt es erhebliche Unterschiede zwischen den Gemeinden:

Eine gewichtige und systematische Ausnahme gibt es allerdings: Das Elektorat der Grossstädte ist tendenziell jünger, oder zumindest nicht älter geworden.^[7] In Lausanne hat etwa der Anteil der 65+ um 2 Prozentpunkte abgenommen, in Zürich um 1.2 Prozentpunkte. In Basel, Bern und Genf hat sich der Anteil der 65+ kaum verändert. In einem bivariaten Streudiagramm des Zusammenhangs zwischen Alterung und Zu­stimmungsdifferenz befinden sich die Grossstädte entsprechend ganz links:

In den drei Grossstädten der Deutschschweiz nahm die Zustimmung zur Rentenerhöhung um 13 Prozentpunkte zu, im Rest dieser Sprachregion waren es nur 16 Prozentpunkte, wobei sich die übrigen Raumtypen von der Agglo bis zur Peripherie diesbezüglich kaum unterscheiden. Noch grösser ist dieser Unterschied in der Romandie: 19 Prozentpunkte in den Grossstädten gegenüber 26 Prozentpunkte im übrigen Gebiet.

Es versteht sich von selbst, dass dieser Befund nicht überbewertet werden darf – gerade in der Romandie war die Zustimmung in Lausanne und Genf bereits 2016 sehr hoch, viel Spielraum nach oben gab es nicht mehr. Aber in diesen fünf Gemeinden, allesamt Hochburgen der befürwortenden Linksparteien, wurden am 3.März 11% aller Stimmen abgegeben, sie fallen also ins Gewicht, und die Resultate sind deshalb dort auch kaum zufällig.

Fazit: Die Schweiz auf dem Weg zur Gerontokratie?

Die Alterung der Gesellschaft ist ein Abdruck säkulärer Megatrends, zumal der Zunahme der Lebenserwartung aufgrund des medizinischen Fortschritts, veränderter Lebensgewohnheiten und Wirtschafts­strukturen aber auch von Fertilitätsentscheidungen die schon lange gefallen sind – selbst wenn letztere wider erwarten stark zunähme, würde sich das erst in fernster Zukunft auf die Zusammensetzung des Elektorats auswirken. Dieser Prozess wird sich deshalb unerbittlich fortsetzen: Gemäss dem mittleren Bevölkerungsszenario des BFS wird der Anteil der 65+ an den Stimmberechtigten 2032, also acht Jahre in der Zukunft, ungefähr 34% betragen somit gegenüber 2022 um nicht weniger als 6 Prozentpunkte zunehmen, weil die letzten grossen Baby­boomerjahrgänge der 1960er Jahre ins Rentenalter kommen.

Das Hauptresultat dieser Analyse der Gemeinderesultate, der robuste Zusammenhang zwischen der Alterung und der Zunahme der Akzeptanz einer AHV-Rentenerhöhung sollte deshalb zu denken geben, auch wenn es sich dabei vorderhand um ein evidentielles Mosaiksteinchen unter vielen handelt. Man stelle sich folgendes Szenario vor: Eine wachsende, bekanntlich auch sehr stimmfreudige und materiell im Mittel ja keineswegs darbende^[8] Rentnerklasse kann auf dem politischen Marktplatz ihr unmittelbares pekuniäres Eigeninteresse^[9] mittels direktdemokratischer Entscheide in zunehmendem Masse durchsetzen. Dies geht letztlich auf Kosten der Erwerbsbevölkerung, von der notabene mangels Schweizer Pass fast ein Drittel (2022 31%) gar nicht stimmberechtigt ist, und die deshalb von derartigen Entscheiden zwar betroffen ist, aber keinen Einfluss darauf nehmen kann. Bei den Ü65 beträgt der Ausländeranteil demgegenüber bloss  ein Zehntel (11%).

Gleichzeitig ist eine Verschiebung der Altersgrenze zwischen Zahlern und Bezügern, wie die unmissverständlich deutliche Ablehnung der  Renteninitiative am 3. März zeigte höchst unpopulär – und dies gemäss der Nachbefragung von LeeWas in allen Altersklassen. Gegenwärtig hält sich das Finanzierungssystem dank der starken Zuwanderung junger, gutverdienender Erwerbstätiger aus dem Ausland noch in einem labilen Gleichgewicht; aber auch diese «Lösung» des Problems könnte unter politischen Druck geraten, denn auch sie birgt – z.B. auf dem Wohnungsmarkt – Konfliktstoff. Das schweizerische Politsystem ist in den kommenden Jahren also mit der Lösung schwieriger Zielkonflikte konfrontiert. Ich bin gespannt, wie sie gelöst werden! 

Anmerkungen

^[1] Bei den sieben anderen Gemeinden, in denen die Zustimmung zur AHV13 tiefer war als zur AHVplus handelt es sich zumeist um Zwerggemeinden mit weniger als 100 Stimmberechtigten: Nur 411 Personen gingen in ihnen insgesamt zur Urne. In den Streudiagrammen dieses Beitrags sind nur Gemeinden mit mehr als 1000 Stimmberechtigten abgebildet und damit rund 90% der abgegebenen Stimmen. Zusammenhänge erscheinen durch diese Entschlackung oft klarer, weil die Diagrammfläche nicht durch belanglose Ausreisser expandiert wird. Sie finden sich unter den Kleingemeinden tendenziell öfter, weil dort bisweilen nur wenige Stimmen extreme Resultate verursachen können. Denn je grösser eine Gemeinde ist, desto weniger zufällig ist das Ergebnis, desto weniger «Lärm» und desto mehr «Signal» steckt drin. Das bedeutet übrigens auch, dass die Resultate in grösseren Gemeinden zuverlässiger plausibilisiert werden können, eine Problematik mit der ich mich vor langem einmal in einer Präsentation für die Bundeskanzlei im Zusammenhang der Entdeckung von Unregelmässigkeiten beim Einsatz von E-voting befasst habe.

^[2] Modelliert man die Zustimmung zur AHVplus mit den gleichen Variablen wie in diesem Beitrag, so sind die Resultate im Wesentlichen analog (Vorzeichen der Parameter etc.). Keine Evidenz gibt es einzig für den Partizipationseffekt – 2016 lag die Beteiligung mit 43% ja auch ungefähr beim langjährigen Durchschnitt.

^[3] Die Spezifikation des Regressionsmodells ist in ihren Grundzügen analog zum hier diskutierten. Die Zahl der gültigen Stimmen in den Gemeinden dienten als Gewichte. Die Gemeinden in den fünf Majorzwahlkreisen (UR, GL, NW, OW, AI, AR) mit nur einem Mandat wurden weggelassen (siehe auch Fussnote 7 a.a.O.). Geschätzt wurde ein Modell, in der alle anderen Grössen mit der Sprachregion interagieren – ihre Parameter können also in der Romandie und der Deutschschweiz unterschiedlich sein, was aus der Übersichtsgrafik, einem sogenannten Effect-Plot (Fox & Weisberg 2018) auch hervorgeht. Bei den unabhängigen Variablen verwende ich jeweils, soweit dies die Quellen zulassen, Mittelwerte zwischen den beiden Abstimmungsjahren zur Messung der Niveaus.

^[4] Der Vergleich der VOTO zur AHVplus mit den Resultaten der 20-Minuten/Tamedia-Nachwahlbefragung von LeeWas zur AHV13 legt nahe, dass die Zustimmung in der SVP tatsächlich sehr stark zunahm (von 34% auf 55%), was meinem Befund zumindest nicht widerspricht. Es versteht sich aber von selbst, dass dieser Vergleich von methodisch unterschiedlichen Befragungen eher anekdotischen Wert hat: Ich bin auch deshalb gespannt auf die VOX zum 3. März.

^[5] Dieses Modell erklärt 56% der Varianz der Ja-Stimmenanteile (R²). Splittet man das Sample sprachregional, so sind die Parameter der beiden Modelle dieselben, das R² des Modells für die Deutschschweiz beträgt dann aber bescheidene 11%. Jenes für die Romandie passt etwas besser: es erklärt 16% der Varianz. Sie sind also erheblich tiefer als jenes des Gesamtmodells, was auf die Bedeutung des Interaktionsterms hinweist, der die eingangs erwähnte Differenz in der Zustimmungszunahme «auffängt». In meiner Erfahrung haben Modelle von Ver­än­derungen, anders als jene für Resultate, meist kein sehr hohes R².

^[6] Dieses Modell har insgesamt ein R² von 59%, Auch in diesem Modell trägt der Interaktionsterm, der die Zustimmungsdifferenz zwischen den Sprachgebieten erfasst, allerdings sehr viel bei. Die separaten sprachregionsspezifischen Modelle haben mit 13% in der Deutschschweiz und 24% in der Romandie deutlich tiefere R².

^[7] Der Grund dafür ist wohl in Bewegungen an beiden Enden der Altersverteilung zu suchen. Einerseits ziehen die Grossstädte seit jeher jüngere Zuzüger an, nicht nur aus dem Ausland, sondern auch aus der übrigen Schweiz: Unser Total sind ja die Stimmberechtigten, also Schweizer Staatsangehörige. Andererseits kommt es im Zuge der Gentrifizierung und der Verdichtung auch zur Verdrängung älterer Personen. Dies, und die Auswirkungen dieser Ströme auf die Politik genauer zu untersuchen wäre ein Thema für sich. Für Zürich habe ich mir bei der Analyse der Kantonsratswahlen 2007-2023 ansatzweise Gedanken dazu gemacht.

^[8] Siehe dazu meine steuerdatenbasierten Studien zur Einkommens- und Vermögensmobilität. Die stets anwachsende Erbmasse wird z.B. mittlerweile ja auch vornehmlich zwischen Rentnern «umgewälzt».

^[9] Stützt man sich wiederum auf die LeeWas-20-Minuten/Tamedia Befragung ab, so stimmten rund 78% der 65+ für die Initiative, am anderen Ende der Altersverteilung, bei den 18-34-Jährigen waren es nur 40%. Gemäss VOTO gab es auch bei der AHVplus einen Altersgradienten bei der Zustimmung. Er war damals aber deutlich weniger ausgeprägt