HOHENHEIMER DISKUSSIONSBEITRÄGE Zur politischen … · 2017. 5. 5. · Eine Reform des Finanzausgleichs bedarf nicht nur der Zustimmung einer Majorität des Bundestags, sondern muss

HOHENHEIMER

DISKUSSIONSBEITRÄGE

Zur politischen Rationalität der Finanzausgleichsreform in Deutschland

von

Hans Pitlik

Nr. 239/2004

Institut für Volkswirtschaftslehre (520)

Universität Hohenheim, 70593 Stuttgart

ISSN 0930-8334

Zur politischen Rationalität der Finanzausgleichsreform

in Deutschland

Hans Pitlik Universität Hohenheim

Institut für Volkswirtschaftslehre 520D 70593 Stuttgart

e-mail: [email protected] Tel. +49711-459-3058

Hohenheimer Diskussionsbeiträge Nr. 239/2004

mailto:[email protected]

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Abstract: In 2005, a severely criticized reform of the system of intergovernmental fiscal relations (Länderfinanzausgleich) comes into effect. The present paper studies the political rationality of the reform. Based on a model of legislative bargaining (Baron/Ferejohn 1989) the redistributive results of the Länderfinanzausgleich can be explained as a stable political bargaining equilibrium. Smaller Länder (states) are in a stronger bargaining position due to an institutionalized overrepresentation in the Bundesrat (Upper Chamber). Empirical tests for the 'pre-reform years' 1995–2000 and for the projected results of the reform 2005 support the hypothesis. Asymmetric political bargaining powers are a core explanation of reform failure. Keywords: Intergovernmental fiscal relations, Germany, overrepresentation, legislative bargaining Zusammenfassung: Im Jahr 2005 tritt das neue Finanzausgleichsrecht in Deutschland in Kraft, das auf scharfe Kritik gestoßen ist. Im vorliegenden Papier wird die politische Rationalität der Finanzausgleichsreform untersucht. Auf der Basis eines Modells legislativer Verhandlungen (Baron/Ferejohn 1989) können die Umverteilungsergebnisse des Länderfinanzausgleichs als ein stabiles politisches Verhandlungsgleichgewicht erklärt werden. Kleinere Länder verfügen aufgrund ihrer institutionell bedingten Überrepräsentation im Bundesrat über eine starke Verhandlungsposition. Empirische Tests für die 'Vor-Reform-Jahre' 1995–2000 und für die erwarteten Ergebnisse der Reform 2005 unterstützen diese These. Eine durchgreifende Reform musste daher an der asymmetrischen politischen Verhandlungsstärke scheitern. Stichworte: Länderfinanzausgleich, Deutschland, Überrepräsentation, legislative Verhandlungen JEL: D72, H77

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1 Problemstellung Im Januar 2005 tritt das neue Finanzausgleichsrecht in Deutschland in Kraft. Die Reform des bis dahin gültigen Rechtsrahmens wurde – einmal mehr – durch eine Entscheidung des Verfassungsgerichts erzwungen. Das Urteil zur Neuordnung der föderalen Finanzbeziehungen vom 11. November 1999 enthielt allerdings gegenüber vorangegangenen Beschlüssen eine bemerkenswerte Neuerung (Bundesverfassungsgericht 1999). Das Verfassungsgericht verpflichtete nämlich die Gesetzgeber zu einem zweistufigem Reformverfahren. In einem ersten Schritt war ein Vorschaltgesetz zu erlassen, das allgemeine und längerfristig gültige Prinzipien für die Verteilung der Steuereinnahmen auf den Bund und die Länder enthalten sollte. Auf der Basis der bindend formulierten Maßstäbe sollte erst in einem zweiten Schritt ein Finanzausgleichsgesetz (FAG) die allgemeinen Richtlinien weiter konkretisieren und in DM (bzw. in Euro) präzisieren. Im Juni 2001 einigten sich der Bundeskanzler und die Ministerpräsidenten der Länder bei einer Sonderkonferenz auf die Neuregelungen, einschließlich des Solidarpaktes II. Das Reformpaket passierte noch im gleichen Jahr Bundestag und Bundesrat. Darin wurde unter anderem auch vereinbart, dass der Bund die Annuitäten der (westdeutschen) Bundesländer für den Fonds Deutsche Einheit zu deren Entlastung übernimmt. Das Verfassungsgericht knüpfte hohe Erwartungen an das zweistufige Vorgehen. Neben einer Überprüfung ökonomisch umstrittener Sonderregelungen sollte das Verfahren vor allem sicherstellen, dass die Reform des Länderfinanzausgleichs nicht einseitig von politischen Verteilungsinteressen dominiert wird. Aus ökonomischer Perspektive wurden die Hoffnungen des Gerichts jedoch zweifellos enttäuscht. Zwar wird allgemein anerkannt, dass einige Reformbestandteile durchaus in die richtige Richtung zielen; im Großen und Ganzen fällt die Bewertung der Finanzausgleichsreform 2005 in den Wirtschaftswissenschaften aber negativ aus (z.B. Fehr 2001, Peffekoven 2001, Sachverständigenrat 2001, Huber 2003). Es wurden offenbar weder die ökonomischen Fehlanreize merklich verringert, noch erfolgte ein durchgreifender Abbau der zahlreichen fragwürdigen Sonderbegünstigungen. Die distributiven Auswirkungen der Finanzausgleichsreform 2005 auf die Länderhaushalte hat unlängst Lenk (2004) in einer detaillierten Wirkungsanalyse ermittelt. Auf Basis der Steuerschätzung 2002 für die Jahre 2004 und 2005 zeigt Lenk, dass sich alles in allem nur moderate Verschiebungen in den finanzwirtschaftlichen Verteilungspositionen der Bundesländer ergeben. Durch die Umschichtung der finanziellen Verpflichtungen aus dem Fonds Deutsche Einheit gewinnen alle Länder gegenüber der ursprünglichen Rechtslage mit einem Gesamtvolumen von fast 1,3 Mrd. €. Das im Vorfeld der Konferenz übereinstimmend erklärte Verhandlungsziel, kein Land solle mit Verlusten von mehr als 12 DM/Einwohner belastet werden, konnte dadurch aus Ländersicht übererfüllt werden. Die Modellrechnungen

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zeigen allerdings auch, dass die Reformgewinne recht unterschiedlich auf die Bundesländer streuen. Die vorliegende Abhandlung untersucht die politische Rationalität der beschlossenen Finanzausgleichsreform. Im Kern wird argumentiert, dass die Verteilungsergebnisse Ausdruck eines stabilen politischen Verhandlungsgleichgewichts sind, in dem bestimmte Länder aufgrund ihrer institutionell bedingten, starken Verhandlungsposition begünstigt werden. Vor diesem Hintergrund musste eine durchgreifende Reform an den politischen Machtverhältnissen scheitern. Abschnitt 2 skizziert die theoretischen Grundlagen der einschlägigen Modelle legislativer Verhandlungen und diskutiert die Übertragbarkeit der Überlegungen auf die Finanzausgleichsverhandlungen in Deutschland. In den Abschnitten 3 und 4 werden die theoretischen Implikationen für den Finanzausgleich der 'Vor-Reform-Jahre' 1995–2000 und für die Reform 2005 auf ihre empirische Evidenz getestet. 2 Finanzausgleich als Ergebnis eines Umverteilungsspiels 2.1 Überblick über politökonomische Theorien des Finanzausgleichs Die ökonomische Rationalität der geltenden Regelungen des Finanzausgleichs wird schon seit geraumer Zeit scharf kritisiert (z.B. Homburg 1994, Peffekoven 1994). Die Vorschläge der wirtschaftswissenschaftlichen Profession zu einer Finanzausgleichsreform (z.B. Lenk 1995, Huber/Lichtblau 1997, Lenk/Schneider 1999) finden freilich regelmäßig wenig Gehör in der politischen Arena. Die geringe Bereitschaft der politischen Akteure, einer Beseitigung der ökonomisch überaus zweifelhaften Ausgleichsvorschriften und einer grundlegenden Reform der föderalen Finanzbeziehungen zuzustimmen, stützt demgegenüber die Vermutung, dass das komplexe gegenwärtige Finanzausgleichssystem nicht auf ökonomischen Überlegungen beruht, sondern Ausdruck eines stabilen politischen Machtgleichgewichts sein könnte (Homburg 1997, Pitlik/Schmid 2000). In der einschlägigen Literatur werden mehrere theoretische Ansätze diskutiert, die einen Beitrag zur politökonomischen Erklärung der existierenden Regeln liefern könnten. Die Leviathantheorie der Finanzzuweisungen sieht in einem Finanzausgleichssystem ein Instrument zur Stabilisierung eines Steuerkartells der subzentralen Gebietskörperschaften (Brennan/Buchanan 1988, Kap. 9). Die Idee ist, dass die Bundesländer versuchen, eine interjurisdiktionelle fiskalische Konkurrenz um mobile Steuergrundlagen durch die Zentralisierung der Entscheidungsgewalt zu eliminieren. Die Gruppe der (schwächeren) Länder, die in einem wettbewerblichen Föderalismus potentielle Verlierer darstellen, wären nach diesen Vorstellungen zu Kompensationsleistungen an die Länder bereit, die in einem

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Konkurrenzsystem relativ besser gestellt wären. Finanzausgleichsleistungen erfüllen die Funktion, die Kartelltreue der finanzstärkeren Gebietskörperschaften zu erkaufen. Die fortschreitende Konzentration der steuerlichen Gesetzgebungsbefugnisse auf der Bundesebene und der Ausbau der Gemeinschaftssteuern in Deutschland stützen zwar prinzipiell die Überlegungen der Leviathantheorie (Blankart 1999, Pitlik/Schmid 2000). Die im Leviathanansatz prognostizierte Begünstigung von wirtschaftlich starken Bundesländern ist im Länderfinanzausgleich jedoch allenfalls partiell zu beobachten.1 Andere Arbeiten sehen Finanztransfers in einem föderativen System als Resultat erfolgreicher Lobbyaktivitäten der subzentralen Einheiten (Grossman 1994, Worthington/Dollery 1998, Borck/Owings 2003). Länderregierungen, die wertvolle politische Ressourcen (Wählerstimmen, Unterstützung bestimmter Gesetzesvorhaben) anbieten können, erhalten diesen Überlegungen zufolge höhere Zuweisungen von der Regierung der Zentralebene. Eine Übertragbarkeit der Lobbyingtheorie auf das deutsche System des Länderfinanzausgleichs ist jedoch eher fragwürdig, denn das Argument setzt voraus, dass die Zentralebene weitgehend autonom über die Zuweisungshöhe entscheidet. Die Bundesregierung verfügt jedoch nicht über die notwendigen Handlungsspielräume bei der Vergabe von Finanzzuweisungen an die Länder. Eine Reform des Finanzausgleichs bedarf nicht nur der Zustimmung einer Majorität des Bundestags, sondern muss auch die Mehrheit der Länderstimmen im Bundesrat erreichen. Es ist daher naheliegend, unmittelbar im legislativen Entscheidungsprozess nach einer positiv-theoretischen Erklärung für die Umverteilungspraxis zu suchen. Ein dritter Ansatz interpretiert Finanzzuweisungen in einem föderativen Staat als das Ergebnis eines Umverteilungsspiels zwischen den parlamentarischen Vertretern regionaler Interessen. Dabei werden die Verhandlungsprozesse über die Festlegung der Umverteilung als ein nichtkooperatives Verhandlungsspiel modelliert. Unter Zuhilfenahme des Modells von Baron/Ferejohn (1989) wird argumentiert, dass eine disproportionale Repräsentation der subnationalen Einheiten in der nationalen Legislative eine ungleiche Pro-Kopf-Aufteilung eines gegebenen Finanzvolumens begünstigt. Die im Parlament überproportional vertretenen regionalen Gebietskörperschaften verfügen über eine größere Verhandlungsmacht und können sich einen größeren Anteil an der insgesamt zur Verfügung stehenden Umverteilungsmasse sichern. Die dahinter stehende Idee wird im Folgenden vereinfachend dargestellt. 1 So erfolgt auch nach neuem Recht eine Anrechnung der kommunalen Steuereinnahmen auf die Finanzkraft

nur zu 64%, statt zu 100%. Damit wird zwar die Position der wohlhabenderen, steuerstarken Bundesländer gegenüber der Ausgangssituation (mit einer nur hälftigen Anrechnung) verschlechtert; aus ökonomischer Perspektive erscheint jedoch ohnehin nur eine vollständige Anrechnung angezeigt. Pitlik/Schmid (2000, S. 113) vermuten, dass die Verletzung der Kartellstabilitätsbedingung durch Bundesergänzungszuweisungen, Auslöser der Klage von Bayern, Baden-Württemberg und Hessen gewesen ist. Das wirtschaftsstärkste Bundesland Hamburg hat die Normenkontrollklage von 1998 freilich nicht unterstützt.

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2.2 Verteilungsentscheidungen als Verhandlungsspiel in der Legislative Ausgangspunkt der modelltheoretischen Überlegungen ist ein Parlament mit N Abgeordneten, das mit einfacher Mehrheit über die Aufteilung einer gegebenen Geldsumme entscheidet.2 Die Mandatsträger verfolgen ausschließlich das Ziel, eine möglichst gute finanzielle Ausstattung für den eigenen Wahlkreis zu erreichen. Bei einem fixen verfügbaren Verteilungsvolumen kann dies nur zulasten der anderen Mandatsträger gehen; die Abgeordneten befinden sich folglich in einem fundamentalem Interessenkonflikt. In der traditionellen Wahltheorie wird nun gezeigt, dass unter der einfachen Mehrheitsregel bei Entscheidungen mit rein distributiven Inhalten ohne zusätzliche institutionelle Restriktionen kein stabiles Gleichgewicht existiert (McKelvey 1976). Für jeden Aufteilungsvorschlag finden sich Mehrheitskoalitionen, die ein alternatives Aufteilungsschema präferieren. Baron und Ferejohn demonstrieren jedoch, dass legislative Umverteilungsspiele auch bei einfachen Mehrheitsentscheidungen zu einem stabilen (teilspielperfekten) Gleichgewicht konvergieren können. Der legislative Verhandlungsprozess wird als sequentielles Spiel mit mehreren Stufen modelliert. Auf jeder Stufe formuliert ein Akteur, der sog. proposer, einen Vorschlag über die Aufteilung des gegebenen Finanzvolumens. Wird der Aufteilungsvorschlag von der Mehrheit des Parlaments angenommen, endet das Spiel, und die vorgeschlagene Aufteilung wird umgesetzt. Findet der Vorschlag keine legislative Mehrheit, werden die Verhandlungen fortgesetzt. In diesem Fall wird aus der Mitte des Parlaments ein neuer proposer bestimmt, der in der nächsten Runde einen neuen Aufteilungsvorschlag formuliert.3 Im einfachsten Fall beobachten alle Mandatsträger vor jeder Abstimmungsrunde eine gleiche Wahrscheinlichkeit von 1/N, als nächster proposer benannt zu werden. Jeder als proposer ausgewählte Repräsentant steht somit vor dem Problem, einen Vorschlag zu formulieren, der den Anteil seines Wahlkreises an dem aufzuteilenden Finanzvolumen maximiert und gleichzeitig (mindestens) die legislative Stimmenmehrheit erreicht. Je größer der vom proposer beanspruchte Anteil ist, desto kleiner ist der Rest, der den verbleibenden Mitgliedern einer parlamentarischen Mehrheitskoalition zukommt, und desto geringer ist auch die Wahrscheinlichkeit, eine mehrheitliche Zustimmung in der Legislative zu erreichen. Bei ihrer Entscheidung über die Akzeptanz des Vorschlags vergleichen die Mitglieder der vom proposer zusammengestellten Gewinnkoalition ihre Auszahlung mit dem diskontierten Erwartungswert ihrer Auszahlung, wenn der Aufteilungsvorschlag abgelehnt wird.4 Die vom

2 Siehe Baron/Ferejohn (1989) und (1989a), sowie Baron (1993). 3 Die Unsicherheit über die Zuteilung der zukünftigen Vorschlagsrechte wird so modelliert, dass auf jeder

Verhandlungsstufe ein neuer proposer zufällig bestimmt wird. 4 Die vom proposer nicht als Mitglieder der Gewinnkoalition ausgewählten Abgeordneten erhalten unter den

genannten Voraussetzung stets eine Auszahlung von Null und stimmen immer gegen den Vorschlag.

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proposer begünstigten Mandatsträger wägen somit auf jeder Stufe ab zwischen dem aktuellen Aufteilungsvorschlag und einem Fortgang der Verhandlungen. Der bei einer Ablehnung erreichbare continuation value (Fortführungswert) entspricht dem diskontierten Wert der erwarteten pay offs aus weiteren Runden des Verhandlungsspiels. Für ihre Wahlentscheidung müssen die Repräsentanten somit Erwartungen über die zukünftigen Spielergebnisse und über die Zusammensetzung zukünftiger Gewinnkoalitionen formulieren. Kommt es zu weiteren Verhandlungsrunden, bietet sich einerseits potentiell die Chance, selbst das Vorschlagsrecht zu erhalten; andererseits birgt die Fortsetzung das Risiko, in einer neuen Gewinnkoalition überhaupt nicht vertreten zu sein. Darüber hinaus muss die Möglichkeit berücksichtigt werden, dass sich überhaupt keine Mehrheit für einen Aufteilungsvorschlag findet, sodass für die parlamentarischen Vertreter der (diskontierte) Zusammenbruchswert die relevante Alternative zu einer Akzeptanz des zur Abstimmung stehenden Vorschlags ist. Unter den genannten Voraussetzungen ergibt sich für jeden Repräsentanten i der Erwartungswert des Anteils an dem aufzuteilenden Finanzvolumen als die Summe aus dem Anteil, den sich i als proposer sichern könnte, multipliziert mit der Wahrscheinlichkeit, das Vorschlagsrecht zu erhalten, und dem Anteil, der i für eine Zustimmung zu einem Aufteilungsvorschlag mindestens gewährt werden müsste, multipliziert mit der Wahrscheinlichkeit, der jeweiligen Gewinnkoalition anzugehören. Sind alle Mitglieder der gesamten Legislative ex ante identisch, wie im Grundmodell von Baron/Ferejohn (1989) angenommen wird, ist schwer prognostizierbar, wer Mitglied der Gewinnkoalition sein wird. Sind die Abgeordneten in allen relevanten Merkmalen gleich, ist auch der Erwartungswert der Auszahlungen aus dem legislativen Umverteilungsspiel für alle gleich. Ausschlaggebend für eine mögliche Begünstigung der Repräsentanten ganz bestimmter Wahlbezirke ist allerdings der Anreiz des proposers, Vertreter als Mitglieder der parlamentarischen Gewinnkoalition auszuwählen, deren Stimmen für ihn mit den geringeren Zugeständnissen zu erhalten sind, um seinen individuellen Überschuss zu maximieren. Zwei Aspekte spielen dabei eine zentrale Rolle. Um von einem Abgeordneten die Zustimmung für seinen Vorschlag zu erhalten, muss der proposer mindestens den Zusammenbruchswert des Verhandlungsspiels anbieten. Eine schlechte Rückfalloption macht einen parlamentarischen Vertreter demzufolge zu einem attraktiven Koalitionspartner im Mehrheitswahlspiel (Persson/Tabellini 2000, S. 166f.).5 Die Wahrscheinlichkeit, an der legislativen Gewinnkoalition beteiligt zu werden, nimmt zu, wenn die ökonomische Position einer Gebietskörperschaft bei einem ergebnislosen Abbruch der Verhandlungen sehr ungünstig ist. Daraus folgt

5 Im Gegensatz zu den bilateralen Verhandlungen im Modell von Rubinstein (1982) ist hier also eine 'gute'

Rückfalloption gleichbedeutend mit einer geringeren Verhandlungsstärke.

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Hypothese 1: Das Verhandlungsmodell impliziert eine Bevorzugung von Ländern mit geringen originären Steuereinnahmen. Die Wahrscheinlichkeit, von einem beliebigen proposer stärker begünstigt zu werden, nimmt ebenfalls zu, wenn eine Gebietskörperschaft in der gesetzgebenden Kammer überrepräsentiert ist. Der Begriff der Überrepräsentation bezieht sich dabei auf die Proportionalität der Relation von Stimmen in der Legislative zur Bevölkerung einer Region. Eine disproportionale Vertretung kann durch eine unterschiedliche Anzahl von Mandatsträgern gleich großer Regionen, durch unterschiedliche Bevölkerungszahlen bei identischer Stimmenzahl im Parlament oder durch eine Kombination beider Ursachen zustande kommen. Entscheidend für die Attraktivität als Koalitionspartner ist, dass die Stimmen überproportional repräsentierter regionaler Einheiten aus der Sicht des proposers günstiger zu erhalten sind. Mit einer gegebenen Transfersumme pro Kopf der Bevölkerung kann durch die Begünstigung überrepräsentierter Jurisdiktionen eine größere Stimmenzahl für den Aufteilungsvorschlag gewonnen werden. Damit kann der proposer die erforderliche Stimmenmajorität mit einem geringeren Finanzvolumen erkaufen und seinen individuellen Überschuss maximieren.6 Daraus folgt insgesamt: Hypothese 2: Das Verhandlungsmodell impliziert einen inhärenten Vorteil von überproportional repräsentierten regionalen Einheiten bei der Aushandlung von vertikalen und horizontalen Finanztransfersystemen. Die skizzierte Argumentation stellt jedoch auf eine unikamerale Legislative ab. In einem neueren Beitrag zweifeln Ansolabehere/Snyder/Ting (2003) die unmittelbare Anwendbarkeit der Idee auf bikamerale Systeme an, wenn die Koalitionsbildung in einer Kammer nicht unabhängig von der Koalitionsbildung in der anderen Kammer erfolgt. Ist eine doppelte Majorität zur Beschlussfassung erforderlich, kann der Beschluss einer Kammer über eine disproportionale Aufteilung der Finanzmittel am Veto der anderen Kammer scheitern. Für das zu erwartende Verhandlungsergebnis ist im Modell von Ansolabehere/Snyder/Ting (2003) die Zuordnung der Vorschlagsrechte auf die beiden Kammern ausschlaggebend. Sind die regionalen Einheiten nur in einer Kammer disproportional vertreten, jedoch in der anderen Kammer proportional zur Bevölkerung repräsentiert, ergibt sich eine gleichmäßige Aufteilung der Pro-Kopf-Ressourcen als Gleichgewicht, wenn die Vorschlagsrechte ausschließlich bei der proportional besetzten Kammer liegen. Eine asymmetrische Aufteilung der Ressourcen

6 So z.B. Homburg (1997), Lee (2000), Pitlik/Schmid/Strotmann (2001). Knight (2004, S. 6f.) zeigt, dass der

inhärente Vorteil überrepräsentierter Einheiten nur dann voll zum Tragen kommt, wenn die zu verteilenden Ressourcen reinen Privatgutcharakter haben.

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stellt demgegenüber ein politisches Gleichgewicht dar, wenn der Vorschlag aus der Mitte der gesetzgebenden Kammer kommt, die durch eine disproportionale Vertretung charakterisiert ist. Eine ungleichmäßige Mittelverteilung kann sich des weiteren auch dann ergeben, wenn in dieser Kammer statt der einfachen Mehrheit eine Supramajoritätsregel gilt. Das Konzept beruht auf der Annahme, dass alle legislativen Vertreter die Finanzausstattung ihres Wahlbezirks zu ihrem politischen Hauptanliegen machen. Für den Bundesrat kann von einem Vorrang finanzwirtschaftlicher Länderinteressen ausgegangen werden, erweitert doch die Gewinnung und Sicherung finanzieller Ressourcen den politischen Möglichkeitsraum der Landesregierung. Im Bundestag spielen bei Abstimmungen in der Regel jedoch weniger die regionalen Aspekte, sondern vielmehr die (überregionale) Partei- und Fraktionsdisziplin eine herausragende Rolle, da die Regierungsstabilität von der parteipolitischen Loyalität der Abgeordneten zur Regierung bestimmt wird (Laver/Shepsle 1996). Auch treten in den Finanzausgleichsverhandlungen regelmäßig mit Kanzler (bzw. Finanzminister) primär an bundesweiten Interessen orientierte Verhandlungspartner der Länder auf. Es ist deshalb ungewiss, ob die Überlegungen von Ansolabehere/Snyder/Ting zu den Effekten bikameraler Systeme auf die institutionellen Gegebenheiten bei Verhandlungen über den Finanzausgleich in Deutschland übertragbar sind. Eine ganze Reihe empirischer Studien der interregionalen Allokation von Finanztransfers und geographisch spezifizierten Staatsausgaben in föderativen Systemen unterstützen diese Vermutung. Evidenz für die Überrepräsentationshypothese findet sich z.B. für die USA (Atlas et al. 1995, Lee 1998 und 2000, Knight 2004), Argentinien (Porto/Sanguinetti 2001) und auch für die Europäische Union (Rodden 2002). Pitlik/Schmid/Strotmann (2001) untersuchen den Länderfinanzausgleich in Deutschland in den Jahren 1979-1990 und bestätigen für diesen Zeitraum die These, dass die im Bundesrat überrepräsentierten kleinen Länder im stärker begünstigt werden. Nachfolgend werden in Abschnitt 3 Ergebnisse empirischer Tests für den Finanzausgleich der Jahre 1995–2000 im wiedervereinigten Deutschland vorgestellt. 3 Ergebnisse empirischer Tests für den Finanzausgleich 1995–2000 3.1 Modell und Daten Zur empirischen Überprüfung der zentralen Hypothesen wird folgendes einfaches Modell für den Finanzausgleich 1995–2000 geschätzt: (1) . ε+⋅β+⋅β+⋅β+⋅β+β= i4i3i2i10i CONTROLBTREPBRREPRLGSRUVV

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UVV bezeichnet die Umverteilungsvorteile eines Landes i aus dem Länderfinanzausgleich. Die Finanzausgleichsabrechnungen der Jahre 1995–2000 weisen für die 16 Bundesländer im Jahresdurchschnitt Umverteilungsvorteile pro Kopf aus, wie in Tabelle 1 in Spalte 2 (in DM je Einwohner) aufgeführt. In die Berechnung der Vorteile fließen alle Zahlungen im Rahmen der Umsatzsteuerverteilung, des horizontalen Finanzausgleichs i.e.S. sowie der Bundesergänzungszuweisungen ein.7 Aus dem Kreis der westdeutschen Bundesländer erhielten beide dennoch mit deutlichem Abstand die höchsten Pro-Kopf-Leistungen. Die höchsten Zahlungen empfingen erwartungsgemäß die neuen Bundesländer und Berlin. In den Schätzungen wird die relative Position der RUVV eines Landes als abhängige Variable verwendet. Zur Ermittlung wird der bundesweite Pro-Kopf-Durchschnitt auf 1 normiert. Abbildung 1 illustriert die relativen Umverteilungsvorteile der Länder im Vergleich zum bundesweiten Durchschnitt.

Tabelle 1 (1) (2) (3) (4) (5) (6)

Bundesland/Variable: UVV LGS BRREP BTREP BDICHTE

Baden-Württemberg (BW) 931 4166 0.69 0.92 0.29

Bayern (BY) 964 4092 0.59 0.94 0.17

Berlin (BE) 3708 3465 1.39 0.94 3.85

Brandenburg (BB) 3784 1588 1.85 1.09 0.09

Bremen (HB) 2693 4236 5.32 1.03 1.66

Hamburg (HH) 897 6370 2.10 0.98 2.26

Hessen (HE) 608 4698 0.95 0.98 0.29

Mecklenbg.-Vorp. (MV) 4050 1396 1.98 1.01 0.08

Niedersachsen (NI) 1541 3318 0.91 1.05 0.16

Nordrhein-Westfalen (NW) 1055 4099 0.40 1.01 0.53

Rheinland-Pfalz (RP) 1587 3422 1.19 1.02 0.20

Saarland (SL) 2105 2885 3.32 0.98 0.41

Sachsen (SN) 3855 1526 1.05 1.04 0.25

Sachsen-Anhalt (ST) 4060 1335 1.76 1.09 0.13

Schleswig-Holstein (SH) 1415 3532 1.75 1.08 0.17

Thüringen (TH) 4052 1299 1.92 1.20 0.15

gew. Durchschnitt 1708 3575 1.00 1.00 0.23

ungew. Durchschnitt 2332 3214 1.70 1.02 0.37

Standardabweichung 1364 1460 1.21 0.07 1.05

7 In den Daten nicht berücksichtigt sind die Sonderzuweisungen für Haushaltsnotlagen an Bremen und das

Saarland, die aufgrund des Verfassungsgerichtsurteils von 1992 gewährt wurden. Bei Berücksichtigung dieser Zahlungen steigen die Vorteile Bremens auf 5323 DM/Kopf und des Saarlands auf 3443 DM/Kopf.

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Abbildung 1 ��

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0.5

11.

52

2.5

ST TH MV SN BB BE HB SL RP NI SH NW BY BW HH HEQuelle: eigene Berechnungen auf Basis von BMF (2002)

Relative Umverteilungsvorteile aus dem Finanzausgleich 1995-2000

Erste erklärende Variable ist die originäre Finanzausstattung der Länder vor Finanzausgleich. Diese wird gemessen als jahresdurchschnittliche Pro Kopf-Steuereinnahmen (LGS), die alle spezifischen Länder- und Gemeindesteuern sowie die Einnahmen der Länder und Gemeinden aus Einkommen- und Körperschaftsteuer umfassen. In Spalte 3 der Tabelle 1 sind die LGS in DM je Einwohner ausgewiesen. Mit weitem Abstand die höchsten Steuereinnahmen pro Kopf erzielte Hamburg, gefolgt von Hessen und Bremen. Die ostdeutschen Flächenländer erzielten weit unterdurchschnittliche Steuererträge pro Kopf. Mit einer verbesserten Finanzausstattung sollten nach den theoretischen Vorüberlegungen die Zuweisungsanteile sinken. Das erwartete Vorzeichen von β ist negativ. Für die Schätzungen werden die Pro-Kopf-Einnahmen in Relation zum bundesweiten Pro-Kopf-Durchschnitt herangezogen (RLGS).

1

Die Proportionalität der Repräsentation in beiden legislativen Kammern in Deutschland wird durch BRREP und BTREP erfasst. BRREP beschreibt die Proportionalität der Vertretung der Länderpopulation im Bundesrat. Die Länder verfügen dort zwar je nach Größe über drei bis sechs Stimmen; dennoch differiert das Verhältnis der Voten zur Bevölkerungsgröße zwischen den Ländern ganz erheblich. Seit 1996 zählt der Bundesrat insgesamt 69 Stimmen, die ca. 82 Mio. Einwohner im Bundesgebiet repräsentieren. Dabei hat z.B. das bevölkerungsstärkste Bundesland Nordrhein-Westfalen 6 Stimmen, die rd. 18 Mio. Bewohner repräsentieren. Die beiden kleinsten Länder Bremen und das Saarland verfügen demgegenüber über je 3 Voten, die zusammen rd. 1.7 Mio. Einwohner vertreten. BRREP ist definiert als die Anzahl der Bundesratsvoten in Relation zur Einwohnerzahl eines Landes i. Zur Vereinfachung ist eine vollkommen proportionale Repräsentation auf BRREP = 1 normiert. Die Durchschnittswerte

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von BRREP der Jahre 1995–2000 sind in Spalte 4 aufgeführt. Das erwartete Vorzeichen von ist positiv, da eine Überrepräsentation die Verhandlungsmacht eines Landes vergrößert. 2β

Im Bundestag führt die Einteilung der Wahlkreise zu einer weitgehend proportionalen Verteilung der Abgeordnetensitze auf die Länder in Relation zur Bevölkerung. BTREP ist die, ebenfalls auf 1 normierte, Zahl der Bundesratsvoten in Bezug zur Einwohnerzahl eines Landes i. Die Durchschnittswerte der Jahre 1995–2000 sind in Spalte 5 angegeben. Mit Werten zwischen 0.94 und 1.2 und einer Standardabweichung von 0.07 wird die starke Proportionalität der Repräsentation im Bundesrat deutlich. Da die parlamentarische Mehrheitsfindung im Bundestag vermutlich auch nicht von regionalen Aspekten dominiert wird, ist ein positives Vorzeichen von β eher ungewiss. 4

Abbildung 2

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HB SL HH MV TH BB ST SH BE RP SN HE NI BW BY NW

Quelle: eigene Berechnungen

Repräsentation in Bundesrat und Bundestag 1995-2000

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BRREP BTREP

Abbildung 2 veranschaulicht graphisch die (Dis-) Proportionalität der Repräsentation im Bundesrat (BRREP) und im Bundestag (BTREP) im Durchschnitt der Jahre 1995–2000. Während etwa Bremen, das Saarland und Hamburg in der Länderkammer deutlich überrepräsentiert sind, sind vor allem Nordrhein-Westfalen, Bayern und Baden-Württemberg stark unterrepräsentiert. Die Repräsentation im Bundestag ist ersichtlich nahezu proportional. Als Kontrollvariablen werden die Bevölkerungsdichte BDICHTE, eine Indikatorvariable für Stadtstaaten STADT und eine Indikatorvariable für die ostdeutschen Länder (einschließlich Berlin) NBLBER aufgenommen. Die Bevölkerungsdichte ist nach gängiger Auffassung ein wichtiger Indikator für den Finanzbedarfs eines Landes. Üblicherweise wird davon

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ausgegangen, dass mit wachsender Bevölkerungsdichte der Finanzbedarf überproportional steigt. In der Spalte 6 der Tabelle 1 sind die Durchschnittswerte der Bevölkerungsdichte (in Tsd. Einwohner/qkm) für die Jahre 1995–2000 angegeben. In den Schätzungen wird die Bevölkerungsdichte eines Landes ebenfalls im Verhältnis zum Bundesdurchschnitt angesetzt. Ähnlich wird auch z.T. ein höherer Finanzbedarf der Stadtstaaten begründet, der mit der Indikatorvariable STADT erfasst wird. Darüber hinaus soll getestet werden, ob die neuen Bundesländer über ihre schwache Finanzkraft hinaus im Rahmen des Finanzausgleichs begünstigt werden. Die erwarteten Vorzeichen der Koeffizienten aller drei Kontrollvariablen sind positiv. 3.2 Ergebnisse Die Resultate einfacher OLS-Schätzungen sind in Tabelle 2 aufgeführt. Die originäre Finanzausstattung RLGS korreliert in allen Gleichungen hochsignifikant negativ mit den erzielten Umverteilungsvorteilen RUVV. Ein relativer Anstieg der Steuereinnahmen eines Landes (ohne Umsatzsteuer) zum Bundesdurchschnitt führt zu einer erheblichen Reduktion der Anteile eines Landes am gesamten Umverteilungsvolumen. Die Änderung der Finanzausgleichseinnahmen pro Kopf fällt in drei von vier Schätzungen überproportional aus: Nehmen die RLGS eines Landes um 10 % über dem Bundesdurchschnitt aller Länder zu, sinken die RUVV des Landes zwischen 9.5% (Schätzung 3) und 17.2% (Schätzung 2) relativ zum Bundesdurchschnitt. Die Aufnahme der Dummy-Variable NBLBER für die neuen Bundesländer und Berlin in Schätzung 3 verringert den Koeffizienten von RLGS erheblich. Dieses Ergebnis deutet auf ein nicht unerhebliches Kollinearitätsproblem zwischen RLGS und NBLBER hin. Beide Variablen sind mit r = –0.79 stark negativ korreliert. Die Resultate zeigen jedoch, dass die neuen Länder und Berlin im Finanzausgleichssystem signifikant gegenüber den alten Ländern begünstigt werden, selbst wenn für ihre schwache originäre Finanzausstattung kontrolliert wird. Auch die Kontrollen Bevölkerungsdichte (BDICHTE) und Stadtstaat (STADT) zeigen die erwarteten positiven Vorzeichen. Aus rein ökonomischer Perspektive ist indes umstritten, inwieweit eine höhere Bevölkerungsdichte und eine Begünstigung der Stadtstaaten gegenüber den Flächenländern im Finanzausgleichssystem rechtfertigen können (z.B. Homburg 1997). Insbesondere das Stadtstaatenprivileg wird heftig kritisiert, da einerseits bislang kein überzeugender Nachweis eines höheren Finanzbedarfs der Stadtstaaten geführt werden konnte und andererseits eine Internalisierung positiver Spillover-Effekte in die umliegenden

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Flächenländer nicht durch ein bundesweites System zweckungebundener Zuweisungen im Länderfinanzausgleich erfolgen kann.8

Tabelle 2 abhängige Variable: relative Umverteilungsvorteile RUVV aus dem Finanzausgleich 1995-2000

erklärende Variablen:

(1) (2) (3) (4)

RLGS -1.64 -1.72 -0.95 -1.43 (0.000)*** (0.001)*** (0.000)*** (0.000)***

BRREP 0.18 0.19 0.16 0.06 (0.007)*** (0.019)** (0.000)*** (0.001)***

BTREP -0.77 0.25 -0.003 (0.757) (0.495) (0.987)

BDICHTE 0.03 (0.004)***

NBLBER 0.84 0.59 (0.000)*** (0.000)***

STADT 0.73 (0.000)***

CONST. 2.53 3.38 1.28 2.19 (0.000)*** (0.247) (0.012)** (0.000)***

N 16 16 16 16

R2 (adj.) 0.746 0.729 0.988 0.998

F-Modellstat. 31.10 17.23 399.03 2355.86 Hinweis: OLS-Schätzungen mit robusten Standardfehlern nach White (1980). P-Werte in Klammern. ***, **, * bezeichnen Signifikanz auf 1%, 5%, 10%-Niveau

Die Repräsentation im Bundesrat (BRREP) steht in allen Schätzungen hochsignifikant positiv mit den Umverteilungsvorteilen UVV in Beziehung. Die Koeffizientenwerte liegen zwischen +0.16 und +0.19; lediglich bei Aufnahme der Kontrolle für die (deutlich überproportional repräsentierten) Stadtstaaten sinkt der Wert auf +0.06. Eine überproportionale Repräsentation im Bundesrat ist mit einem erheblichen Vorteil bei der Höhe der Zuweisungen verbunden. Legt man Schätzung 3 zugrunde, ist die disproportionale Vertretung Bremens im Bundesrat ceteris paribus für einen Transfer an Bremen (BRREP = 5.3) verantwortlich, der um 84% über dem Durchschnitt der Länder liegt. Die Abbildung 3 stellt den in Schätzung 3 ermittelten Zusammenhang zwischen Umverteilungsvorteilen RUVV und Bundesratsrepräsentation

8 BDICHTE und STADT sind mit r = 0.91 sehr hoch korreliert und werden deshalb nicht in einer Schätzung

gemeinsam als Kontrollvariablen verwendet.

15

BRREP mithilfe eines leverage plot grafisch dar. Die Proportionalität der Vertretung im Bundestag (BTREP) steht demgegenüber mit den Umverteilungsvorteilen nicht in einer statistisch signifikanten Beziehung.

Abbildung 3 ��

��

�� NI��

NW��

BE

��RP

��SH

��TH

��BY�� BW

��SN

��HE

��ST

��BB

��HH

��SL

��MV

��HB

-.20

.2.4

.6e(

RU

VV |

X )

-1 0 1 2 3e( BRREP | X )

coef = .15848585, (robust) se = .02347035, t = 6.75

Die Ergebnisse könnten allerdings von Ausreißern bestimmt sein. Insbesondere die Bundesländer Bremen und das Saarland sind potentielle Kandidaten für eine einflussreiche Ausreißerposition. In Tabelle 3 werden daher in den Spalten 1–3 die Ergebnisse von OLS-Schätzungen ohne beide Länder angeführt. In den Spalten 4–6 werden die Resultate von Medianschätzungen wiedergegeben, die weniger sensitiv auf extreme Ausreißer reagieren. Auf die Berücksichtigung von BTREP als erklärende Variable wird im weiteren verzichtet. Die Resultate bestätigen die vorangegangenen Schätzungen ohne Einschränkung.

16

Tabelle 3 abhängige Variable: relative Umverteilungsvorteile RUVV aus dem Finanzausgleich 1995-2000

OLS-Schätzungen (ohne Bremen und Saarland)

Medianregressionen


(1) (2) (3) (4) (5) (6)

RLGS -1.54 -1.09 -1.42 -1.91 -0.85 -1.42 (0.000)*** (0.001)*** (0.000)*** (0.000)*** (0.002)*** (0.000)***

BRREP 0.46 0.16 0.06 0.22 0.19 0.07 (0.003)*** (0.012)*** (0.064)* (0.000)*** (0.000)*** (0.029)**

BDICHTE 0.04 0.02 (0.005)*** (0.028)**

NBLBER 0.76 0.60 0.91 0.60 (0.002)*** (0.000)*** (0.000)*** (0.000)***

STADT 0.72 0.75 (0.000)*** (0.000)***

CONST. 2.12 1.69 2.17 2.65 1.41 2.16 (0.000)*** (0.000)*** (0.000)*** (0.000)*** (0.000)*** (0.000)***

N 14 14 14 16 16 16

R2 (adj.) 0.820 0.993 0.998 - - -

Pseudo-R2 - - - 0.685 0.924 0.968

F-Modellstat. 255.92 737.88 1987.00 - - - Hinweis: OLS-Schätzungen mit robusten Standardfehlern nach White (1980). P-Werte in Klammern. ***, **, * bezeichnen Signifikanz auf 1%, 5%, 10%-Niveau

4 Ergebnisse empirischer Tests für die Finanzausgleichsreform 2005 Treffen die Hypothesen zu, sollten auch die Gewinne der Länder durch die Reform 2005 gegenüber den ursprünglichen Regelungen erklärt werden können. In Abbildung 4 (basierend auf den Daten von Lenk 2004, Tab. 15b) werden die relativen Umverteilungsgewinne UVG der Länder aus der Reform illustriert. Darin werden alle Finanzausgleichsreformbeschlüsse, also auch die Minderungen der Belastungen aus dem Fonds Deutsche Einheit und die aus dem Finanzausgleichssystem ausgegliederten Seehafenlastenerstattungen, berücksichtigt. Als relative Umverteilungsgewinne RUVG werden die Zugewinne der Länder im Vergleich zu der ursprünglichen Rechtssituation errechnet. Eine Gleichverteilung der gesamten Ländergewinne gegenüber der alten Rechtslage ist wiederum auf 1 normiert. Während nach den Berechnungen von Lenk z.B. Bremen und das Saarland mit 39,33 € und 28,83 € je Einwohner profitieren, fallen die Gewinne von Thüringen (2,35 €/Einwohner) und Rheinland-Pfalz (4,87 €/Einwohner) gering aus. Die drei klageführenden Länder Baden-

17

Württemberg (12,07 €/Einwohner), Bayern (15,28 €/Einwohner) und Hessen (16,77 €/Einwohner) verbuchen eine moderate Verbesserung. Insgesamt Offenbar konnten erneut die kleinen, im Bundesrat stark überrepräsentierten, Länder Bremen und das Saarland am stärksten von der Reform profitieren. Keines der ostdeutschen Flächenländer ist überproportional an den Zuwächsen beteiligt. Lediglich Berlin profitiert überdurchschnittlich stark.

Abbildung 4 ��

��

��

��

��

��

��

��

��

��

��

��

��

��

��

��

��

��

01

23

HB SL NI BE HE BY SH HH SN BW MV BB NW ST RP THQuelle: eigene Berechnungen auf Basis von Lenk (2004), Tab. 15b

Relative Umverteilungsvorteile aus der Finanzausgleichsreform 2005

Die Ergebnisse von einfachen OLS-Regressionen der normierten Umverteilungsgewinne aus der Reform 2005 auf eine Reihe erklärender Variablen sind in Tabelle 4 angegeben. Als erklärende Variablen werden wieder die Durchschnitte der Jahre 1995–2000 herangezogen.9 Ein erstes überraschendes Ergebnis ist, dass für die relativen Zugewinne durch die Reformen die originäre Finanzausstattung RLGS offenbar keine Rolle spielt. In keiner Schätzung ist der Koeffizient von RLGS signifikant von Null verschieden; RLGS weist in drei von vier Schätzungen sogar ein positives Vorzeichen aus. Das bedeutet freilich nicht, dass die Steuereinnahmen der Länder und Gemeinden im künftigen Finanzausgleich unbedeutend sind. Lediglich bei der Verteilung der Gewinne gegenüber der alten Regelung spielten sie offenbar keine ausschlaggebende Rolle. Auch zeigt sich, dass die Kontrollen STADT, BDICHTE und NBLBER keinen statistisch signifikanten Einfluss auf die Zugewinne haben.

9 Dies erscheint gerechtfertigt, als die Verhandlungsführer von Bund und Ländern bei der Regelfestlegung

auch nur über vage Informationen über spätere Jahre verfügt haben.

18

Tabelle 4 abhängige Variable: relative Umverteilungsgewinne RUVG aus der Finanzausgleichsreform 2005


(1) (2) (3) (4) (5)

RLGS 0.54 0.15 -0.96 -1.37 -0.93 (0.161) (0.716) (0.289) (0.428) (0.301)

BRREP 0.36 0.40 0.34 0.25 0.33 (0.000)*** (0.000)*** (0.013)** (0.319) (0.020)**

BTREP -3.73 -3.33 -3.71 -1.97 (0.060)* (0.084)* (0.023)** (0.425)

BDICHTE 0.04 0.05 (0.346) (0.318)

NBLBER -0.97 -1.17 -0.97 (0.232) (0.348) (0.230)

STADT 0.78 (0.498)

CONST. 0.01 4.11 5.03 6.00 3.65 (0.988) (0.061)* (0.005)*** (0.010)** (0.074)*

N 16 16 16 16 15

R2 (adj.) 0.482 0.555 0.592 0.596 0.537

F-Modellstat. 11.43 9.12 13.36 22.77 12.09 Hinweis: OLS-Schätzungen mit robusten Standardfehlern nach White (1980). P-Werte in Klammern. ***, **, * bezeichnen Signifikanz auf 1%, 5%, 10%-Niveau

Die Überrepräsentation im Bundesrat BRREP zeigt in allen Regressionen das erwartete positive Vorzeichen und ist, mit Ausnahme der Schätzung 4, stets signifikant mit den Gewinnen aus der Reform korreliert.10 Insofern bestätigen sich Erwartungen, dass die Verhandlungsmacht der im Bundesrat überrepräsentierten Länder eine bedeutende Rolle für die Aufteilung der Reformgewinne gespielt hat. Abbildung 5 zeigt zur Illustration den zur Schätzung 3 gehörigen leverage plot. Die Abbildung 5 deutet jedoch bereits an, dass das Resultat stärker von Bremen beeinflusst sein könnte. Tatsächlich verringert sich der Koeffizient von BRREP ohne die Hansestadt in Schätzung (3) von +0.34 auf +0.22 und verliert an statistischer Signifikanz (P = 0.160). Die Ergebnisse sind somit eher vorsichtig zu interpretieren. Insgesamt kann allerdings von einem zumindest schwachen Einfluss der Repräsentation im Bundesrat auf die Verteilung der Reformgewinne ausgegangen werden.

10 In Gleichung 4 liegt offenkundig ein Kollinearitätsproblem zwischen BRREP und der Indikatorvariable

STADT vor.

19

Abbildung 5 ��

��

�� NI

��NW

��BE

��RP

��SH��

�� TH

��BY

�� BW

��SN

��HE

��ST

��BB

��HH

��SL��

MV

��HB

-1-.5

0.5

1e(

RU

VG |

X )

-1 0 1 2 3e( BRREP | X )

coef = .34352247, (robust) se = .11369249, t = 3.02

Auffallend ist, dass die Repräsentation im Bundestag BTREP in den Schätzungen (1)–(4) in einem signifikant negativen Zusammenhang mit der Höhe der relativen Gewinne RUVG steht. Dieses Ergebnis ist allerdings durch den 'doppelten Ausreißer' Thüringen getrieben, das bei der Aufteilung der Reformgewinne nahezu leer ausging, aber gleichzeitig in den Jahren 1995–2000 als einziges Bundesland im Bundestag nennenswert überrepräsentiert war. In der ohne Thüringen durchgeführten Schätzung (5) ist der Koeffizient von BTREP statistisch nicht von Null verschieden. 5 Resümee Die auf Baron/Ferejohn (1989) aufbauende Theorie legislativer Verhandlungen demonstriert, dass das parlamentarische Umverteilungsspiel regelmäßig zu einer Begünstigung der im Bundesrat überrepräsentierten Länder führt. Abweichungen von der durch die relative Verhandlungsstärke bestimmten Umverteilungslogik stellen kein politökonomisches Gleichgewicht dar. Vor diesem Hintergrund erweist sich die Überrepräsentation bestimmter Bundesländer als eine zentrale Ursache dafür, dass die im Finanzausgleichssystem verankerten Sondervergünstigungen so außerordentlich persistent sind. Diese Regelungen begünstigen zu einem erheblichen Teil kleine, aber an ihren Pro-Kopf-Steuereinnahmen gemessen relativ finanzstarke Länder. Dementsprechend profitieren Bremen und das Saarland auch am stärksten von den Neuregelungen der Finanzausgleichsreform 2005.

20

Die Grundidee des Verfassungsgerichts, dass Verhandlungen hinter einem Schleier des Nichtwissens über die individuell-spezifischen Auswirkungen einer Regelreform zu einer fairen, nicht von der politischen Verhandlungsmacht einzelner Länder bestimmten Lösung führen könnten, wurde durch die faktische Vorgehensweise der Vertreter von Bund und Ländern bereits im Ansatz umgangen. Konträr zu den Vorstellung des Gerichts wurden das Maßstäbegesetz und das auf dem Maßstäbegesetz aufbauende Finanzausgleichsgesetz gemeinsam beraten. Den Vorgaben des Bundesverfassungsgerichts wurde formal wohl Genüge getan, der dahinter stehenden Idee jedoch sicher nicht. Es ist deshalb kaum überraschend, dass bei den Neuverhandlungen zur Reform des Finanzausgleichs Erwägungen der ökonomischen Rationalität wieder einmal von der politischen Umverteilungsrationalität dominiert wurden. Mit Blick auf die Verhandlungsergebnisse sind erstaunliche Parallelen zu 1994 festzustellen. Der damals im Föderalen Konsolidierungsprogramm beschlossenen Integration der neuen Länder einschließlich Berlins in das System des Länderfinanzausgleichs ab dem Jahr 1995 gingen langwierige und zähe Auseinandersetzungen der Finanzminister des Bundes und der Länder voraus. Wie im Juni 2001 konnte eine Einigung nur durch eine deutliche Ausweitung der Beiträge des Bundes, seinerzeit in Form von neu eingerichteten Ergänzungszuweisungen zu Gunsten der neuen Länder und einiger ausgewählter alter Länder, erzielt werden (Pitlik/Schneider/Strotmann 2001). Über die Ursachen der Freigiebigkeit der Bundesregierung bei den Verhandlungen 1994 und 2001 kann angesichts der finanziellen Schwierigkeiten, in denen sich der Bundeshaushalt befindet, indes nur spekuliert werden. Freilich bleibt bei der politischen und ökonomischen Diskussion um die Begünstigung oder Belastung einzelner Länder oder um Verschiebungen der Finanzmittel zwischen Bund und Ländern ein zentraler Gesichtspunkt immer sehr stark im Hintergrund: Nicht der Bund oder einzelne Länder tragen die ökonomischen Lasten einer Aufblähung der finanzwirtschaftlichen Umverteilung zwischen den Gebietskörperschaften, sondern schlussendlich immer die Bürger.

21

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HOHENHEIMER DISKUSSIONSBEITRÄGE Zur politischen … · 2017. 5. 5. · Eine Reform des Finanzausgleichs bedarf nicht nur der Zustimmung einer Majorität des Bundestags, sondern muss