Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Direction de la santé publique et de la prévoyance sociale du canton de Berne Rathausgasse 1 3011 Bern Telefon +41 (31) 633 79 20 Telefax +41 (31) 633 79 09 www.gef.be.ch kr RA Nr. GEF.2014-12496 B E S C H W E R D E E N T S C H E I D vom 31. August 2017 in der Beschwerdesache zwischen Einwohnergemeinde Y Beschwerdeführerin vertreten durch Rechtsanwalt A.___ gegen Sozialamt (SOA), Rathausgasse 1, 3011 Bern Vorinstanz betreffend die Auferlegung eines Malus im Jahr 2014 für die wirtschaftliche Sozialhilfe, B e- rechnung 2012/2013 (Verfügung des SOA vom 9. Oktober 2014) I. Sachverhalt 1. Am 9. Oktober 2014 verfügte das Sozialamt (SOA; fortan: Vorinstanz) gegenüber der der Einwohnergemeinde Y (fortan: Beschwerdeführerin) was folgt: 1. Dem Sozialdienst Y wird für die Jahre 2012 und 2013 ein Malus von CHF 238'949.25 auferlegt. 2. Der für die Gemeinde Y zu entrichtende Malus beträgt CHF 183'922.70. 3. Der Antrag der Gemeinde Y, formuliert in deren Schreiben vom 24. Februar 2014, 21. Mai 2014 und 12. Juni 2014, es sei auf die Auferlegung eines Malus zu verzichten, wird abgewiesen. Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 2 von 68 4. Die Rechnung wird mit separater Post zugestellt. 5. Es werden keine Kosten erhoben. 2. Mit Beschwerde vom 10. November 2014 beantragte die Beschwerdeführerin was folgt: In der Sache: 1. Die Verfügung des Sozialamtes vom 9. Oktober 2014 sei aufzuheben. 2. Eventuell sei die Verfügung des Sozialamtes vom 9. Oktober 20014 [sic] aufzuheben und die A n- gelegenheit zur neuerlichen Beurteilung an das Sozialamt zurückzuweisen. Prozessual: 3. Der Direktor der Gesundheits - und Fürsorgedirektion ( GEF) habe in den Ausstand zu treten und die Angelegenheit sei demzufolge an die ihn stellvertretende Direktorin der Bau -, Verkehr - und Energiedirektion (BVE) zur Instruktion und zum Entscheid weiterzuleiten. 4. Es sei unter Mitwirkung der Beschwerdeführerin ein Sachverständiger als Gu tachter zu besti m- men, welcher aus statistischer bzw. mathematischer Sicht zu begutachten hat, ob das in Art. 41b der Verordnung über die öffentliche Sozialhilfe vom 24. Oktober 2001 (Sozialhilfeverordnung. SHV, BSG 860.111) bzw. in Anhang 6 der SHV vorgege bene System geeignet ist, die Kosteneff i- zienz von Sozialdiensten zu bestimmen. Die Beschwerdeführerin schlägt als Gutachter Herrn Prof. Dr. B.___ , Professor für Statistik an der Universität C und geschäftsführender Institutsdirektor, Institut für D, Adresse, vor. Unter Kosten- und Entschädigungsfolge. 6. Mit Schreiben vom 29. Dezember 2014 teilte die Beschwerdeführerin dem Bundesamt für Statistik (BFS) mit, sie habe die Methode zur Zählung der leer stehenden Wohnungen g e- ändert, weswegen der Leerwohnungsbestand im Jahr 2014 statt 1% neu 4,44% betrage. Da unter Anwendung der bisherigen Erhebungsmethode die Anzahl der erfassten Leerwohnu n- gen per 1. Juni 2012 und per 1. Juni 2013 jewei ls höher gewesen sei als per 1. Juni 2014, müsse davon ausgegangen werden, dass die Leerwohnungsziffer in den Jahren 2012 mi n- destens gleich hoch gewesen sei wie im Jahr 2014. 7. Am 27. Januar 2015 informierte das BFS die Beschwerdeführerin, sie könnten der Anfrage entsprechen, würden jedoch für jedes der betroffenen Jahre einen ne uen Fragebo- gen benötigen, zudem seien einige Punkte noch zu klären. Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 3 von 68 8. Mit Urteil vom 30. Januar 2015 hat das Verwaltungsgericht des Kantons Bern das un- ter Ziffer 3 gestellte Ablehnungsbegehren abgewiesen. Dieses Urteil ist unangefochten in Rechtskraft erwachsen. 9. Das Rechtsamt, welches die Beschwerdeverfahren für die GEF leitet,1 holte die Vorak- ten ein und führte den Schriftenwechsel durch. Die Vorinstanz beantragt in ihrer Beschwerde- vernehmlassung 18. Mai 2015 die Abweisung der Beschwerde. 10. Am 17. Juni 2015 stellte die Beschwerdeführerin zusätzlich zu den in der Beschwerde vom 10. November 2014 gestellten Rechtsbegehren Nr. 1, 2 und 4 folgende Verfahrensan- träge: 1. Es sei eine Instruktionsverhandlung durchzuführen, um unter Mitwirkung der Parteien einen geeigneten Sachverständigen zu bestimmen und die durch den Sachverständigen gutachte r- lich zu klärenden Fragen (betreffend die Tauglichkeit, mit dem in Art. 41b bzw. Anhang 6 der SHV vorgegebenen System die Kosteneffizienz von Sozialdiensten beurteilen zu k önnen) fest- zulegen. 2. Eventualiter: Es sei den Parteien ein Vorschlag für einen Sachverständigen zu unterbreiten und es sei den Parteien eine angemessene Frist anzuberaumen, um die ihres Erachtens durch den Sachverständigen gutachterlich zu klärenden Fragen (betreffend die Tauglichkeit, mit dem in Art. 41b bz w. Anhang 6 der SHV vorgegebenen System die Kosteneffizienz von Sozia l- diensten beurteilen zu können) einzureichen. 3. Subeventualiter: Es sei der Beschwerdeführerin eine angemessene Frist zur Erstattung eine r Replik anzusetzen. 11. Mit Replik vom 28. Oktober 2015 hielt die Beschwerdeführerin an ihren Rechtsbegeh- ren fest. 12. Mit Duplik vom 25. Januar 2016 beantragte die Vorinstanz erneut die Abweisung der Beschwerde vom 10. November 2014. 13. Mit unaufgeforderter Eingabe vom 10. Februar 2016 beantragte die Beschwerdeführ e- rin die Ansetzung einer angemessenen Frist zur Erstattung einer Triplik sowie die Einsetzung der Professoren E.___, ETH Zürich, und B.___ , Universität C, als Sachverständige zur gu t- achterlichen Klärung, ob das System gemäss Art. 41b bzw. Anhang 6 der SHV geeignet sei, die Kosteneffizienz von Sozialdiensten zu beurteilen. 1 Art. 10 der Verordnung vom 29. November 2000 über die Organisation und die Aufgaben der Gesundheits- und Fürsorgedirektion (Organisationsverordnung GEF, OrV GEF; BSG 152.221.121) Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 4 von 68 14. Nachdem sich die Beschwerdeführerin und die Vorinstanz zu den Personen der vorge- schlagenen Gutachter sowie den diesen zu unterbreitenden Fragen geäussert hatten, wurden am 21. Juni 2016 die Professoren em. Dr. E.___ und Dr. B.___ mit der Erstellung eines Gut- achtens beauftragt. Zu überprüfen war, ob die in Art. 41b und Anhang 6 SHV festgesetzten Faktoren, Koeffizienten und Formeln nachvol lziehbar und geeignet seien, Aussagen zur Ko s- teneffizienz von Sozialdiensten zu machen. 15. Das Gutachten der Professoren em. Dr. E.___ und Dr. B.___ betreffend die Kostenef- fizienz der Sozialdienste des Kantons Bern erging am 30. August 2016. Am 21. November 2016 nahm die Vorinstanz und am 19. Dezember 2016 die Beschwerdeführerin Stellung zum Gutachten vom 30. August 2016. Auf die Rechtsschriften und Akten wird, soweit für den Entscheid wesentlich, in den nachfo l- genden Erwägungen eingegangen. II. Erwägungen 1. Sachurteilsvoraussetzungen 1.1 Die in der Sache zuständige Direktion beurteilt Beschwerden gegen Verfügungen von ihr untergeordneten Verwaltungseinheiten wie Ämtern (Art. 62 Abs. 1 Bst. a VRPG2). Die GEF ist damit zuständig für die Beurteilung der Beschwerde vom 10. November 2014. 1.2 Zur Beschwerde ist befugt, wer vor der Vorinstanz am Verfahren teilgenommen hat, durch die angefochtene Verfügung besonders berührt ist sowie ein schutzwürdiges Interess e an der Aufhebung oder Änderung der Verfügung hat (Art. 65 Abs. 1 Bst. a -c VRPG). Ein G e- meinwesen ist zur Beschwerde befugt, soweit es gleich oder ähnlich wie Private betroffen ist.3 Das ist insbesondere der Fall, wenn es in seinen vermögensrechtlichen In teressen betroffen ist,4 wie etwa dann, wenn das Gemeinwesen Entscheide des Lastenausgleichs anficht. 5 Für das Gemeinwesen sind die Organe prozessführungsbefugt, welche die Gesetzgebung mit der Vertretung beauftragt. Mitunter ermächtigt das Gesetz bestimmte Verwaltungseinheiten oder 2 Gesetz vom 23. Mai 1989 über die Verwaltungsrechtspflege (VRPG; BSG 155.21) 3 BGE 138 I 143 E. 1.3.1; 138 II 506 E.2.1.1 4 BGE 127 II 32 E. 2.d); 125 II 192 E. 2a/aa 5 Pflüger, Die Beschwerdebefugnis von Gemeinwesen in der bernischen Verwaltungsrechtspflege, in: BVR 2013 S. 201, 2010; BGE 135 I 43 E. 1.3, 123 V 290; BGer 2C_775/2011 vom 3.2.2012, E. 1.2 Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 5 von 68 Behörden zur Prozessführung.6 Gemeinden handeln durch ihre Organe (Art. 10 Abs. 1 GG7). Gemeindeorgane sind unter anderem der Gemeinderat und seine Mitglieder, soweit sie en t- scheidbefugt sind (Art. 10 Abs. 2 Bst. c GG). Im Zeitpunkt der angefochtenen Verfügung waren dem Sozialdienst Y die Gemeinden W, H und J mit Leistungsvertrag angeschlossen sind.8 Gemeinden mit einem gemeinsamen Sozial- dienst bilden eine einzige Sozialbehörde (Art. 16 Abs. 4 SHG9). Trägerschaft des Sozialdiens- tes Y ist die Beschwerdeführerin. Diese hat am vorinstanzlichen Verfahren teilgenommen, ist nach dem Gesagten in vermögensrechtlichen Interessen betroffen und hat ein schutzwürdiges Interesse an der Aufhebung der angefochtenen Verfügung. Die Beschwerdeführerin, ha n- delnd durch den Gemeinderat, ist daher zur Beschwerdeführung legitimiert. Der Rechtsvertre- ter der Beschwerdeführerin ist gehörig bevollmächtigt (vgl. Vollmacht vom 3. November 2014). 1.3 Auf die gemäss Art. 67 i.V.m. Art. 32 Abs. 2 VRPG form- und fristgerecht eingereichte Beschwerde vom 10. November 2014 ist einzutreten. 1.4 Die GEF prüft, ob die Vorinstanz von einer unrichtigen oder unv ollständigen Feststel- lung des Sachverhalts ausgegangen ist, ob sie Recht verletzt hat (einschliesslich allfälliger Rechtsfehler bei der Ausübung des Ermessens) und ob die angefochtene Verfügung unan- gemessen ist (Art. 66 VRPG). Der GEF steht somit volle Kognition zu. 2. Anfechtungsobjekt, Streitgegenstand und Rechtsgrundlagen 2.1. Anfechtungsobjekt (Verfügung der Vorinstanz vom 9. Oktober 2014) Angefochten ist die Verfügung der Vorinstanz vom 9. Oktober 2014 (Anfechtungsobjekt). Die Vorinstanz begründet diese im Wesentlichen wie folgt: Die Kosteneffizienz eines Sozialdiens- tes werde unter Berücksichtigung der individuellen Ausgangslage durch eine Schätzung der Kosten pro Einwohner ermittelt. Die se Schätzung erfolge durch eine Hochrechnung von vier Soziallastfaktoren. Die geschätzten Kosten würden sodann den effektiven Kosten gegenüber- gestellt. Für den Sozialdienst Y würden für die Jahre 2012 und 2013 die geschätzten Kosten pro Einwohner CHF 308.59 und die eff ektiven Kosten pro Einwohner durchschnittlich CHF 439.26 betragen. Die effektiven Kosten würden die geschätzten Kosten um 42.3% über- schreiten, was einen Malus zur Folge habe. Der Malus betrage zehn Prozent des die g e- 6 Merkli/Aeschlimann/Herzog, Kommentar zum Gesetz über die Verwaltungsrechtspflege im Kanton Bern, 1997, Art. 11 Nrn. 1 und 10 7 Gemeindegesetz vom 16. März 1998 (GG; BSG 170.11) 8 Vgl. www.Y.ch/de/verwaltung/abteilungen/detail.php?i=10, www.bernerzeitung.ch/region/seeland-jura/H-will-weg- von-Y/story/30540746, zuletzt besucht am 11. August 2017 9 Gesetz vom 11. Juni 2001 über die öffentliche Sozialhilfe (Sozialhilfegesetz, SHG; BSG 860.1) Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 6 von 68 schätzten Kosten übersteigenden Betrags , vorliegend CHF 13.067 pro Einwohner. Dieser Betrag werde multipliziert mit der Anzahl Einwohner (Stand 2013 = 14'075), was für die B e- schwerdeführerin einen Malus von CHF 183'922.70 ergebe. Die der Berechnung zugrundliegende Formel und die darin enthaltene n Faktoren seien durch den Regierungsrat des Kantons Bern festgesetzt und legitimiert worden. Die Vorinstanz sei zur Anwendung der Formel verpflichtet . Es liege nicht in ihrem Ermessen, die einzelnen Fa k- toren zu ersetzen oder nicht anzuwenden. Auf sämtlich e Kritik an der Zusammensetzung der Faktoren für die Berechnung der Kosteneffizienz oder an der Formel selbst sei daher nicht einzugehen. Auf die Auferlegung eines Malus werde verzichtet, wenn die Gemeinde nachweise, dass der Malus sachlich unhaltbar sei u nd aufgrund von Faktoren zustande gekommen sei, die durch die Gemeinde nicht beeinflussbar und in der Berechnungsformel nicht berücksichtig worden seien. Aufgrund der quantifizierbaren Soziallasten werde die Ausgangslage von Y nicht als beso n- ders schwierig taxiert und die Kosten für die Sozialhilfe infolgedessen als tief eingeschätzt. Demgegenüber seien die effektiven Kosten pro Dossier sehr hoch. Der Sozialdienst Y weiche in mehreren der vom Kanton erhobenen Rubriken signifikant vom kantonalen Durchschnitt ab: In den Jahren 2012 und 2013 seien im Durchschnitt pro Dossier CHF 2'411.00 für die übrigen situationsbedingten Leistungen (SIL) ausbezahlt worden. Der gesamtkantonale Durchschnitt bewege sich dagegen um CHF 1'370.00 pro Dossier. Die Kosten des Sozialdienstes Y für übrige SIL seien somit 75% über dem kantonalen Durchschnitt. Für das Jahr 2013 lägen we i- ter auch die Kosten pro Dossier für vorsorgliche ambulante Massnahmen um 83%10 sowie die lastenausgleichsberechtigten Kosten aufgrund vormundschaft licher Massnahmen („Nebe n- kosten") um 138% über den Durchschnittskosten von vergleichbaren Sozialdiensten. Bei e i- nem Vergleich aller lastenausgleichsberechtigt en Aufwandpositionen pro Dossier schliesslich weise der Sozialdienst Y für das Jahr 2013 mit CHF 24‘700.00 die vierthöchsten absoluten Ausgaben aller 68 Sozialdienste im Kanton Bern auf. Das Bonus-Malus-System beurteile ausschliesslich die Kosteneffizienz der Sozialdienste und nicht die Einhaltung gesetzlicher Vorgaben. Die Sozialdienste hätten bei der Ausrichtung von Leistungen (insbesondere den SIL ) einen erheblichen Ermessenspielraum. Nicht zwingende zusätzliche Leistungen zur Unterstützung des Hilfspro zesses lägen beispielsweise i n ihrem Ermessensbereich. Aufgrund des Ermessensspielraums sei es möglich, trotz einer gesetze s- konformen, jedoch äusserst grosszügigen Auslegung der gesetzlichen Vorgaben, eine ung e- nügende Kosteneffizienz aufzuweisen. Der Sozialdienst Y reize den Ermessensspielraum zu 10 gemäss den Auswertungen der Differenzierten Wirtschaftlichen Hilfe Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 7 von 68 Lasten der Kosteneffizienz voll aus. Bei einer anderen Handhabung des Ermessens und noch konsequenteren Integrationsbemühungen wäre ein Verlassen des Malus -Bereichs auch bei Wahrung des Sozialhilfeanspruchs aller berechtigten Personen möglich. Die Kostenineffizienz des Sozialdienstes Y hänge nicht von äusseren unbeeinflussbaren Faktoren ab. Ein Verzicht auf die Auferlegung des Malus rechtfertige sich daher nicht. Die Beschwerdeführerin weise einen hohen Einwohneran teil an Schweizer Familien und dementsprechend einen geringen Ausländeranteil auf. Dadurch sollten dem Sozialdienst Y auch geringere effektive Kosten entstehen. Nicht nur ein gesamtschweizerisch überdurchschnittlich hohe r Anteil an sozialhilfebeziehe n- den Alleinerziehenden ( nach Angaben der Beschwerdeführerin für das Jahr 2012 42.3 %), sondern auch der generelle Anteil der Alleinerziehenden im Einzugsgebiet eines Sozialdien s- tes sowie der Anteil der effektiv finanziell unterstützten Alleinerziehenden seien entscheidend. Gemäss Sozialhilfestatistik des Bundes betrage der Anteil von Alleinerziehenden an allen Haushalten der Bevölkerung im Einzugsgebiet des Sozialdienstes Y ca. 4.7%, demgegenüber belaufe sich der entsprechende gesamtkantonale Anteil auf ca. 4.2%. Die Beschwerdeführerin weise somit lediglich einen leicht überdurchschnittlichen Anteil an Alleinerziehenden an der Gesamtbevölkerung auf. Der Anteil Alleinerziehende r an allen Unterstützungsfällen betrage im Jahr 2012 22.8%. 21 Sozialdienste im Kanton Be rn hätten jedoch einen höheren Anteil an unterstützten Alleinerziehenden und befänden sich nicht im Malus -Bereich. Somit sei en der Anteil an unterstützten Alleinerziehenden und damit die effektive Last des Sozialdienstes Y nicht so hoch, als dass sie einen verzichtbegründenden Faktor darstellen würden. Die Auffassung der Beschwerdeführerin, wonach die geltende Berechnungsformel ihre Sozial- last nicht korrekt erfasse und sie als Agglomerationsgemeinde eine ländlich geprägte Sozia l- quote aufweisen müsste, treffe nicht zu: Das BFS habe vor rund 20 Jahren gesamtschweiz e- risch eine Gemeindetypologie erstellt. Die se Typologie werde periodisch überarbeitet. Unte r- schieden würden 9 Hauptgemeindetypen von „Zentren" bis zur „agrarischen Gemeinden". Massgebende Kriterien seien beispielsweise die Bevölkerungsstruktur, die wirtschaftliche S i- tuation der Einwohner, die Arbeitsplatzsituation sowie die Zentrumsfunktionen der entspr e- chenden Gemeinden. Die dem Sozialdienst Y angehörenden Gemeinden würden folgenden Gemeindetypen zugeordnet: Gemeinde Y: Zentren; Gemeinde J: Industrielle und tertiäre G e- meinden; Gemeinde W: Ländliche Pendlergem einde und die Gemeinde H: agrar-gemischte Gemeinde. In diesen vier relevanten Gemeindetypen sei ausser dem Sozialdienst Y kein So- zialdienst im Malus. Man könne also nicht von einem Problem der Sozialdienste im Bereich der erweiterten Agglomeration sprechen. Die Verteilung der Sozialdienste im Malus lasse den Schluss nicht zu, dass bei gewissen Gemeindetypen die geschätzten Kosten systematisch unterschätzt worden seien. Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 8 von 68 Die Beschwerdeführerin führe aus, im Einzugsgebiet des Sozialdienstes Y befinde sich das Seelandheim J, eines der Grossheime im Kanton Bern. Da die Bewohnerinnen und Bewohner des Seelandheims in anderen Gemeinden registriert sei en, würden dem Sozialdienst Y Bezü- gerinnen und Bezüger von Ergänzungsleistungen (nachfolgend: EL) „verloren" gehen . Von den rund 241 Plätzen im Seelandheim J seien nur 42 von Personen aus dem Einzugsgebiet des Sozialdienstes Y besetzt. Knapp 200 Plätze wür den anderen Gemeinden angerechnet. Ausserdem habe die Beschwerdeführerin eine sehr junge Gemeindebevölkerung und der An- teil an Senioren und Seniorinnen an der Gemeindebevölkerung sei signifikant tiefer als der Durchschnitt im Kanton Bern . Deswegen unterscheide sich die Beschwerdeführerin wesent- lich von anderen Gemeinden. Die Vorinstanz führt dazu aus, die Beschwerdeführerin mache keine Angaben dazu, wie viele der Heimbewohnerinnen und Heimbewohner auch EL beziehen würden . Erwartungsgemäss sei dies jedoch nicht bei sämtlichen 200 Personen aus anderen Gemeinden der Fall . Zudem sei zu beachten, dass mehrere andere Gemeinden mit ebenfalls einem Grossheim im Ein- zugsgebiet ihres Sozialdienstes nicht im Malus -Bereich seien. Zwischen dem Anteil der EL - Beziehenden an der Bevölkerung (EL -Quote) und den effektiven Kosten besteh e kein kausa- ler, jedoch ein statistischer Zusammenhang. Das bedeute, dass die EL-Quote die effektiven Sozialhilfekosten pro Einwohner nicht direkt beeinflusse. EL-Beziehende würden zudem eher selten Sozialhilfeleistungen beanspruchen. D a d ie EL-Quote aber ein guter Armutsindikator sei, sei sie in die Kosteneffizienzberechnung aufgenommen worden. Da die EL -Quote ledig- lich ein Armutsindikator darstell e, ents tänden im Einzugsgebiet des Sozial dienstes Y keine effektiven zusätzlichen Sozialhi lfekosten durch die EL -Beziehenden. Zudem seien bei der Berechnung der Bonus -Malus-Formel die EL -Zahlen der Ausgleichskasse des Kantons Bern verwendet worden. Der statistische Zusammenhang zwischen EL -Quote und effektiven Sozi- alhilfekosten bestehe somit stets zwischen der Wohnsitzgemeinde und den Sozialhilfekosten in der Wohnsitzgemeinde. Für eine EL-Bezügerin aus der Gemeinde K, die im Seelandheim J wohne, werde beispielsweise der EL-Bezug dieser Person bere its bei der Ermittlung des st a- tistischen Zusammenhanges der Gemeinde K angerechnet. Die statistisch nachweisbare Last des Sozialdienstes Y sei damit korrekt erfasst und die entsprechenden Argumente der Be- schwerdeführerin würden keinen Verzicht auf die Malus Auferlegung rechtfertigen. Weiter mache die Beschwerdeführerin geltend, auf dem Gemeindegebiet von H stehe das grösste Durchgangszentrum (DZ) für Asylsuchende im Kanton Bern. Dessen Bewohnerinnen und Bewohner seien jedoch nicht in H angemeldet und würden für die Bonus -Malus- Berechnung nicht erfasst. In der Stadt L hätten sich Asy lsuchende fremdenpolizeilich anzu- melden und würden demnach in die Bonus -Malus-Berechnung miteinbezogen. Auch würden aufgrund des nahegelegenen DZ keine Flüchtlinge und keine vorlä ufig Aufgenommenen in der Gemeinde Y platziert, was ebenfalls für die Bonus -Malus-Berechnung relevant wäre. Die Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 9 von 68 Beschwerdeführerin werde damit doppelt bestraft. Die Vorinstanz führt dazu aus, f ür die B e- rechnung des Anteils an Flüchtlingen un d vorläufig Auf genommenen stütze sie sich auf die Zahlen des Bundesamts für Migration (BFM). Dafür massgebend seien keine Asylsuchenden, sondern ausschliesslich vorläufig Aufgenommene und anerkannte Flüchtlinge. Die Anrec h- nung der Flüchtlinge und vorläufig aufgenommen Personen erfolge somit für die Beschwerde- führerin und die Gemeinde L unter denselben Voraussetzungen, die Aussage der Beschwer- deführerin sei somit falsch. Anders als bei der EL -Quote führe die Quote an vorläuf ig aufge- nommen Personen im Einzugsgebiet eines Sozialdienstes direkt zu höheren effektiven Soz i- alhilfekosten. Da im Einzugsgebiet des Sozialdienstes Y nur wenige Flüchtlinge und vorläufig Aufgenommene leben würden, entständen deswegen keine hohen effektiven Kosten. Der So- zialdienst Y weise somit insoweit eine gute Ausgangslage auf. Die Argumentation sei daher nicht stichhaltig, um den Verzicht auf die Auferlegung des Malus zu rechtfertigen. Die Beschwerdeführerin lege dar, das Verfahren zur Erhebung des Ant eils der leerstehenden Wohnungen sei unpräzis. Die Vorinstanz führt dazu aus, g emäss Statistikerhebungsverord- nung11 werde in der ganzen Schweiz jährlich der Bestand der Leerwohnungen erhoben. Die Mitwirkung der Gemeinden für die Durchführung dieser Erhebung sei obligatorisch. Obligatori- sche Auskünfte müssten gemäss BstatG12 wahrheitsgetreu sein. Die Zahlen betreffend Lee r- wohnungsbestand w ürden dem BFS von den Gemeinden gemeldet. Die Gemeinden s eien verpflichtet, korrekte Daten zu liefern. Die Organisation der Datenerhebung sei Sache der jeweiligen Gemeinde. Komme die Beschwerdeführerin ihrer gesetzlichen Verpflichtung zur korrekten Datenerhebung nicht in genügendem Masse nach, sei dies kein stichhaltiges Argu- ment für den Verzicht auf die Auferlegung eines Malus. Die Beschwerdeführerin argumentiere weiter, für sie würden die Besonderheiten stark ins Gewicht fallen, wie ein Vergleich mit ähnlich gelagerten Sozialdiensten wie K und M zeige. Würde bei den Soziallastfaktoren für den Sozialdienst Y nur jeweils der schlechteste bzw. statistisch günstigste Wert eines Berechnungsfaktors von K oder M verwendet, befände sich der Sozialdienst Y nicht im Malus. Die Vorinstanz hält dem entgegen, jeder Gemeinde müss- ten die tatsächlich ermittelten Zahlen zu G runde gelegt werden . Bei einem Austausch der Zahlen würde wohl b ei jeder Gemeinde ein anderes Resultat eintreten. Der von der B e- schwerdeführerin getätigte Vergleich mit den Sozialdiensten K und M sei nicht relevant und könne nicht als Grund für den Verzicht auf die Auferlegung des Malus herangezogen werden. Nach Auffassung der Beschwerdeführerin müssten sodann, um ihrer Situation gerecht zu werden, Faktoren wie der Anteil günstiger Neuwohnungen, die durchschnittliche Höhe der 11 Verordnung vom 30. Juni 1993 über die Durchführung von statistischen Erhebungen des Bundes (Statistikerhe- bungsverordnung; SR 431.0121) 12 Bundesstatistikgesetz vom 9. Oktober 1992 (BstatG; SR 431.01) Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 10 von 68 Mieten, die Erschliessung durch öffentlichen und privaten Verkehr, das ausgebaute familie n- ergänzende Betreuungsangebot, der Zuzug von Klienten aus anderen Gemeinden, der Anteil Niedriglohn-Arbeitsplätze und der Anteil Arbeitslose für die korrekte Berechnung der Kostenef- fizienz einbezoge n werden. Die Beschwerdeführerin begründe nicht weiter, weshalb diese Faktoren in Betracht zu ziehen seien, um der Situation der Gemeinde gerecht zu werden bzw. weshalb unter Einfluss dieser Faktor en ein Malus ausgeblieben wäre und weise auch den tatsächlichen Einfluss dieser Faktoren auf die Berechnung der Kosteneffizienz nicht nach. Die vorgebrachten Argumente seien entsprechend eher als Formelkritik zu werten, die nicht ziel- führend seien. Somit vermöge die Beschwerdeführerin keine Gründe, die auf Faktoren beruhen, welche sie nicht beeinflussen könne, darzulegen. Infolgedessen erscheine die Auferlegung des Malus nicht als sachlich unhaltbar. Im Einzugsgebiet des Sozialdienstes Y bestehe keine besondere Situation, welche durch die bestehende Formel nicht berücksichtigt werde. Vielmehr werde die tatsächliche Soziallast der Beschwerdeführerin durch die bestehende Formel für die Berec h- nung der Kosteneffizienz korrekt berücksichtigt. Demnach rechtfertig e sich der Verzicht auf die Auferlegung des berechneten Malus nicht, und die Beschwerdeführerin habe einen Malus von CHF 183'922.70 zu bezahlen. 2.2. Streitgegenstand und Rechtsgrundlagen Streitgegenstand und zu prüfen ist vorliegend (neben formellen Rügen) insbesondere die Rechtmässigkeit des in Art. 41b SHV und Anhang 6 zu Art. 41b Abs. 4 SHV 13 vorgegebenen Systems. Die massgebenden Rechtsgrundlagen finden sich in Art. 80d bis 80f SHG 14 sowie Art. 41b und 41c sowie Anhang 6 der SHV. 13 Verordnung über die öffentliche Sozialhilfe vom 24. Oktober 2001 (Sozialhilfeverordnung, SHV; BSG 860.111) 14 Gesetz über die öffentliche Sozialhilfe vom 11. Juni 2001 (Sozialhilfegesetz, SHG; BSG 860.1) Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 11 von 68 Art. 80d SHG, 1. Bonus und Malus, Anrechenbarer Aufwand der Gemeinden 1 Die zuständige Stelle der Gesundheits - und Fürsorgedirektion beurteilt jährlich die Wirkungen und Leistungen der Sozialdienste. 2 Die Überprüfung der Wirkungen und Leistungen erfolgt insbesondere aufgrund der Kosteneffizienz der Sozialdienste bei der Ausrichtung der wirtschaftlichen Hilfe. 3 Der Kanton richtet denjenigen Gemeinden, deren Sozialdienst im Durchschnitt während dreier Jahre Sozialhilfeaufwendungen pro Einwohner von mehr als 30 Prozent unter dem kantonalen Durchschni tt (Vergleichswert) aufweist, einen Bonus aus. 4 Diejenigen Gemeinden, deren Sozialdienst im Durchschnitt während dreier Jahre Sozialhilfeaufwe n- dungen pro Einwohner von mehr als 30 Prozent über dem kantonalen Durchschnitt (Vergleichswert) aufweist, entrichten dem Kanton einen Malus. Art. 80e SHG, 2. Beurteilung der Kosteneffizienz 1 Die Kosteneffizienz wird ermittelt, indem die tatsächlichen Aufwendungen für die wirtschaftliche Hilfe pro Einwohner verglichen werden mit den um strukturelle Faktoren korrigierten Aufwendungen (Ve r- gleichswert). 2 Der Regierungsrat regelt durch Verordnung, welche strukturellen Faktoren in die Berechnung mit einbezogen und wie die Ergebnisse ermittelt werden. 3 Die Gesundheits- und Fürsorgedirektion steht den Sozialdi ensten und den Gemeinden zur Verbess e- rung der Situation beratend zur Verfügung. Art. 80f SHG, 3. Berechnung und Eröffnung 1 Der Bonus beträgt zehn Prozent des Betrags, um den die tatsächlichen Aufwendungen den auf die gesamte Einwohnerzahl hochgerechne te Vergleichswert unterschritten haben, jedoch maximal 20 Franken pro Einwohner. 2 Der Malus beträgt zehn Prozent des Betrags, um den die tatsächlichen Aufwendungen den auf die gesamte Einwohnerzahl hochgerechneten Vergleichswert überschritten haben, jed och maximal 20 Franken pro Einwohner. 3 Der Bonus oder Malus wird allen dem Sozialdienst angeschlossenen Gemeinden gutgeschrieben oder belastet. 4 Die Gesundheits - und Fürsorgedirektion eröffnet den Entscheid über die Ausrichtung eines Bonus oder Auferlegung eines Malus den Trägerschaften der Sozialdienste mit der Lastenausgleichsabrec h- nung. Art. 41b SHV, Bemessung 1 Massgebend für die Ermittlung der Bonus -Malus-Ergebnisse pro Sozialdienst sind folgende strukture l- le Faktoren: a der Anteil an Ausländerinnen und Ausländern an der Wohnbevölkerung, Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 12 von 68 b der Anteil an Ergänzungsleistungsbezügerinnen und -bezügern an der Wohnbevölkerung, c der Anteil an Flüchtlingen und vorläufig Aufgenommenen an der Wohnbevölkerung, d der Anteil der leer stehenden Wohnungen am Gesamtwohnungsbestand (Leerwohnungsziffer). 2 Für die Berechnung der strukturellen Faktoren sind die folgenden Grundlagen massgebend: a für die Anzahl der Ausländerinnen und Ausländer die Daten der ständigen Wohnbevölkerung des Bundesamtes für Statistik, b für die Anzahl der Ergänzungsleistungsbezügerinnen und -bezüger die Daten der Ausgleichskasse des Kantons Bern, c für die Anzahl der Flüchtlinge und vorläufig Aufgenommenen die Daten des Bundesamtes für Migr a- tion, d für die Leerwohnungsziffer die Daten des Bundesamtes für Statistik. 3 Die für die Berechnung massgebende Wohnbevölkerung bestimmt sich nach Artikel 7 FILAG 15. 4 Der Bonus oder Malus wird nach der im Anhang 6 wiedergegebenen Formel berechnet. 5 Die Auswirkungen des B onus-Malus-Systems werden regelmässig evaluiert und das System wird bei Bedarf angepasst. Die Berechnungsformel wird periodisch aktualisiert. 6 Bei regionalen Sozialdiensten wird der Bonus oder Malus den angeschlossenen Gemeinden nach Massgaben des Bevölkerungsanteils gutgeschrieben oder belastet. Art. 41c SHV, Verzicht Das SOA verzichtet auf die Auferlegung eines Malus, wenn die Trägerschaft des Sozialdienstes nac h- weisen kann, dass der Malus sachlich unhaltbar ist und aufgrund von Faktoren zustande kam, die durch die Gemeinde nicht beeinflusst werden können und die in der Formel gemäss Anhang 6 nicht berücksichtigt werden. Anhang 6 zu Artikel 41b Absatz 4 SHV, Berechnung Bonus-Malus G = 1048 * (AAus) + 6485 * (AEL) + 11243 * (AFV) + 3851 * (Lwz) – 146, im Minimum aber 180 Fran- ken, wenn sich für einen Sozialdienst bei einer Berechnung gemäss dieser Formel ein Malus ergibt. G Geschätzte Pro-Kopf-Kosten der betreffenden Sozialdienstregion (abzüglich Platzierungskosten und Kosten für vorsorgliche ambulante Massnahmen) in Franken AAus Anteil Ausländerinnen und Ausländer der betreffenden Sozialdienstregion AEL Anteil Ergänzungsleistungsbezügerinnen und -bezüger der betreffenden Sozialdienstregion AFV Anteil Flüchtlinge und vorläufig Aufgenommene der betreffenden Sozialdienstregion Lwz Leerwohnungsziffer der betreffenden Sozialdienstregion Wenn (E im Dreijahresdurchschnitt) < (G im Dreijahresdurchschnitt) * 0.7: Ein Bonus wird ausgerichtet Wenn (E im Dreijahresdurchschnitt) > (G im Dreijahresdurchschnitt) * 1.3: Ein Malus ist zu entrichten 15 Gesetz vom 27. November 2000 über den Finanz- und Lastenausgleich (FILAG; BSG 631.1) Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 13 von 68 Berechnung und Skalierung von E: E (Skalierte effektive Pro-Kopf-Kosten der betref- fenden Sozialdienstregion (SD) abzüglich Platzie- rungskosten und Kosten für vorsorgliche ambu- lante Massnahmen der SD) (Summe Kanton Bern aller Ensk im Basisjahr 2012) / (Summe Kanton Bern aller Ensk im betref- fenden Jahr) * Ensk Ensk (Nicht skalierte effektive Pro-Kopf-Kosten der betreffenden Sozialdienstregion abzüglich Platzierungskosten und Kosten für vorsorgliche ambulante Massnahmen der SD) ((Nettokosten für die betreffende SD gemäss Sozialhilferechnung) – (Überdurchschnittliche Platzierungskosten für den betreffenden SD ge- mäss Differenzierung der wirtschaftlichen Hilfe)) / (Einwohner betreffender SD) Überdurchschnittliche Platzierungskosten für die betreffende SD gemäss Differenzierung der wirt- schaftlichen Hilfe (Kosten jedes Dossiers der betreffenden SD mit Platzierungskosten oder Kosten für ambulante Massnahmen, die eine Obergrenze für die SD überschreiten) – (Kosten Obergrenze SD) Kostenobergrenze SD Durchschnittliche Nettokosten aller Dossiers der betreffenden SD ohne Platzierungskosten und Kosten für vorsorgliche ambulante Massnahmen. 3. Rüge der Verletzung des Anspruchs auf rechtliches Gehör 3.1 Die Beschwerdeführerin macht geltend, sie habe das Recht, sich zu allen rechtlich relevanten Aspekten äussern zu können. Die Vorinstanz habe ihr mit Schreiben vom 14. Mai 2014 jedoch lediglich die Möglichkeit geboten, Gründe nach Art. 41c SHV für den Verzicht auf die Auferlegung eines Malus darzulegen. Darin sei eine Verletzung des Anspruchs auf rechtli- ches Gehör zu sehen. Ungeachtet dessen habe die Beschwerdeführerin Kritik an den Sozial- lastfaktoren vorgebracht und jedenfalls sinngemäss auch deren willkürliche und rechtsungle i- che Festsetzung gerügt.16 Die Vorinstanz macht geltend, die Beschwerdeführerin substantiiere einerseits nicht, zu we l- chen rechtlichen Aspekten sie sich im Rahmen des rechtlichen Gehörs nicht ha be äussern können und inwiefern sie dadurch beschwert sei. Andererseits habe sich das gewährte recht- liche Gehör nicht auf Art. 41c SHV, sondern auf die Auferlegung eines Malus im Allgemeinen beschränkt.17 3.2 Gemäss Art. 29 Abs. 2 BV18 und Art. 26 Abs. 2 KV 19 haben die Parteien Anspruch auf rechtliches Gehör. Gemäss Art. 21 Abs. 1 VRPG hört die Behörde die Parteien an, bevor sie verfügt. Der Anspruch auf rechtliches Gehör ist eine grundlegende Verfahrensgarantie. Er 16 Beschwerde vom 10. November 2014, Rz. 21 ff. 17 Beschwerdevernehmlassung vom 18. Mai 2015, Ziff. 2.2 18 Bundesverfassung der Schweizerischen Eidgenossenschaft vom 18. April 1999 (BV; SR 101) 19 Verfassung des Kantons Bern vom 6. Juni 1993 (KV; BSG 101.1) Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 14 von 68 dient der Sachaufklärung und stellt ein persönlichkeitsbezogenes Mitwirkungsrecht dar. Das rechtliche Gehör wird als formeller Anspruch bezeichnet. Das bedeutet, dass eine Verletzung ungeachtet der Erfolgsaussichten der Beschwerde in der Sache selber grundsätzlich z ur Auf- hebung des angefochtenen Entscheids führt. Die Praxis lässt die Heilung einer Gehörsverle t- zung zu, wenn die Rechtsmittelbehörde in den Fragen, in denen das rechtliche Gehör verwe i- gert worden ist, die gleiche Überprüfungsbefugnis hat wie die Vorinstan z und das Versäumte nachholen kann. Nach der Rechtsprechung des Bundesgerichts umfasst der verfassung s- rechtliche Gehörsanspruch insbesondere das Recht der Betroffenen, sich vor Erlass eines in ihre Rechtsstellung eingreifenden Entscheids zur Sache zu äusse rn, erhebliche Beweise be i- zubringen und mit erheblichen Beweisanträgen gehört zu werden, Einsicht in die Akten zu nehmen und an der Erhebung wesentlicher Beweise mitzuwirken oder sich zumindest zum Beweisergebnis zu äussern, wenn dieses geeignet ist, den E ntscheid zu beeinflussen. Ein uneingeschränktes Recht auf Äusserung haben die Beteiligten hinsichtlich der für die Verf ü- gung oder den Entscheid wesentlichen Sachfragen. Da die Behörden das Recht von Amtes wegen anzuwenden haben (Art. 20a Abs. 1 VRPG) – es gilt insofern die Offizialmaxime – be- steht im Allgemeinen kein Anspruch der Parteien, sich zur rechtlichen Beurteilung der Sac h- fragen besonders zu äussern. Den Parteien ist jedoch Gelegenheit zur vorgängigen Äuss e- rung einzuräumen, wenn sich die Behörde auf Sachumstände oder Rechtsnormen stützen will, die bisher nicht einbezogen oder angesprochen wurden und mit deren Heranziehen sie nicht rechnen mussten, wenn eine der Parteien ihren Rechtsstandpunkt ändert oder gar die Rechtsstellung einer Partei zu ihrem N achteil verändert werden soll. Konnte die betroffene Person ihre Rechte trotz Gehörsverletzung vollumfänglich wahren, ist von einer Rückweisung abzusehen.20 Nach der neueren Rechtsprechung des Bundesgerichts umfasst d er Anspruch auf rechtliches Gehör das Recht, von allen bei m Gericht eingereichten Stellungnahmen Kenntnis zu erhalten und sich dazu äussern zu können, unabhängig davon, ob die Eingaben neue und/oder wesentliche Vorbringen enthalten . Es ist Sache der Parteien zu beurteilen, ob eine Entgegnung erforderlich ist oder nicht. Dieses Replikrecht besteht unabhängig davon, ob ein zweiter Schriftenwechsel angeordnet, eine Frist zur Stellungnahme angesetzt oder die Eingabe lediglich zur Kenntnisnahme oder zur Orientierung zugestellt worden ist . Dabei wird erwartet, dass eine Partei, die eine Eingabe ohne Fristansetzung erhält und dazu Stellung nehmen will, dies umgehend tut oder zumindest beantragt; ansonsten wird angenommen, sie habe auf eine weitere Eingabe verzichtet. Das Gericht kann Eingaben somit auch lediglich zur Kenntnisnahme zustellen, wenn von den Parteien erwartet werden kann, dass sie umgehend unaufgefordert Stellung nehmen oder eine Stellungnahme beantragen.21 20 Merkli/Aeschlimann/Herzog, a.a.O., Art. 21 Nrn 1, 4 und 7f. sowie 16 21 BGE 138 I 484 E. 2.1, 2.2 und 2.4, mit Hinweisen Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 15 von 68 3.3 Vorliegend hatte die Beschwerdeführerin am 24. Februar 2014 beantragt, gegenüber ihrem Sozialdienst sei gestützt auf Art. 41c SHV auf die Auferlegung eines Malus zu verzic h- ten. Diesen Antrag hat die Beschwerdeführerin ausführlich begründet. Dabei hat sie sich nicht nur zu den vier Soziallastfaktoren, sondern auch zur grundsätzlichen Zuläs sigkeit des Bonus- Malus-Systems, zur Bevölkerungsstruktur in Y und der Sozialhilfesituation im Sozialdienst Y geäussert. Mit Schreiben vom 14. Mai 2014 informierte die Vorinstanz die Beschwerdeführe- rin, die effektiven Kosten des Sozialdienstes Y lägen 43% über den geschätzten Kosten, weswegen ihr gestützt auf Art. 80d Abs. 4 SHG ein Malus in der Höhe von CHF 244‘039.11 aufzuerlegen sei. Die Vorinstanz bat die Beschwerdeführerin um Stellungnahme innert Frist, ob sie an der kostenlosen Durchführung eines Qualitäts- und Leistungschecks interessiert sei und ob sie den berechneten Malus akzeptiere oder nicht. Für den Fall, dass sie den Malus nicht akzeptieren sollte und um eine Umsetzung der Ausnahmeklausel von Art. 41c SHV e r- suche, verlangte die Vorinstanz eine entsprechende Begründung. Mit Schreiben vom 21. Mai 2014 teilte die Beschwerdeführerin mit, sie akzepti ere den Malus nicht . Ein Modell, das auf einer vom Sozialdienst zu 80% nicht beeinflussbaren Berechnung basiere, erachte sie grund- sätzlich als fragwürdig . Wie bereits mit Schreiben vom 24. Februar 2014 mitgeteilt und au s- führlich begründet, sei Art. 41c SHV anzuwenden. Die von der Vorinstanz verlangten weiteren Abklärungen und Quantifizierungen werde sie bis am 22. Juni 2014 einreichen. Mit Schreiben vom 12. Juni 2014 reichte die Beschwerdeführerin die Datenauswertung „Struktur der Unte r- stützungseinheiten 2010 – 2012“ des BFS sowie den Prüfungsbericht von Markus Pfeuti vom 30. Januar 2014 ein und beantragte erneut, auf die Auferlegung eines Malus sei zu verz ich- ten. Sie habe in die notwendigen Abklärungen zum Nachweis einer Sondersituation im Sinne von Art. 41c SHV erheblichen Aufwand investiert. Zudem wies sie unter anderem auf die hohe Quote von Alleinerziehenden hin. 3.4 Die Beschwerdeführerin hat sich demnach nicht nur zu den Faktoren gemäss Art. 41c SHV geäussert, sondern wiederholt auch zu weiteren Aspekten wie etwa der grundsätzlichen Zulässigkeit des Bonus -Malus-Systems sowie verschiedenen Soziallastfaktoren Stellung ge- nommen. Die Vorinstanz hat die angefochtene Verfügung auch nicht auf bis dahin nicht ange- sprochene Sachumstände oder Rechtsnormen gestützt. Zudem wäre eine allfällige Gehör s- verletzung im vorliegenden Beschwerdeverfahren ohnehin geheilt worden , da die Beschwe r- deinstanz volle Ko gnition hat und die Beschwerdeführerin im vorliegenden Verfahren stets Gelegenheit hatte, sich umfassend zu äussern und ihren Standpunkt darzulegen. Demnach ist die Rüge der Verletzung des rechtlichen Gehörs unbegründet. Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 16 von 68 4. Rüge der Rechtsverweigerung 4.1 Die Beschwerdeführerin macht geltend, die Vorinstanz wäre verpflichtet gewesen, die anzuwendenden Normen vorfrageweise auf ihre Konformität mit dem Willkürverbot gemäss Art. 9 BV und dem Rechtsgleichheitsgebot nach Art. 8 BV zu überprüfen. Stattdessen habe sie in der Verfügung vom 9. Oktober 2014 nur lapidar festgehalten, sie habe die in der SHV vorgegebene Formel anzuwenden, da dies vom Regierun gsrat so beschlossen worden sei .22 Die Bindung der Verwaltung an das Recht bedeute, nur „gültiges Recht" anzuwenden. Wider- spreche eine kantonale Norm auf Verordnungsstufe übergeordnete m kantonalen Recht oder sogar dem Verfassungsrecht, sei sie ungültig und nicht anzuwenden.23 Die Vorinstanz wendet ein, sie habe weder willkürlich gehandelt noch gegen andere verfas- sungsmässige Rechte verstossen.24 Art. 66 Abs. 3 KV untersage den Justizbehörden die An- wendung kantonaler Erlasse, die höherrangigem Recht widersprächen. Erstinstanzlich verfü- gende Behörden seien jedoch keine Justizbehörden und daher nicht zur vorfrageweisen Nor- menkontrolle verpflichtet.25 4.2 Gemäss Art. 66 Abs. 3 KV dürfen kantonale Erlasse, die höherrangigem Recht wide r- sprechen, von den Justizbehörden nicht angewandt werden. Art. 66 Abs. 3 KV berechtigt und verpflichtet die Justizbehörden zur Überprüfung der Rechts - und Verfassungskonformität der dem konkreten Entscheid zugrunde liegen den kantonalen Normen (konkrete Normenkontrol- le). Ergibt die vorfrageweise Prüfung, dass kantonale Erlasse höherrangigem Recht wide r- sprechen, dürfen sie nicht angewandt werden. Justizbehörden sind alle kantonalen Organe, die auf Beschwerde oder Klage hin Rechtsstreitigkeiten zu entscheiden h aben (Verwaltungs- justiztätigkeit), wogegen verfügende Behörden, offenkundige Fälle gegebenenfalls vorbeha l- ten, keine Pflicht zur Normenkontrolle trifft.26 4.3 Demnach war die Vorinstanz nicht verpflichtet, Art. 41b und 41c sowie Anhang 6 der SHV vorfrageweise auf ihre Konformität mit übergeordnetem Recht zu überprüfen. Ein offe n- kundiger Fall liegt nicht vor, wie die Notwendigkeit einer eingehenden Überprüfung der mass- gebenden Bestimmungen der SHV und der Anordnung eines Gutachtens im Rahmen dieses Verfahrens zeigt. Selbst bei Verpflichtung der Vorinstanz zur vorfrageweisen Überprüfung der massgebenden Verordnungsbestimmungen auf ihre Konformität mit übergeordnetem Recht wäre ein allfälliger Mangel im vorliegenden Beschwerdeverfahren aufgrund der umfassenden 22 Beschwerde vom 10. November 2014, Rz. 21 ff. 23 Replik vom 28. Oktober 2015, Rz. 9 ff. 24 Beschwerdevernehmlassung vom 18. Mai 2015, Ziff. 2.2 25 Duplik vom 25. Januar 2016, Ziff. 2.2.2 26 BVR 2008 S. 284, 286 Erwägung 5.2, mit Hinweisen; Merkli/Aeschlimann/Herzog, a.a.O., Art. 66 N 14 Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 17 von 68 Kognition der Beschwerdeinstanz geheilt worden.27 Die Rüge der Rechtsverweigerung erweist sich damit als unbegründet. 5. Rüge der unvollständigen Feststellung des rechtserheblichen Sachverhaltes 5.1 Die Beschwerdeführerin macht geltend, sie habe mit Schreiben vom 24. Februar 2014 (Ziff. 8) dargelegt, dass die in der Statistik des BFS aufgeführten Zahlen bei weitem nicht dem tatsächlichen Leerwohnungsbestand entsprächen. Die tatsächliche Leerwohnungsziffer wider- lege die statistisch-mathematische Hypothese, dass der Sozialdienst Y kostenineffizient arbei- te. Indem die Vorinstanz die erhebliche und nachgewiesene Abweichung des tatsächlichen Leerwohnungsbestandes von dem in der BPS-Statistik aufgeführten Leerwohnungsbestand in der Gemeinde Y nicht berücksichtigt habe, habe sie den rechtserheblichen Sachverhalt unge- nügend erhoben. 28 In der Wegleitung des BFS 29 werde die Verwendung unterschiedlicher bzw. mehrere r Quellen für die Erfassung der Leerwohnungen empfohlen. Dem Gebot der wahrheitsgemässen Angabe werde durch die Anwendung einer dieser Methoden Genüge getan. Dies habe die Beschwerdeführerin immer getan, indem sie die Werte aus den Befr a- gungen der bekannten und bedeutenden Liegenschaftsverwaltungen ermittelt habe. Nun habe die Beschwerdeführerin den Leerwohnungsstand rückwirkend nach drei unterschiedlichen Methoden erhoben. Dabei hätten die Werte je nach Erhebungsmethode um ein Mehrfaches auseinandergelegen. Welcher dieser Werte der „richtige“ Wert sei, lasse sich nicht sagen. Die Beschwerdeführerin habe den mittleren Wert aus den drei Erhebungsmethoden verwendet. Das derzeitige System zur Meldung des Leerwohnungsbestandes erlaube die Einreichung sehr unterschiedlicher Werte beim BFS. Ein Wert, der je nach Erhebungsmethode ganz u n- terschiedlich ausfalle, tauge nicht als (Soziallast-)Faktor in einem statistischen Erklärungsm o- dell. Solche exogenen Faktoren müssten, um wissenschaftlichen Standards zu genügen, u n- beeinflussbar sein , was beim Leerwohnungsbestand ge rade nicht der Fall sei : Tendenziell würden die Gemeinden eher tiefe Werte beim BFS eingeben, um für Investoren attraktiv zu bleiben. Gemeinden mit drohendem Sozialhilfe -Malus würden demgegenüber notgedrungen auf eine Erhebungsmethode, aus der ein höherer Leerwohnungsbestand resultiere, wechseln. Massgebend sei der Sachverhalt im Zeitpunkt des Entscheids, weswegen die beim BFS für die Jahre 2012, 2013 und 2014 korrigierten Leerwohnungsbestände für die Berechnung zu verwenden seien.30 27 BVR 2008 S. 284, E. 5.3, mit Hinweisen 28 Beschwerde vom 10. November 2014, Rz. 25 ff. 29 Wegleitung des BFS für die jährliche Zählung leer stehender Wohnungen für durchführende Stellen (Gemeinden, Kantone), Stand 3.2014, vgl. Beschwerdebeilage 10 30 Replik vom 28. Oktober 2015, Rz. 28 ff. Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 18 von 68 Die Vorinstanz hält dem entgegen, ihr könne keine ungenügende und rechtsfehlerhafte Erh e- bung des rechtserheblichen Sachverhaltes vorgeworfen werden, wenn die Beschwerdeführ e- rin dem Bundesamt für Statistik nicht dem korrekten Leerwohnungsbestand entsprechende Zahlen einreiche.31 Im Zeitpunkt der Verankerung der Soziallastfaktoren in der Sozialhilfeve r- ordnung im Oktober 2013 habe sie davon ausgehen können, dass die Leerwohnungsstatistik des BFS als öffentlich zugängliche Bundesstatistik über ein ausreichendes Qualitätsniveau verfüge. Die publizierten Leerwohnungszahlen im Kanton Bern bis und mit 2012 seien keinen grossen Schwankungen unterlegen. Die Leerwohnungsziffer sei im Kanton Bern in den Ja h- ren 2009 bis 2012 insgesamt lediglich um 11% gestiegen. Vor diesem Hintergrund sei die Leerwohnungsziffer ein geeigneter Soziallastfaktor. Die Beschwerdeführerin habe die Erh e- bungsmethode für den Leerwohnungsbestand im Herbst 2014 geändert, d.h. genau im Zei t- punkt der Auferlegung eines Malus. Sie gebe in ihrem Schreiben vom 23. April 2015 an d en Volkswirtschaftsdirektor des Kantons Bern auch unumwunden zu, dass sie die Erhebungsm e- thode einzig aufgrund des drohenden Malus geändert habe. Gemäss den neuen Zahlen be- trage die Leerwohnungsziffer für das Jahr 2013 neu 394 (statt ursprünglich 94). Dies entspre- che einer Korrektur von 320%. Ob diese massive Erhöhung nur durch (zulässige) unterschied- liche Methoden bei der Erhebung zurückzuführen sei, bleibe dahin gestellt. Die Vorgehen s- weise der Beschwerdeführerin verstosse jedoch in jedem Fall gegen Treu und Glauben. Es sei zu bezweifeln, dass das BFS eine Korrektur vornehmen würde, wenn ihm bekannt wäre, dass diese einzig und allein zwecks Umgehung einer Sanktion erfolgen solle. Die geforderte Korrektur sei mitunter auch deshalb noch nicht erfolgt, weil sich das BFS gemäss seinem Schreiben vom 27. Januar 2015 gewisse Differenzen nicht erklären könne.32 5.2 Der Anteil der leer stehenden Wohnungen am Gesamtwohnungsbestand (Leerwo h- nungsziffer) ist ein für die Ermittlung der Bonus-Malus-Ergebnisse massgebender struktureller Faktor (Art. 41b Abs. 1 Bst. d SHV) und wird basierend auf den Daten des Bundesamtes für Statistik berechnet (Art. 41b Abs. 2 Bst. d SHV). Der Wegleitung des BFS für die jährliche Zählung leer stehender Wohnungen33 lässt sich entnehmen, dass die Erhebung des Leerwoh- nungsbestandes von den konkreten Gegebenheiten in den einzelnen Kantonen und Gemei n- den sowie der Gemeindegrösse abhänge. Zur Erhebung des Leerwohnungsbestandes kön n- ten folgende Quellen benutzt werden: 1. Kombinierte Einwohner -/Gebäudedatei: Gemeinden im Besitz einer kombinierten Einwohner- und Gebäudedatei könnten alle am 1. Juni nicht bewohnten Wohnungen ausdrucken lassen. Insbesondere dann, wenn nicht bekannt sei, ob es sich tatsächlich 31 Beschwerdevernehmlassung vom 18. Mai 2015, Ziff. 2.2 32 Duplik vom 25. Januar 2016, Ziff. 2.2.4 33 Wegleitung des BFS für die jährliche Zählung leer stehender Wohnungen für durchführende Stellen (Gemeinden, Kantone), Stand 3.2014, vgl. Beschwerdebeilage 10 Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 19 von 68 um Leerwohnungen und nicht um Umbau- oder Abbruchobjekte handle, müssten die entsprechenden Verwaltungen/Eigentümer kontaktiert werden . Falls die Daten einem (kantonalen oder eidgenössischen Gebäude - und Wohnungs -) R egister entnommen würden, seien die einzelnen Wohnungen mit geeigneten Mitteln oder zusätzli chen Quellen auf ihren tatsächlichen Leerstand zu überprüfen. 2. Einwohnerkontrolle: Je nach Organisation der Einwohnerkontrolle könne ermittelt werden, an welchen Adressen ein Wegzug und kein Zuzug gemeldet worden sei. Auch hier sei zu überprüfen , ob es sich um eigentliche Leerwohnungen und nicht Umbau - oder Abbruchobjekte handle. 3. Rundschreiben an Liegenschaftsverwaltungen, Treuhand-, Notariats- und Archi- tekturbüros: Sämtliche auf dem Gemeindegebiet tätigen Liegenschaftsverwaltungen, Treuhand-, Notariats - und gegebenenfalls Architekturbüros könn ten angeschrieben und mit einem Erhebungsformular bedient werden. Dieses Vorgehen könne – zusam- men mit anderen Quellen – vor allem in städtischen Gebieten genutzt werden. 4. Elektrizitätswerk: Die meisten Elektrizitätswerke seien in der Lage, Angaben darüber zu machen, in welchen Wohnungen am 1. Juni bzw. ca. 4-5 Tage vorher oder nachher Stromzähler installiert, aber keine Abonnenten vorhanden seien, in welchen Wohnun- gen im Stichzeitraum Abonnemente gekündigt und keine neuen Abonnenten gemeldet worden seien und in welchen Wohnungen im Stichzeitraum Zähler neu installiert wor- den seien (Neubauwohnungen). Um festzustellen, ob es sich bei den gemeldeten O b- jekten tatsächlich um Leerwohnungen handle, müssten, zumindest in mittleren und grösseren Gemeinden, die Hauseigentümer bzw. Hausverwaltungen befragt werden. Namen und Adressen der Hauseigentümer/Verwaltungen müssten allenfalls aus einer Gebäudedatei, dem Grundbuch oder bei der Gebäudeversicherungs -Anstalt ermittelt werden. 5. Baupolizei, Bauinspektorat: Die örtliche Baupolizei oder das örtliche Bauinspektorat könnten Angaben über neu erstellte Wohnungen machen. Wenn unbekannt sei, wel- che dieser Objekte Leerwohnungen seien, müss ten die entsprechenden Ei gentümer bzw. Verwaltungen kontaktiert werden. 6. Aufruf im amtlichen Anzeiger und/oder in Tageszeitungen: Hauseigentümer und Verwaltungen könnten im amtlichen Anzeiger der Gemeinde und/oder in den meis t- verbreiteten Tageszeitungen zur Meldung leer stehender Wohnungen aufgerufen wer- den. Weil nicht von einer lückenlosen Folgeleistung eines entsprechenden Aufrufs auszugehen sei, eigne sich dieser Weg vor allem als Ergänzung anderer Quellen. Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 20 von 68 7. Zeitungsinserate: Die in den Zeitungen erscheinenden Wohnungsinserate könnten ausgewertet und die Inserenten angeschrieben oder telefonisch kontaktiert werden. Dieses Vorgehen eigne sich ebenfalls vor allem als Ergänzung zu anderen Quellen. Um Dopp elzählungen zu vermeiden , müssten die aus den verschiedenen Quellen stammenden Adressen der Leerwohnungen zwingend abgeglichen werden. Eine vollständige Erfassung von Leerwohnungen verlang e unter Umständen die Verwendung mehrerer der erwähnten Quellen. 5.3 Die Beschwerdeführerin hatte den Leerwohnungsbestand ursprünglich gestützt auf die Angaben diverser Immobilienbüros ermittelt. Diese Ermittlungsmethode ergab einen durc h- schnittlichen Leerwohnungsbestand von 1% . Neu erhob die Beschwerdeführerin die Lee r- wohnungsziffer elektronisch mit einem Abgleich vom GERES 34 und der Einwohnerkontrolle und überprüfte anschliessend die so ermittelten 366 Daten manuell (einzeln). 35 Mit Schreiben vom 29. Dezember 2014 informierte die Beschwerdeführerin das BFS über die Änderung der Methode zur Zählung der leer stehenden Wohnungen im Herbst 2014 und wies darauf hin, dass dadurch die tatsächliche Situation in adäquater Weise wiedergegeben werde. Von ins- gesamt 6‘570 Wohnungen seien im Jahr 2014 366 Leerwohnungen gemäss System bzw. 292 Leerwohnungen nach Überprüfung, der Leerwohnungsbestand betrage demnach 4,44%. Da die Anzahl der erfassten Leerwohnungen per 1. Juni 2012 und per 1. Juni 2013 jeweils höher gewesen sei als per 1. Juni 2014, sei davon auszugehen, dass die korrekte Leerwohnungszif- fer in den Jahren 2012 und 2013 mindestens gleich hoch gew esen sei wie im Jahre 2014 , weswegen die entsprechenden Zahlen in der statistischen Erfassung für die Jahre 2012 -2014 nachträglich korrigiert werden müssten. 5.4 Die Behörden sind in Anwendung von Art. 18 Abs. 1 VRPG verpflichtet, den Sachve r- halt von Amtes weg en festzustellen (Untersuchungsgrundsatz), wobei die Untersuchung s- pflicht ihre Grenzen an der Mitwirkungspflicht der Parteien findet (Art. 20 Abs. 1 VRPG). Die Behörde hat die materielle Wahrheit ( d.h. die wirkliche Sachlage) zu suchen und darf sich nicht mit der formellen (d.h. der sich aus den eingebrachten Informationen ergebenden) Wahrheit zufrieden geben. 36 Die Sachverhaltsfeststellung umfasst das Zusammentragen, Nachprüfen und Bewerten der Sachumstände (Tatsachen), die für die Rechtsanwendung massgebend sind, d.h. die Behörde erhebt den rechtserheblichen Sachverhalt. 37 Die Behörde muss sich von der Richtigkeit der zusammengetragenen Sachverhaltselemente überzeugen. Das setzt voraus, dass die erforderlichen Beweismittel erhoben und gewürdigt werden. Mit der Würdigung der Beweismittel ist der massgebende Sachverhalt erstellt und die Sachverh alts- 34 Elektronisches Einwohnerregister 35 Aktualisierter Leerwohnungsbestand der EWG Lyss vom 6. November 2014, Beschwerdebeilage 8 36 Merkli/Aeschlimann/Herzog, a.a.O., Art. 18 N 1 37 BVR 2004 S. 446 E. 4.2.; auch Merkli/Aeschlimann/Herzog, a.a.O., Art. 18 N 2, Art. 66 N 7 Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 21 von 68 feststellung abgeschlossen.38 Unvollständig ist die Sachverhaltsfeststellung, wenn die Behö r- de nicht alle für den Entscheid wesentlichen Sachumstände und/oder Beweism ittel erhoben hat. Unrichtig ist sie, wenn die Behörde die Beweismittel falsch gewürdigt oder einen recht s- erheblichen Sachumstand nicht in das Beweisverfahren einbezogen hat.39 5.5 Vorliegend sind für die Berechnung der Leerwohnungsziffer die Daten des BFS mas s- gebend (Art. 41b Abs. 2 Bst. d SHV). Das BFS akzeptiert sämtliche in der Wegleitung aufg e- führten Berechnungsmethoden, und zwar einzeln oder kombiniert . Es liegt in der E igenver- antwortung der Gemeinden, welche Methode(n) sie schliesslich wählen und welche Zahlen sie liefern. Die Gemeinden sind verpflichtet, der Vorinstanz bis Ende März jedes Jahres die für die Abrechnung des Lastenausgleichs erforderlichen statistischen Angaben zu liefern (Art. 44 Abs. 1 SHV). Die Vorinstanz ist demgegenüber nicht verpflichtet, die Daten des BFS (d.h. die von den Gemeinden dem BFS eingereichten Zahlen ) nachzurechnen oder gar zu überprüfen, ob die Wahl einer anderen Berechnungsmethode allenfalls zu einem anderen Ergebnis führen würde. In Anbetracht dessen, dass die B eschwerdeführerin die Leerwohnungsziffer erst g e- gen Ende des Jahres 2014 und somit lange nach Ablauf der Frist Ende März 2014 korrigiert hat, ist die Vorinstanz nicht verpflichtet, nachträglich eine andere Berechnungsweise zu a k- zeptieren und entsprechend den Bonus-Malus-neu zu berechnen. Somit kann der Vorinstanz keine ungenügende Sachverhaltsfeststellung vorgeworfen werden , indem sie die von der B e- schwerdeführerin nachgereichte Ergebung der Leerwohnun gsziffer nicht berücksichtigt und den Bonus-Malus nicht neu berechnet hat. Ebenso wenig kann jedoch der Beschwerdeführ e- rin ein treuwidriges Verhalten vorgeworfen werden, wenn sie eine andere Methode bzw. einer Kombination anderer Methoden zur Erhebung der Leerwohnungsziffer verwendet, solange diese Methode vom BFS anerkannt wird und dieses die Methodenwahl den Gemeinde über- lässt. Dass die Ergebnisse der Berechnung der Leerwohnungsziffer je nach Wahl der Berech- nungsmethode zum Teil erheblich voneinander abweichen, betrifft jedoch nicht die Sachver- haltsfeststellung von Amtes wegen, sondern die grundsätzliche Frage, ob die Leerwohnung s- ziffer überhaupt ein geeignetes strukturelles Merkmal darstellt und zu Recht in die Berec h- nungsformel aufgenommen wurde. Insoweit wird die Tauglichkeit des Regressionsmodells an sich in Frage gestellt. Diese Frage wird in Erwägung 11 hiernach behandelt. Die Rüge der fehlerhaften Sachverhaltsfeststellung erweist sich demnach als nicht begründet. 38 Merkli/Aeschlimann/Herzog, a.a.O., Art. 66 N 7 39 Merkli/Aeschlimann/Herzog, a.a.O., Art. 66 N 8 Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 22 von 68 6. Rüge der Verletzung der Begründungspflicht 6.1 Die Beschwerdeführerin macht geltend, die angefochtene Verfügung sei derart wide r- sprüchlich begründet, dass die rechtserheblichen Überlegungen der Vorinstanz nicht ersicht- lich seien. Die Vorinstanz vermische willkürlich statistische Argumente und Überlegungen zur tatsächlichen Situation, statt sich kurz zu halten und lediglich das mathematische Ergebnis gemäss Anhang 6 SHV sowie die statistisch nicht nachgewiesen e Signifikanz der von der Beschwerdeführerin geltend gemachten Faktoren zur Erklärung der Abweichung vo m Ver- gleichswert/Schätzwert (Art. 41c SHV) aufzuführen. Die Vorinstanz werfe der Beschwerdefüh- rerin vor, du rch eine andere Handhabung des Ermessens und konsequentere Integration s- bemühungen hätte sie den Malus-Bereich verlassen können. Diese Aussage werde nicht be- legt und erscheine in Anbetracht dessen, dass der Sozialdienst Y bei den skalierten Kosten pro Dossier nur minimal (+2,1%) über dem kantonalen Durchschnitt lieg e, reichlich zynisch. Das Ermessen müsse stets pflichtgemäss und einzelfallgerecht ausgeübt werden, weswegen die Ermessensausübung nicht im Belieben des Sozialdienstes Y stehe. Der Vorwurf der zu grosszügigen Gewährung von SIL werde einzig damit begründet, die Kosten für die SIL lägen über dem kantonalen Durchschnitt. Der Vorinstanz habe überdies der externe Prüfbericht „Si- tuationsbedingte Leistungen 2012" vorgelegen . Dieser Bericht komme zum Ergebnis, dass „die ausgerichteten Leistungen vernünftig begründet" seien, demnach also angemessen ge- währt würden. Die Beschwerdeführerin könnte überdies den Malus-Bereich auch dann nic ht verlassen, wenn der Sozialdienst Y bei den SIL im kantonalen Durchschnitt läge. Auch im Weiteren argumentiere die Vorinstanz völlig widersprüchlich.40 Die Vorinstanz wendet ein, sie habe die angefochtene Verfügung eingehend begründet und die Anforderungen an die Begründungspflicht damit erfüllt.41 6.2 Der Anspruch auf rechtliches Gehör (Art. 29 Abs. 2 BV; Art. 26 Abs. 2 KV) gebietet die Begründung staatlicher Entscheide. Dementsprechend muss e ine Verfügung nach bern i- schem Verfahrensrecht ausdrücklich die Tatsachen, Rechtssätze und Gründe, auf die sie sich stützt, enthalten (Art. 52 Abs. 1 Bst. b VRPG). Die Begründung soll der oder dem Betroffenen einerseits die Tatsachen und Rechtsnormen zur Kenntnis bringen, welche für die entscheidende Behörde massgeblic h waren. Andere r- seits soll die oder der Betroffene in die Lage versetzt werden, den Entscheid "sachgerecht" anzufechten. Die Begründung muss so abgefasst sein, dass sich der Betroffene über die Tragweite des Entscheids Rechenschaft geben und ihn in voller Kenntnis der Sache an die höhere Instanz weiterziehen kann. In diesem Sinne müssen wenigstens kurz die Überlegu n- 40 Beschwerde vom 10. November 2014, Rz. 31 ff. 41 Beschwerdevernehmlassung vom 18. Mai 2015, Ziff. 2.2 Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 23 von 68 gen genannt werden, von denen sich die Behörde hat leiten lassen und auf welche sie ihren Entscheid stützt.42 Je komplexer oder umstrittener ein Sachverhalt ist, je stärker ein Verwaltungsakt in die indiv i- duellen Rechte eingreift und je grösser der Entscheidungsspielraum der Behörde ist, desto ausführlicher und differenzierter muss auch die Begründung ausfallen. Einschneidende oder stark belastende Verwaltungsakte bedürfen einer sorgfältigen Begründung. Ist der Sachve r- halt umstritten, hat die Behörde anzugeben, wie sie die Beweislage gewürdigt und auf welche Darstellung sie abgestellt hat. 43 Grundsätzlich führt eine Verletzung der Begründungspflicht, die zugleich einen Verstoss gegen den Gehörsanspruch bedeutet, zur Aufhebung des ang e- fochtenen Verwaltungsaktes. Nach der bundesgerichtlichen und der verwaltungsgerichtlichen Praxis kann eine Gehörsverletzung von der oberen Instanz geheilt werden, wenn di eser hin- sichtlich der interessierenden Frage die gleiche Überprüfungsbefugnis zukommt. Für die B e- troffenen darf daraus kein Nachteil resultieren. Werden die Entscheidgründe erst im Recht s- mittelverfahren ausführlich dargelegt, kann dies ein Recht auf Replik begründen.44 6.3 Die Begründung der angefochtenen Verfügung vom 9. Oktober 2014 enthält den für die Vorinstanz entscheidrelevanten Sachverhalt sowie die entscheidrelevanten Rechtsgrund- lagen und Überlegungen der Vorinstanz (vgl. dazu Erwägung 2.1 hievor) . Die ausführliche Begründung der angefochtenen Verfügung setzt sich mit den Vorbringen der Beschwerdefü h- rerin auseinander und lässt ohne weiteres auf die rechtserheblichen Überlegungen der V o- rinstanz schliessen. Dementsprechend wird ein sachgerechter Weiterzug an die nächsthöhere Instanz ermöglicht. Dass die Beschwerdeführerin nicht mit dem Inhalt der Begründung einver- standen ist, beschlägt nicht die formelle Frage der rechtsgenügenden Begründung (des recht- lichen Gehörs), sondern vielmehr die materiellen Fragen der grundsätzlichen Tauglichkeit des statistischen Modells und der richtigen Rechtsanwendung durch die Vorinstanz . Aufgrund der umfassenden Kognition der Beschwerdeinstanz, der Durchführung eines zweiten Schrifte n- wechsels im vorliegenden Beschwerdeverfahren sowie der umfassenden Gelegenheit der Verfahrensbeteiligten, im vorliegenden Verfahren stets zu allen Aspekten Stellung zu nehmen, wäre ein allfälliger Mangel in der Begründung (d.h. eine Verletzung des rechtlichen Gehörs ) ohnehin geheilt worden. Die Rüge der Verletzung der Begründungspflicht erweist sich damit als unbegründet. 42 BGer, Urteil 6P.55/2001/6S.267/2001 vom 26.6.2001 E. 1a mit Hinweisen; BGE 133 I 270 E. 3.1; 129 I 232 E. 3.2 43 Merkli/Aeschlimann/Herzog, a.a.O., Art. 52 N. 8 44 Merkli/Aeschlimann/Herzog, a.a.O., Art. 52 N. 11 Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 24 von 68 7. Verletzung des Legalitätsprinzips im Abgaberecht 7.1 Die Beschwerdeführerin macht geltend, die abgaberechtlichen Grundsätze, wonach öffentliche Abgaben in ihren Grund zügen und wesentlichen Elementen durch ein Gesetz im formellen Sinn festzulegen seien, würden durch Art. 80d SHG nicht eingehalten. Namentlich ergebe sich daraus weder die Bemessung der Abgabe noch gehe daraus hervor , wie die „Kosteneffizienz" der Sozialdienste bei der Ausrichtung der wirtschaftlichen Hilfe konkret überprüft werde. Von einer hinreichenden demokratischen A bstützung durch den Gesetzg e- ber könne keine Rede sein. Zu beachten sei auch, dass ein Malus gerade nicht Teil des La s- tenausgleichs sei, sondern es sich um eine eigenständige Abgabe handle, was sich eindeutig aus der Systematik des FILAG ergebe.45 Die Vorinstanz führt dazu aus, das geltende Bonus -Malus-Modell sei in einem breiten fachl i- chen und politischen Prozess ab dem Jahr 2008 entwickelt und kon solidiert worden. Vertreter der Praxis, der Kommunalverbände sowie Experten hätten an dessen Erarbeitung mitgewirkt. Das Modell sei auf breite Akzeptanz gestossen. Im Dezember 2009 hätten sich anlässlich einer Umfrage der Kommunalverbände 93% der bernische n Gemeinden (einwohnergewichtet gar 97%) für das Modell ausgesprochen. Sowohl das Bonus -Malus-System als auch die B e- rechnungsformel für die Kosteneffizienz der Sozialdienste seien somit demokratisch legit i- miert.46 7.2 Alle grundlegenden und wichtigen Rechtssätz e des kantonalen Rechts sind in der Form des Gesetzes zu erlassen. Dazu gehören Bestimmungen über den Gegenstand von Abgaben, die Grundsätze ihrer Bemessung und den Kreis der Abgabepflichtigen mit Ausna h- me von Gebühren in geringer Höhe (Art. 69 Abs. 4 Bst. d KV). Das Gesetz kann die Komp e- tenz zur Festlegung einer Abgabe an eine nachgeordnete Behörde delegieren. In diesem Fall muss das Gesetz jedoch zumindest folgende Punkte umschreiben: 1. den Kreis der Abgabepflichtigen; 2. den Gegenstand der Abgabe (d.h. den abgabebegründenden Tatbestand); 3. die absolute Höhe der Abgabe, wenigstens aber die Bemessungsgrundlagen; 4. die Ausnahmen von der Abgabepflicht, soweit solche bestehen sollen. Auch wenn für öffentliche Abgaben demnach nicht in allen Teilen eine detaillierte Regelung auf der Stufe des formellen Gesetzes erforderlich ist, muss die Ordnung mit genügender B e- stimmtheit in rechtssatzmässiger Form festgelegt sein (Erfordernis des Rechtssatzes). Die Voraussetzungen für die Erhebung der Abgabe sind in den einschlägigen Rechtssätzen so 45 Beschwerde vom 10. November 2014, Rz. 39 ff. 46 Beschwerdevernehmlassung vom 18. Mai 2015, Ziff. 2.2 Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 25 von 68 genau zu umschreiben, dass der rechtsanwendenden Behörde kein übermässiger Spielraum verbleibt und die möglichen Abgabepflichten für die Betroffenen hinreichend voraussehbar sind. Welche Anforderungen dabei zu stellen sind, hängt von der Natur der jeweiligen Materie ab.47 7.3 Vorliegend findet sich die Grundlage für die Ausrichtung eines Bonus oder die Entric h- tung eines Malus im SHG in den Bestimmungen zum anrechenbaren Aufwand der Gemei n- den im Lastenausgleich (Art. 80d bis 80g SHG). - Aus Art. 80d Abs. 1 und 2 SHG geht hervor, dass die GEF jährlich die Wirkungen und Leistungen der Sozialdienste beurteilt, wobei insbesondere die Kosteneffizienz der Sozialdienste bei der Ausrichtung der wirtschaftlichen Hilfe massgebend ist. - Art. 80e Abs. 1 SHG legt fest, dass die Kosteneffizienz mittels Vergleich der tatsächli- chen Aufwendungen für die wirtschaftliche Hilfe pro Einwohner mit den um strukturelle Faktoren korrigierten Aufwendungen (Vergleichswert) ermittelt wird. - Der Kreis der Abgabepflichtigen wie auch der abgabebegründende Tatbestand werden in Art. 80d Abs. 4 SHG definiert . Danach entrichten Gemeinden, die Trägerschaft e i- nes Sozialdienstes sind und deren Sozialdienst im Durchschnitt während dreier Jahre Sozialhilfeaufwendungen pro Einwohner von mehr als 30 Prozent über dem kanton a- len Durchschnitt (Vergleichswert) aufweist, dem Kanton einen Malus. - Die Bemessungsgrundlage für den Malus findet sich in Art. 80f Abs. 2 SHG: Danach beträgt der Malus zehn Prozent des Betrags, um den die tatsä chlichen Aufwendungen den auf die gesamte Einwohnerzahl hochgerechneten Vergleichswert überschritten haben, jedoch maximal 20 Franken pro Einwohner. - Die Bestimmung der strukturellen Faktoren sowie der konkreten Methode für die E r- mittlung der Ergebnisse we rden gemäss Art. 80e Abs. 2 SHG an den Regierungsrat delegiert. Art. 80d bis 80f SHG definieren damit die erforderlichen Punkte (den Kreis der Abgabepflichti- gen, den abgabebegründenden Tatbestand und die Bemessungsgrundlagen). Sie legen in s- besondere auch fest, dass die Kosteneffizienz eines Sozialdienstes durch einen Vergleich der effektiven Kosten eines Sozialdienstes mit einem zu ermittelnden Sollwert (Vergleichswert) überprüft werden soll und dass dieser Vergleichs- bzw. Sollwert den um strukturelle Faktoren 47 Tschannen/Zimmerli/Müller, Allgemeines Verwaltungsrecht, 4. Auflage 2014, § 59 Rz. 1-4, mit Hinweisen etwa auf BGE 123 I 248 E. 2 S. 250; BGE 126 I 180 E. 2a/bb S. 183 Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 26 von 68 korrigierten Aufwendungen entspricht. Dementsprechend stellen die Art. 80d bis 80f SHG eine genügende gesetzliche Grundlage für die Entrichtung eines Malus dar. Somit erweist sich die Rüge der Verletzung des Gesetzmäs sigkeitsprinzips im Abgaberecht als unbegründet. 8. Verletzung der Delegationsnorm in Art. 80e Abs. 2 SHG 8.1. Die Beschwerdeführerin bringt vor, als Vergleichswert definier e Art. 80e Abs. 1 SHG die „um strukturel le Faktoren korrigierten Aufwendungen" für die Sozialhilfe. Dem Gesetzg e- ber sei zwar bewusst gewesen, dass es sich beim Verg leichswert um eine theoretische Grös- se handle, er sei aber davon ausgegangen, dass sich ein solcher Vergleichswert bezogen auf das gesamte Kantonsgebiet exakt bestimmen lasse. Ent sprechend habe er auch nicht von einem Schätzwert gesprochen. In der parlamentarischen Debatte im Grossen Rat sei zudem explizit auf die Wichtigkeit hingewiesen worden, einen Vergleichswert zu schaffen, welcher tatsächlich die strukturellen Einflüsse auf d ie Sozialhilfekosten korrigieren könne. Das Parl a- ment habe Art. 80d und 80e SHG demnach unter der Annahme zugestimmt, es lasse sich tatsächlich ein objektiver und zuverlässiger Vergleichswert berechnen. Die umfangreichen und (kosten-)aufwändigen Arbeiten am Bonus-Malus-System und insbesondere die Untersuchu n- gen der Firma Ecoplan hätten nun aber gezeigt, dass ein objektiver Vergleichswert utopisch sei. So würden die Schwächen des Modells im Bericht von Ecoplan deutlich: Von potentiell 22 in Frage kommenden und getesteten Variablen seien nur deren vier signifikant und damit verwendbar – was freilich in keiner Weise den Umkehrschluss zulasse, dass die weiteren g e- testeten strukturellen Faktoren ohne Einfluss auf die Sozialhilfekosten seien. Der richtige Schluss aus diesen Tests wäre gewesen, die ganze Übung abzubrechen. Gerade die Tests von Ecoplan würden nämlich zeigen, dass die Sozialhilfeabhängigkeit und die damit unmittel- bar zusammenhängenden Sozialhilfekosten ein multikausales Problem seien, welches sich nicht auf vier Faktoren beschränken lasse und von denen ein Faktor ( EL-Bezüger) noch nicht einmal eine Kausalität aufweise. Vielleicht wäre in einem Kanton mit weniger grossen strukt u- rellen Unterschieden ein besseres Erklärungsmodell denkbar – für den Kanto n Bern sei die Ermittlung eines objektiven Verg leichswerts (gestützt auf die bestehende Daten lage) jedoch nicht möglich gewesen. Indem trotz der eigentlich klaren Erkenntnis, keinen zuverlässigen Vergleichswert im Sinne von Art. 80e SHG ermitteln zu können , eine für die Ermittlung der Kosteneffizienz ungeeignete Verordnungsbestimmung erlassen worden sei, sei der durch die Delegationsnorm von Art. 80 Abs. 2 SHG gewährte Rechtsetzungsrahmen verlassen worden . Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 27 von 68 Damit könne sich Art. 41b SHV nicht auf eine hinrei chende gesetzliche Grundlage abstützen, weil nur ein grober Schätzwert anstelle eines eigentlichen Vergleichswertes vorgesehen sei.48 8.2. Gemäss Art. 80e Abs. 2 SHG regelt d er Regierungsrat durch Verordnung, welche strukturellen Faktoren in die Berechnung mit einbezogen und wie die Ergebnisse ermittelt werden. Der Regierungsrat ist demnach ermächtigt und verpflichtet, ein konkretes Modell für die Bestimmung der Kosteneffizienz und die Berechnung des Bonus und Malus zu entwickeln. Der Regierungsrat hat Art. 80e Abs. 2 SHG mit Erlass der Art. 41b und 41c sowie Anhang 6 der SHV umgesetzt. Die insbesondere in Art. 80d SHG formulierte politische Zielsetzung wird von der SHV in dem Sinne konkretisiert, als dass nur dann ein Malus verfügt wird, wenn die Grenze überschritten wird und demgegenüber auf einen Malus bei Unterschreitung des Min i- malbetrags von CHF 180.00 oder begründeten Abweichungen im Sinne von Art. 41c SHV verzichtet wird.49 Die Beschwerdeführerin rügt, entgegen der Delegation sehe die Umsetzung des Regierung s- rates keinen eigentlichen Vergleichswert, sondern nur ein en groben Schätzwert vor, weswe- gen die Verordnungsbestimmungen für die Ermittlung der Kosteneffizienz untaugl ich seien . Grundsätzlich ist unbestritten, dass die Delegation in Art. 80e Abs. 2 SHG die Erarbeitung eines tauglichen Berechnungsmodells zum Inhalt hat. Ob das Berechnungsmodell im Einzel- nen für die Ermittlung der Kosteneffizienz tauglich ist, beschlägt jedoch eine andere Frage als diejenige der Einhaltung des Delegationsrahmens . Die Frage der Tauglichkeit des gewählten Modells und insbesondere auch die Festlegung des Vergleichswertes werden in Erwägung 11 hiernach ausführlich behandelt. Es ist jedoch fest zuhalten, dass das vom Regierungsrat aus- gearbeitete Modell keineswegs auf den ersten Blick untauglich ist. Vielmehr zeugt das Modell davon, dass es in einem sorgfältigen und langen Prozess erarbeitet und versucht wurde, alle massgebenden und verfügbaren Fa ktoren zu berücksichtigen. Auch die Sachverständigen attestieren, dass der Schritt der Auswahl der Variablen von Ecoplan gemäss dem Stand guter Praxis ausgeführt worden sei und die Erarbeitung des Regressionsmodells den Standards der guten Praxis entspreche.50 Dementsprechend erwiesen sich im vorliegenden Verfahren auch eingehende Untersuchungen, darunter die Anordnung eines Gutachtens, als notwendig, um die Tauglichkeit des gewählten Modells beurteilen zu können. 8.3. Somit ist festzuhalten, dass die Tauglichkeit des Vergleichswertes und damit die Taug- lichkeit des Modells an sich zwar fraglich und zu prüfen ist, die SHV jedoch kein offensichtlich untaugliches Modell für die Ermittlung der Kosteneffizienz vorsieht. Eine Verletzung der Dele- 48 Beschwerde vom 10. November 2014, S. 15 ff., Rz. 43 ff. 49 Vgl. Gutachten Proff. B.___ / E.___, Kosteneffizienz der Sozialdienste des Kantons Bern: Beurteilung der statis- tischen Fragen zum Bonus-Malus-System vom 30. August 2016, S. 12 f. Rz. 31 50 Gutachten Proff. B.___ / E.___, a.a.O., S. 9 Rz. 23 und S. 10. Rz. 24 Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 28 von 68 gationsnorm in Art. 80e Abs. 2 SHG ist demnach zu verneinen und die entsprechende Rüge abzuweisen. 9. Rechtsfehlerhafte Berechnung 9.1. Die Beschwerdeführerin rügt, gemäss Art. 80d Abs. 3 SHG seien für die Berechnung eines allfälligen Bonus oder Malus die Aufwendungen „während dreier Jahre“ massgebend. Zwar sehe Ziff. 12 der Übergangsbestimmungen zum FILAG vor, dass bereits im Jahr 2014 eine Berechnung aufgrund der Daten aus den Jahren 2012 und 2013 erfolg e. Diese Besti m- mung geh e aber von einem Einbezug in die Lastenausgleichsb erechnung 2015 aus – was von der Vorinstanz noch nicht einmal ansatzweise erwogen worden sei. Wenn nun aber die Vorinstanz Ziff. 12 der Übergangsbestimmun gen des FILAG als nicht anwendbar erachte , bedeute dies gleichzeitig, dass eben erst auf dreijähriger Datenlage ein Malus verfügt werden könne. Die Berechnung der Vorinstanz widerspreche entweder Art. 80d Abs. 3 SHG (dreijä h- rige Datenlage) oder Ziff. 12 der Übergangsbestimmungen zum FILAG (Einbezug in die La s- tenausgleichsberechnung 2015) und erweise sich demnach als rechtsfehlerhaft.51 Die Vorinstanz hält dem entgegen, sie habe die Berechnung der Kosteneffizienz der Sozia l- dienste im Jahr 2014 für die Jahre 2012 und 2013 gemäss Ziffer 12 der Übergangsbesti m- mungen zum FILAG durchgeführt. Der Saldo der Boni-Mali-Beträge werde im Jahr 2015 in die Lastenausgleichsabrechnung einbezogen. Die massgebenden rechtlichen Bestimmungen bei der Berechnung der Kosteneffizienz seien damit korrekt angewendet worden. Ein Fehler in der Berechnung der Kosteneffizienz sei weder ersichtlich noch nachgewiesen.52 9.2. Ziff. 12 der Übergangsbestimmungen des FILAG lautet wie folgt: Ein Bonus oder M a- lus gemäss Artikel 80d ff. SHG wird erstmals im Jahre 2014 aufgrund der Daten aus den Ja h- ren 2012 und 2013 ermittelt und gemäss Art . 82 Absatz 3 SHG in die Lastenausgleichsa b- rechnung des Jahres 2015 einbezogen.53 Art. 80d Abs. 3 SHG hat folgenden Inhalt: Der Kan- ton richtet denjenigen Gemeinden, deren Sozialdienst im Durchschnitt während dreier Jahre Sozialhilfeaufwendungen pro Einwohner von mehr als 30 Prozent unter dem kantonalen Durchschnitt (Vergleichswert) aufweist, einen Bonus aus. Das SHG enthält zudem eine mit Ziff. 12 der Übergangsbestimmungen des FILAG identische Bestimmung.54 9.3. Die Vorinstanz hat mit Verfügung vom 9. Oktober 2014 die Kosteneffizienz des Sozial- dienstes Y für die Jahre 2012 und 2013 berechnet und dem Sozialdienst Y einen Malus aufer- 51 Beschwerde vom 10. November 2014, S. 17, Rz. 51 f. 52 Beschwerdevernehmlassung vom 18. Mai 2015, S. 3 Ziff. 2.3 53 FILAG, Art. T3-1 der Übergangsbestimmungen der Änderung vom 01.02.2011 54 SHG, Art. T1-1 der Übergangsbestimmungen der Änderung vom 01.02.2011 Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 29 von 68 legt. Dieser Malus sollte im Jahr 2015 in die Lastenausgleichsabrechnung einbezogen wer- den. Dieses Vorgehen entspricht den am 1.1.2012 i n Kraft getretene n Übergangsbestimmungen des FILAG und des SHG. Diese Übergangsbestimmungen wurden genau für die vorliegende Konstellation erlassen und gehen demzufolge Art. 80d Abs. 3 SHG vor; jene Bestimmung ist erst nach der Übergangsphase, d.h. erst ab dem Jahr 2015, anzuwenden. Deswegen ist un- beachtlich, dass die Berechnung für das Jahr 2014 Art. 80d Abs. 3 SHG widerspricht. Damit erweist sich die Rüge der mangelhaften Berechnung als unbegründet und ist abzuwe i- sen. 10. Verletzung des Rückwirkungsverbots 10.1. Die Beschwerdeführerin rügt, der Regierungsrat habe am 30. Oktober 2013 die Sozial- lastfaktoren in Art. 41b SHV geändert. D a diese Änderung praktisch am Ende des für die vo r- liegend angefochtene Verfügung massgebenden Zeitraums erfolgt sei (massgebend seien die Daten der Jahre 2012 und 2013), habe sie keine Zeit gehabt, sich die Auswirkungen des Sys- tems zu vergegenwärtigen und allenfalls gestützt darauf sinnvolle Dispositionen zu treffen (z.B. von einem zulässigen System der Berechnung der Leerwohnungsziffer zu einem and e- ren zulässigen System zu wechseln). Die neuen Normen fänden damit auf einen Sachverhalt Anwendung, welcher sich vor ihrem Erlass ereignet habe; es handle sich mithin um eine sog. Rückwirkung. Eine solche sei grundsätzlich nur zulässig, wenn sie sich begünstigend auswir- ke. Die Vorinstanz hätte zumindest berechnen müssen, ob die Beschwerdeführerin unter Be- rücksichtigung der vor dem 30. Oktober 2013 geltenden Soziallastfaktoren ebenfalls mit e i- nem Malus belastet worden wäre. Die Beschwerdeführerin sei aufgrund des Datenmonopols der Vorinstanz zu einer solchen Berechnung nicht in der Lage.55 Die Vorinstanz hält dem entgegen , sie habe sich bei den Berechnungen der Kosteneffizienz an den im Zeitpunkt der Berechnung geltenden rechtlichen Rahmen mit den entsprechenden Soziallastfaktoren zu halten. Bereits im Rahmen der SHV -Revision 2011 sei transparent d a- rauf hingewiesen worden, dass die unbeeinflussbaren Soziallastfaktoren allenfalls per 2014 geändert würden, da erst dann die relevanten Daten der Differ enzierten Wirtschaftlichen Hilfe (DWH) erstmals vorlägen. Dem Sozialdienst Y sei seit April 2011 bekannt, dass seine (prov i- 55 Beschwerde vom 10. November 2014, S. 17 f., Rz. 53 ff. Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 30 von 68 sorisch berechneten) Bonus -Malus-Werte schlecht seien. Entsprechend hätte ausreichend Reaktionszeit bestanden.56 Die Beschwerdeführerin repliziert, es gehe nicht um die Kostenseite (Wert E), sondern den Vergleichswert G. Die Soziallastfaktoren seien nämlich nicht unbeeinflussbar. Vielmehr hange der Parameter „Leerwohnungsziffer“ von der Erhebungsmethode letzterer ab. Hätte sie bereits 2011 gewusst, dass die Leerwohnungsziffer für die Berechnung eines allfälligen Bonus/Malus Berücksichtigung finde, hätte sie bereits früher ihre Erhebungsmethode angepasst.57 10.2. Neues Recht wirkt grundsätzlich in die Zukunft und entfaltet daher in der Regel auch keine Rechtswirkungen auf Sachverhalte, die vor seinem Inkrafttreten abgeschlossen waren. Nehmen Rechtsnormen auf bereits Geschehenes Bezug, besteht die Gefahr, dass die B e- troffenen durch die Rechtsänderung überrascht werden und sic h anders verhalten hätten, wenn ihnen das neue Recht bekannt gewesen wäre. Rückwirkendes Recht kann damit in W i- derspruch zu Rechtssicherheit und Vertrauensschutz geraten. Es besteht auch ein Spa n- nungsfeld zum Legalitätsprinzip, da bereits Geschehenes nicht nach dem im Zeitpunkt des Geschehens geltenden Recht beurteilt wird. Aus diesem Grund sind gewisse Formen der Rückwirkung verboten. Dieser Grundsatz beruht nicht auf einer expliziten Verfassungsgrun d- lage. Es wird aber als rechtsstaatlicher Grundsatz behan delt. Grundsätzlich unzulässig ist die echte Rückwirkung. Eine solche liegt vor, wenn neues Recht auf einen Sachverhalt angewen- det wird, der sich abschliessend vor Inkrafttreten dieses Rechts verwirklicht hat. Die echte Rückwirkung eines Erlasses ist nach der bundesgerichtlichen Praxis nur unter mehreren, k u- mulativ zu erfüllenden Voraussetzungen zulässig : Sie muss im fraglichen Erlass ausdrücklich angeordnet oder klar gewollt, zeitlich mässig und durch triftige Gründe gerechtfertigt sein, und sie darf keine stossenden Rechtsungleichheiten und keinen Eingriff in wohlerJe Rechte bewir- ken. Weiter können „zwingende“, d.h. besonders wichtige Gründe die Anwendbarkeit neuen Rechts verlangen. Als um der öffentlichen Ordnung willen sofort anwendbar sind etwa Teile des Gewässerschutz- und des Umweltrechts zu betrachten. Demgegenüber ist die Rückwi r- kung begünstigender Erlasse grundsätzlich zulässig . Für eine die Adressatinnen und Adre s- saten begünstigende Rückwirkung ist aber zu beachten, dass keine Rechte Dritter beeinträch- tigt werden.58 10.3. Vorliegend sind Art. 41b SHV am 1. Januar 2012 und Art. 41c SHV am 1. Januar 2014 neu in die SHV eingefügt worden. Vom 1. Januar 2012 bis 31. Dezember 2013 und damit während der relevanten Berechnungsperiode enthielt Art. 41b Abs. 1 SHV nur drei Soziallast- 56 Beschwerdevernehmlassung vom 18. Mai 2015, S. 3 Ziff. 2.3 57 Replik vom 28. Oktober 2015, S. 7 Rz. 20 f. 58 Häfelin/Müller/Uhlmann, Allgemeines Verwaltungsrecht, 7. Auflage 2016, § 5 Rz. 266 ff. mit Hinweisen etwa auf BGE 138 I 189, 193 f.; 126 V 134, 135; 125 I 182, 186; 124 III 266, 271 f.; 122 V 405, 408; 119 Ia 254, 257 ff.; 113 Ia 412, 425; sowie Merkli/Aeschlimann/Herzog, a.a.O., Art. 25 N. 7, ebenfalls mit Hinweisen Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 31 von 68 faktoren (Ausländeranteil, Anteil an Ergänzungsleistungsbezügern, Bevölkerungsdichte) . Per 1. Januar 2014 wurde Art. 41b SHV dahingehend geändert, dass der Faktor der Bevölk e- rungsdichte gestrichen und die Faktoren Flüchtlingsanteil und Leerwohnungsziffer hinzugefügt wurden. Die Kosteneffizienz der Beschwerdeführerin in den Jahren 2012 und 2013 wurde demnach gestützt auf eine erst nach Ablauf der Berechnungsperiode in Kraft getretene Rege- lung ermittelt. Eine solche Rückwirkung ist nach d em Gesagten grundsätzlich unzulässig. Die nach der Praxis des Bundesgerichts für eine Ausnahme erforderlichen kumulativ zu erfülle n- den Voraussetzungen liegen nicht vor. Ebenso bleibt unklar und von den Verfahrensbeteili g- ten nicht belegt, ob sich die neue Regelung belastend, begünstigend oder neutral auf die E r- mittlung der Kosteneffizienz der Beschwerdeführerin ausgewirkt hat. Unter diesen Umständen kann jedenfalls nicht von einer rein begünstigenden Neuerung gesprochen werden. Ebenfalls ist unbeachtlich, ob der Beschwerdeführerin bekannt war, dass die unbeeinflussbaren Sozial- lastfaktoren allenfalls [sic] per 2014 geändert würden . Massgebend ist der Zeitpunkt des ta t- sächlichen Inkrafttretens der konkreten Änderungen von Art. 41b SHV, mithin der Zeitpunkt der tatsächlichen Änderung der Soziallastfaktoren. 10.4. Die Auswahl der Soziallastfaktoren ( der strukturellen Merkmale) kann einen massge- blichen Einfluss auf die Ermittlung der Kosteneffizienz haben: Die Auswahl der Soziallastfakto- ren ist das Resultat einer umfassenderen Datenanalyse einer deutlich grösseren Zahl potenti- ell wichtiger Einflussgrössen. Aus einer längeren Liste von Variablen mussten jene ausge- wählt werden, die sich für einen hohen Erklärungsgehalt des Modells als nützlich erweisen , unter Berücksichtigung der Datenverfügbarkeit. 59 Je nachdem, welche Soziallastfaktoren ge- wählt werden und in welcher Form sie in das Berechnungsmodell Eingang finden, kann sich das Resultat – d.h. die Aussage zur Kosteneffizienz und die Anordnung eines Bonus oder Malus – erheblich verändern.60 Die Beschwerdeführerin hätte somit zumindest während der beurteilungsrelevanten Periode vom 1. Januar 2012 bis am 31. Dezember 2013 wissen müs- sen, welche Faktoren für die Ermittlung der Kosteneffizienz sowie für die Berechnung eines allfälligen Bonus oder Malus relevant sind, um allenfalls noch Einfluss auf das Ergebnis ne h- men zu können (z.B. durch eine andere Handhabung des Ermessens, wie durch die V o- rinstanz selber angeregt). Auch die Ausführungen der Beschwerdeführerin zur Er hebung der Leerwohnungsziffer sind nicht von der Hand zu weisen : Je nachdem, welche der zulässigen Methoden bzw. welche Methodenkombination gewählt werden, können sich die Ergebnisse erheblich unterscheiden. Solange das BFS verschiedene Methoden bzw. deren Kombination akzeptiert, steht die Wahl der Methode oder Methodenkombination den Gemeinden jedoch 59 Gutachten Proff. B.___ / E.___, a.a.O., S. 7 Rz. 16 60 Vgl. dazu Erwägung 11 sowie Gutachten Proff. B.___ / E.___, a.a.O., S. 9 f. Rz. 23, S. 11 Rz. 27 und S. 15 Rz. 40 Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 32 von 68 frei, auch wenn diese Wahl den primären Zweck verfolgt, eine möglichst hohe Leerwohnungs- ziffer zu erreichen (vgl. dazu Erwägungen 5 und 11). 10.5. Damit erweist sich die Rüge der unzulässigen Rückwirkung als begründet und Art. 41b SHV wäre in seiner alten Fassung, in Kraft vom 1. Januar 2012 bis 31. Dezember 2013, an- zuwenden. Eine entsprechende Neuberechnung erweist sich jedoch als entbehrlich, weil das in Art. 41b und Art. 41c sowie Anhang 6 der SHV verankerte Regressionsmodell aus anderen Gründen nicht anzuwenden ist, wie die nachfolgenden Ausführungen zeigen. 11. Willkür in der Rechtsetzung und Rechtsgleichheit – konkrete Normenkontrolle 11.1. Argumentation der Verfahrensbeteiligten Willkürverbot 11.1.1 Die Beschwerdeführerin macht geltend, der Kanton Bern habe versucht, mittels einer statistischen Formel die Effizienz von Sozialdiensten zu beurteilen. Die Idee, ohne Betrac h- tung des Einzelfalls durch blosses Multiplizieren und Addieren von Faktoren ein mathemat i- sches Ergebnis zur Trennung der „ guten“ von den „schlechten“ Sozialdiensten entspreche nicht den Grundsätzen eines Rechtsstaates: Ein Rechtsstaat zeichne sich vielmehr dadurch aus, dass der Einzelfall analysiert werde. Besonders stossend sei, dass mit Art. 41c SHV eine eigentliche Beweislastumkehr erfolge: Halte ein Sozialdienst den ermittelten Verg leichswert nicht ein, so habe nicht der Kanton nachzuweisen, dass der Sozialdienst ineffizient arbeite (er könnte dies freilich mit einem blossen Erklärungsmodell für Sozialhilfekosten auch gar nicht ), sondern der Sozialdienst müsse nachweisen, dass andere als die in Art. 41b SHV aufgefüh r- ten Faktoren ursächlich für die Abweichung vom Vergleichswert seien. Ein solcher Nachweis könne die Gemeinde praktisch nicht erbringen, weil sie die statistische Signifikanz von Variab- len nicht mit vertretbarem Aufwand untersuchen könne. Sie müsste dazu die Arbeit von Eco- plan für ihr eigenes Gemeindegebiet nochmals durchführen , wobei sie nicht über hinreichend objektivierbare Daten verfüge. Die Formel gemäss Art. 41b und Anhang 6 SHV stelle ein über weite Strecken taugliches Mo- dell dar, um Sozialh ilfekosten bzw. Sozialh ilfeabhängigkeit zu erklären. Das Modell könne rund 76% der Sozialhilfekosten (bezogen auf das gesamte Kantonsgebiet) erklären. Unzuläs- sig und willkürlich sei jedoch der Umkehrschluss, dass alles, was das Modell nicht zu erklären vermöge, der Effizienz oder der Ineffizienz eines Sozialdienstes zuzuschreiben sei. Der gröss- te Teil der Kosten eines Soziald ienstes sei nicht beeinflussbar , sondern hänge von äussern Faktoren ab. Es sei willkürlich, aus der Abweichung vom Vergleichswert auf die Effizienz von Sozialdiensten zu schliessen. Beliebig andere Fakto ren könnten für diese Abweichung ur-Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 33 von 68 sächlich sein. Für die Beschwerdeführerin gelte freilich die Besonderheit, dass die Abwe i- chung durch die Verwendung der korrekten Leerwohnungsziffer schlüssig erklärt werden kön- ne. Wie willkürlich der Schluss von einer Abweichung vom Schätzwert auf die Kostenineffizi- enz eines Sozialdienstes sei , zeige im Übrigen die Tatsache, dass keine der an den Sozia l- dienst Y angeschlossenen Gemeinden einen Malus zu entrichten hätte, wenn die Soziallas t- faktoren lediglich bezogen auf die jeweiligen Gemeindegebiete berechnet und mit dem in der jeweiligen Gemeinde anfallenden skalierten Aufwand verglichen würde. Dass der Sozialdienst Y für die Anschlussgemeinden, nicht aber für die Sozialhilfebezüger aus dem Gemeindegebiet von Y kosteneffizient arbeite, glaube (hoffentlich) selbst die Vorinstanz nicht. Auch die Festsetzung der Soziallastfaktoren in der Berechnungsformel von Art. 41b SHV sei willkürlich: Die Quote der Ergänzungsleistungsbezüger sei eine Variable, die zwar mit der So- zialhilfequote korreliere, jedoch keine Kausalität aufweise: Wer von (sozialversicherungsrecht- lichen) Ergänzungsleistungen profitiere, sei in der Regel gerade nicht auf Sozialhilfe angewi e- sen. Aus rechtlicher Sicht sei ein Kausalzusammenhang jedoch unerlässlich. Die Variable der Leerwohnungsziffer sodann genüge den Anforderungen an ein statistisches Erklärungsmodell nicht, da die Daten nicht manipulierbar sein dürften. Vorliegend hänge die Leerwohnungsziffer aber stark vom gewählten Berechnungsmodell ab. Eine verbindliche Vorgabe für die Erh e- bung des Leerwohnungsbestandes in einer Gemeinde existiere nicht. Das BFS habe bestä- tigt, dass für die Leerwohnungsstatistik schlicht die Eingaben der Gemeinden übernommen würden, die Art der Erhebung spiele dabei keine Rolle. Das BFS interveniere nur, wenn die Eingabe schlichtweg unplausibel erschein e. Eine Veränderung der Leerwohnungsziffer um über 250% (d.h. um das dreieinhalbfache!) bei einzelnen Sozialdiensten sei für das BFS noch kein Grund, diese Eingaben zu hinterfragen. Auch die Variable des Ausländeranteils könne im sehr heterogenen Kanton Bern zu einem verzerrten Bild führen: Insbesondere für die Touri s- tikgebiete des Kantons sei davon auszugehen, dass Ausländerinnen und Ausländer deutlich weniger stark unterstützungsbedürftig seien als in industrialisierten Regionen. Dementspre- chend seien die touristisch ausgerichteten Gebiete im Berner Oberland praktisc h durchg e- hend im Bonus-Bereich angesiedelt. Ecoplan habe in ihrem Schlussbericht noch ganz andere exogene Faktoren als in Art. 41b SHV aufgelistet, um die Sozialhilfekosten bei der wirtschaftli- chen Hilfe zu begründen. Auch eine Studie des Büro s für Arbeits- und Sozialplanerische Stu- dien (BASS) komm e zu ganz anderen Schlüssen als Ecoplan, wobei insbesondere darauf hingewiesen werde, dass die Einflussfaktoren regional stark unterschiedlich sein könnten. Die Festlegung der Modell-Parameter (die in die Formel e ingehenden konkreten Frankenb e- träge zur Bewertung der einzelnen strukturellen Faktoren ) und des Mindestbetrags von CHF 180.00 seien nicht nachvollziehbar. Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 34 von 68 Schliesslich erweise sich auch die Behauptung in der Ecoplan-Studie, wonach der Vergleich der geschätzten und effektiven Kosten eine relativ genaue Vorhersage der Schätzwerte die tatsächlichen Pro-Kopf-Kosten erkennen lasse, als kühn. Die Aussage, dass das verwendete Modell die strukturellen Voraussetzungen einer Gemeinde verhältnismässig gut abbilde, se i unwissenschaftlich und insofern auch willkürlich.61 11.1.2 Die Vorinstanz hält dem entgegen, bei der Beurteilung der Effizienz der Sozialdienste sei eine individuelle Wirtschaftlichkeitsprüfung wegen der grossen Anzahl Sozialdienste nicht zu bewältigen, weswegen ein multiples Regressionsmodell entwickelt worden sei. Dieses be- rücksichtige mit hinreichender Gewissheit die relevanten Strukturfaktoren und erlaube ein v a- lides Benchmarking. Ein Erklärungsgehalt von 0.76 sei für eine empirische Querschnittsanaly- se ein hoher Wert. Die zur Identifizierung der erklärenden Variablen verwendete Methode sei in der empirischen Analyse weit verbreitet. Dabei würden jene Variablen ausgeschlossen, die die Sozialhilfeko s- ten pro Einwohner nicht in genügender Weise erklären könnten. Gewisse erklärende Variab- len müssten zudem aufgrund mangelnder Verfügbarkeit oder Datenqualität verworfen werden. Eine Gemeinde könne gemäss Art. 41c SHV ihre Kosten mit einem im Schätzmodell ni cht berücksichtigten lokalen Faktor erklären. Die Behauptung der Beschwerdeführerin, wonach die Abweichung der effektiven von den g e- schätzten Kosten praktisch nie mit der Effizienz des Sozialdienstes zusammenhänge, werde durch die ersten Ergebnisse der So zialhilferechnung 2014 widerlegt: Im Jahr 2014 hätten von den 13 Sozialdiensten, die in der Bonus -Malus-Berechnung 2013 am schlechtesten abg e- schnitten hätten, 85% (11 Sozialdienste) sinkende Nettokosten aufzuweisen, bei den restl i- chen Sozialdiensten sei di es lediglich bei 51% der Fall . Die Beschwerdeführerin habe ihre Nettokosten gegenüber dem Jahr 2013 um CHF 1.29 Mio. oder 12% senken können. Die Bo- nus-Malus-Berechnung sei demnach stichhaltig und die Sozialdienste könnten zumindest ei- nen Teil der Nettokost en beeinflussen und die Kosteneffizienz mit geeignete n Massnahmen verbessern.62 11.1.3 Die Beschwerdeführerin erwidert in ihrer Replik , die Vorinstanz gestehe implizit ein, dass sich der Erklärungsgehalt von 76% der Sozialhilfekosten auf den ganzen Kanton B ern (und nicht auf eine einzelne Sozialdienstregion) bezieh e. Das Modell sei damit nicht in der Lage, regionale Unterschiede – wie etwa zwischen dem tourismusgeprägten N und dem O – angemessen zu berücksichtigen. Die Aussage der Vorinstanz, wonach die durch die vier S o- ziallastfaktoren nicht erklärbaren restlichen 24% der effektiven Sozialhilfekosten grösstenteils 61 Beschwerde vom 10. November 2014 62 Beschwerdevernehmlassung vom 18. Mai 2015 Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 35 von 68 durch die Kosteneffizienz der Sozialdienste beeinflusst würden , sei aus wissenschaftlicher Sicht unhaltbar. Für diesen Umkehrschluss auf die K osteneffizienz gebe es keinen logischen Ansatzpunkt. Auch aus den allgemein zugänglichen Berichten von Ecoplan lasse sich kein solcher Umkehrschluss ableiten. Eine deutliche Abweichung vom statistischen Erwartung s- wert bedeute aus wissenschaftlicher Sicht z unächst einzig, dass eine statistische Auffälligkeit vorliege. Dies gelte für den Sozialdienst N, der bei rund 20% der statistisch erwarteten Kosten liege genauso wie für den Sozialdienst Y, der über dem statistischen Erwartungswert liege. Auf welchen exogenen oder internen Fakto ren die Abweichung beruh e, könne das Modell – wie jedes rein statistische Modell – nicht beantworten. Um bei einer statistischen Abweichung auf ein ungenügendes Kostenbewusstsein schliessen zu können, müssten in einem zweiten Schritt die Dossierkosten als einer der wichtigsten Indikatoren in Betracht gezogen werden. Lägen diese – wie bei der Beschwerdeführerin der Fall – im kantonalen Durchschnitt, spreche aus wissenschaftlicher Sicht vieles dafür, dass nicht eine mangelnde Kosteneff izienz ursäch- lich für die statistische Abweichung sei, sondern andere exogene Faktoren, welche nicht durch die Soziallastfaktoren gemäss SHV abgebildet würden. Es sei nochmals betont, dass die fehlende statistische Signifikanz der 18 geprüften, aber verwor fenen Variablen nicht b e- deute, dass die entsprechenden Faktoren keinen Einfluss auf die Sozialhilfekosten in einer Sozialdienstregion hätten. Die getesteten (und verworfenen) Variablen könnten für einzelne Gemeinden durchaus von Bedeutung sein. Die Beschwerdeführerin sehe die effektiven Kosten als sinnvolle Vergleichsgrösse an. Nur zeige der Vergleich der effektiven Kosten pro Dossier, dass diese beim Sozialdienst Y mit +2,1% insgesamt nur geringfügig über dem kantonalen Durchschnitt lägen und sogar um eini- ges tiefer seien als die effektiven Kosten pro Dossier der Bonus-Sozialdienste P (+26,9%) und Q (+46,7%). Indem die Vorinstanz auf der Kostenseite einzelne Kostenpositionen des Sozia l- dienstes Y in den Vergleich zum kantonalen Durchschnitt stell e, unterg rabe sie selbst ihre Berechnungen des Wertes E63. Ein Nachweis, dass der Sozialdienst Y bei den Dossierkosten insgesamt negativ au ffalle, könne der Vorinstanz nicht gelingen, ohne die Berechnungsm e- thode von E gemäss Berechnungsformel in Anhang 6 zur SHV gru ndsätzlich in Frage zu stel- len. Im Übrigen hätten die Berechnungen der Beschwerdeführerin gezeigt, dass auch bei durchschnittlichen SIL-Kosten ein Malus resultiert hätte. Zusammenfassend würden weder die Formel gemäss Anhang 6 SHV noch die Auswertung der D ossierkosten den Schluss zula s- sen, der Sozialdienst Y arbeite kostenineffizient. Angesichts der durchschnittlichen Kosten pro Dossier (entsprechend dem skalierten Wert E) erschein e es aus wissenschaftlicher Sicht als überwiegend wahrscheinlich, dass für di e statistische Abweichung exogene Faktoren ursäc h- lich seien. 63 Skalierte effektive Pro-Kopf-Kosten der betreffenden Sozialdienstregion (SD) abzüglich Platzierungskosten und Kosten für vorsorgliche ambulante Massnahmen der SD Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 36 von 68 Es lägen besondere Faktoren nach Art. 41c SHV vor, weswegen der Vergleichswert G 64 (CHF 308.95/Einwohner) keine adäquate Aussage zu ihrer Soziallast mache. Dies lasse sich nicht mit den Argumenten widerlegen, der Wert G und damit auch die Soziallast der Be- schwerdeführerin liege unter dem kantonalen Durchschnitt , der Wert G werde ja gerade b e- stritten. Die Beschwerdeführerin könne aufgrund der qualitativ und quantitativ ungenügenden Datenlage unmögli ch eine statistische Signifikanz der von ihr geltend gemachten Faktoren nachweisen. Für die Anwendung von Art. 41c SHV müsse deshalb genügen, wenn aufgezeigt werden könne, dass die Soziallastfaktoren gemäss SHV die Ausgangslage einer Sozialdienst- region nur ungenügend wiedergäben. Dies sei bei der Beschwerdeführerin eindeutig der Fall. So weise die Beschwerdeführerin eine vergleichbare rechnerische Soziallast wie die Gemei n- de Gstaad (CHF 251.00) auf, während die nur 8 Minuten mit dem öffentlichen Verkehr entfern- te Stadt L eine um den Faktor 3 höhere rechnerische Soziallast aufweise. Dies zeige die o f- fensichtliche Inadäquanz des Wertes G für die Beschwerdeführerin. Die Argumentation der Vorinstanz, die sieben anderen , vom Gemeindetypus her als „Zen t- rum" eingeordneten Sozialdienste würden keinen Malus aufweisen, sei wenig logisch: Gerade der Vergleich mit den anderen Zentren zeige, dass der Vergleichswert G bei der Gemeinde Y die tatsächliche Soziallast nicht adäquat wiedergebe. Die anderen Zentren dü rften im Durc h- schnitt deutlich höhere Vergleichswerte aufweisen (namentlich die von Y am nächsten liegen- den Zentren Bern [CHF 557.00] und L [CHF 925.00] sowie das strukturell vergleichbare Zen t- rum M [CHF 529.00]). Der von der Beschwerdeführerin geltend gem achte exogene Faktor betreffe im Übrigen nicht die Zentrumsrolle der Gemeinde Y, sondern die Nähe zu den beiden Städten Bern und L. Die Beschwerdeführerin habe nie bestritten, dass der Einsatz von statistischen Modellen für die empirische Analyse mit ansc hliessender Prädiktion ein sinnvolles und taugliches Mittel darstellen könne. Beispielswese seien statistische Erklärungsmodelle für die Bestimmung ausgleichsberechtigter Lasten durchaus sinnvoll. Niemals würde man aus diesen Zahlen j e- doch den Umkehrschlus s auf die Kosteneffizienz einer Gemeinde ziehen. Demensprechend lasse sich das Bonus-Malus-System nicht mit den Berechnungsformeln von Finanz - und Las- tenausgleichssystemen, sondern am ehesten mit der von der Vorinstanz erwähnten Wir t- schaftlichkeitsprüfung von Ärzten vergleichen. Letzteres zeige aber die Grenzen eines statisti- schen Modells auf. Der diesbezüglichen strengen Betrachtungsweise durch das Bundesg e- richt halte das vorliegende Bonus-Malus-System bei weitem nicht stand. Aus der positiven Korrelation der vier Soziallastfaktoren zu den Sozialhilfe kosten könne nicht auf die Kosteneffizienz von Sozialdiensten geschlossen werden. Der Kanton Solothurn habe 64 Geschätzte Pro-Kopf-Kosten der betreffenden Sozialdienstregion (abzüglich Platzierungskosten und Kosten für vorsorgliche ambulante Massnahmen) in Franken Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 37 von 68 trotz eines statistischen Erklärungsge halts von 85% auf die Einführung eines Bonus -Malus- Systems in der Sozialhilfe verzichtet, da die Schlussfolgerungen auf die Kosteneffizienz für die dortigen Entscheidungsträger nicht ein leuchtend gewesen seien . Zudem lasse das Modell regionale Unterschiede, wie sie im Kanton Bern eindeutig beständen, unbeachtet. Angesichts der ausgesprochen grossen Abweichungen zwischen dem Vergleichswert G und dem effekt i- ven Wert E bei den tourismusgeprägten Oberlandgebieten sei nur schwer vorstellbar , dass eine statistische Signifikanz einer Regionen-Variablen für das Oberland nicht nachweisbar sei. Es wäre interessant zu wissen, wie sich die Vorinstanz eine Abweichung von rund 80% der Kosten beim Sozialdienst N erklären könne. Es dürfe als einigermassen beachtliches Erge b- nis bezeichnet werden, wenn ein Sozialdienst nur 20% der vorausg esagten Kosten verurs a- che. Gravierender noch als die willkürliche Festlegung des Mindestbetrags für den Wert G von CHF 180.00 erweise sich die willkürliche Festlegung der Multiplikationsfaktoren in der Formel gemäss Anhang 6 SHV (Faktor 1‘048 für den Anteil Ausländer; Faktor 6‘485 für den Anteil EL- Bezüger, Faktor 3 ‘851 für die Leerwohnungsziffer und Faktor 11 ‘243 für den Anteil vorläufig Aufgenommener). Die Armutsfaktoren in anderen Kantonen (namentlich im Kanton Solothurn) seien mit ganz anderen Zahlen multipliziert worden, ohne dass für diese Unterscheidung eine wissenschaftliche Begründung ersichtlich wäre. Die sinkenden Kosten des Sozialdienstes Y sodann seien in erster Linie auf die vom Regie- rungsrat auf den ersten 1. Januar 2014 ein geführten Ang ebots- und Struktu rüberprüfungs- massnahmen (ASP -Massnahmen) und den Kürzungen im Bereich der Integrationszu lagen zurückzuführen. Die Beschwerdeführerin gehe davon aus, dass diese Massnahmen bei allen Sozialdiensten zu sinkenden Gesamtausgaben geführt hätten. Sollten die Kosten des Sozia l- dienstes Y überdurchschnittlich gesunken sein, wäre dies höchstens ein Bel eg für den grund- sätzlich kostenbewussten Umgang mit öffentlichen Geldern durch den Sozialdienst Y. An die- sem kostenbewussten Umgang habe die Einführung des Bonus-Malus-Systems aber weder in die eine noch in die andere Richtung etwas geändert. Schliesslich würden entsprechend der Argumentation der Vorinstanz sowohl die EL-Quote als auch die Sozialhilfekosten positiv mit dem Armutsrisiko in einer Gemeinde korrelieren. Eine Gemeinde, welche über einen hohen Anteil EL -Bezüger verfüge, werde vermutu ngsweise auch einen hohen Anteil Sozialhilfebezüger aufweisen. Werde von einer Grösse (vorliegend: EL-Quote) auf eine korrelierende, aber nicht direkt kausale andere Grösse geschlossen, seien aber allfällige exogene Faktoren in einer Gemeinde, welche sich auf die EL-Quote auswirken, zwingend mitzuberücksichtigen. EL -Bezüger könnten von Gesetzes wegen nur Personen sein, welche eine AHV- oder ein IV-Rente beziehen. Den Grossteil der EL -Bezüger seien da- bei die AHV -Rentner. Sozialhilfe stehe demgegenüber den be dürftigen Personen zu, welche Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 38 von 68 das Rentenalter noch nicht erreicht hätten. W erde von der EL -Quote auf das Armutsrisiko in einer Gemeinde geschlossen, um daraus die zu erwartenden Sozialhilfekosten zu berechnen, müsse deshalb mathematisch -statistisch zwingend eine Korrektur hinsichtlich der demogr a- phischen Bevölkerungsstruktur (konkret: Anteil der über 65 -Jährigen an der Gesamtbevölk e- rung) erfolgen. Die Beschwerdeführerin weise statistisch einen um rund 20% geringeren Anteil an über 65 - Jährigen auf als der ka ntonale Durchschnitt. Der Indikator Armutsrisiko auf Basis der EL - Quote müsse dementsprechend für die Berechnung der zu erwartenden Sozialhilfekosten mit dem Faktor 1.2 korrigiert werden, um ein statistisch adäquates Ergebnis zu erlangen. Bereits diese Korrektur würde ausreichen, damit die Beschwerdeführerin den Malus-Bereich verlas- sen könne.65 11.1.4 In ihrer Duplik führt die Vorinstanz aus, die Herleitung der geschätzten Kosten gemäss Anhang 6 zur SHV und somit auch die Ermittlung der Multiplikationsfaktor en seien mittels e i- nes Regressionsmodells (Ordinary Least Squares Estimation OLS) berechnet worden. Diese in der sozialwissenschaftlichen Statistik bewährte und gängige Methodik, das konkrete g e- wählte Vorgehen sowie die erzielten Ergebnisse seien in zwei B erichten von Ecoplan vom 17. November 2009 und vom 3. Dezember 2013 detailliert beschrieben. Die Bemerkung der Beschwerdeführerin, wonach die Nettokosten des Sozialdienstes Y insgesamt nur geringfügig über dem kantonalen Durchschnitt lägen, sei per se korr ekt, jedoch im fraglichen Kontext vö l- lig irrelevant: Die Höhe der Nettokosten sage eben gerade nichts über die Kosteneffizienz eines Sozialdienstes aus, da die Ausgangslage ausgeblendet werde. Die Kosteneffizienz werde aus der Differenz zwischen den geschä tzten Kosten und den effektiven Kosten ermi t- telt. Wenn die geschätzten Kosten nicht berücksichtigt und lediglich die Nettokosten pro Ei n- wohner analysiert würden, würden grosse Sozialdienste mit hohen Lasten im Kanton Bern kostenineffizient und ländliche kl eine Sozialdienste mit geringen Lasten kosteneffizient arbe i- ten, was jedoch der Realität nicht gerecht würde. Der Umkehrschluss der Beschwerdeführerin, das Modell könne keine regionale Unterschiede erklären, sei nicht nachvollziehbar. Zwar verwende das Schätzmodell keine regionale Variab- le, die Regionalität werde jedoch durch die vier Soziallastfaktoren berück sichtigt. Die B e- schwerdeführerin zeige nicht auf, welche zusätzlichen exogenen Faktoren ursächlich seien für ihre statistische Abweichung. Auch be lege sie nicht, dass bei durchschnittlichen SIL -Kosten dennoch ein Malus resultieren würde. Aus der Berechnung Bonus-Malus der Berechnung der Vorinstanz gehe demgegenüber hervor, dass die Beschwerdeführerin bei durchschnittlichen übrigen SIL nicht im Malus gewesen wäre. 65 Replik vom 28. Oktober 2015 Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 39 von 68 Die dem Bonus -Malus-System zu Grunde liegende Methodik sei in der wissenschaftlichen Praxis anerkannt und entspreche den gängigen wissens chaftlichen Standards: Bei der Wirt- schaftlichkeitsprüfung von Ärzten mittels statistischen Modellen werd e ebenfalls auf die Effiz i- enz geschlossen. Somit treffe nicht zu, dass das Regressionsmodell des Bonus -Malus- Systems den strengen Anforderungen des Bundesgerichts für die Modelle zur Wirtschaftlic h- keitsprüfung von Ärzten nicht genüge. Das Regressionsmodell für den Kanton Bern beruhe auf den effektiven Kosten der wirtschaft- lichen Hilfe der Sozialdienste im Kanton Bern , während das getestete Regressionsmodell für den Kanton Solothurn auf den Kosten resp. der Ausgangslage der Solothurner Sozialregionen beruhe. Deswegen würden im Kanton Solothurn andere Multiplikationsfaktoren verwendet. Das Modell im Kanton Solothurn sei verworfen worden, weil für die Berechnungen lediglich 14 Sozialregionen zur Verfügung gestanden und wegen der kleinen Fallzahl die errechneten Re- sultate trotz eines Erklärungsgehalts von 85% eine zu hohe Unsicherheit aufgewiesen hätten. Für den Kanton Bern ständen demgegenüber 67 Sozialdiensten und somit eine ausreichende Verlässlichkeit zur Verfügung. Auch wenn die Kürzung der lntegrationszulagen die Kostenentwicklung beeinflusst habe, sei der Kostenrückgang bei denjenigen Sozialdiensten, die im Bonus -Malus-System schlecht ab- schnitten hätten, markant höher als bei denjenigen, die gut abgeschnitten hätten. Der kosten- bewusste Umgang der Beschwerdeführerin mit den Ressourcen sei durch die Einführung des Bonus-Malus-Systems massgebend gefördert worden, so seien d ie Ausgaben der Beschwer- deführerin für übrige SIL pro Dossier von 2012 bis 2014 von einem überdurchschnittlichen Ausgangswert kontinuierlich um 40% zurückgegangen , während diese Kosten bei allen übri- gen Sozialdiensten lediglich um 13% gesunken seien . Die beabsichtigte Lenkungswirkung des Bonus -Malus-System sei demnach eingetreten. Bereits mit „durchschnittlichen übrigen SIL" in den Jahren 2012/2013 wäre die Beschwerdeführerin nicht im Malus-Bereich gewesen. Die Beschwerdeführerin be haupte zwar, dass ihre diesbezüglichen Berechnungen zu einem anderen Resultat geführt hätten, bleibe jedoch den entsprechenden Beleg dafür schuldig. Der Vorschlag der Beschwerdeführerin, die EL -Quote nur für eine Teilpopulation anstatt für die Gesamtbevölkerung zu definieren, stehe im Widerspruch zur Logik des Systems: Im Bo- nus-Malus-System würden die Pro-Kopf-Sozialhilfekosten modelliert. Bei der Ber echnung der Pro-Kopf-Sozialhilfekosten werde die Gesamtbevölkerung als Teiler verwendet und nicht eine Teilpopulation. Diese Wahl des Teilers sei Ausdruck des grundsätzlichen Solidari tätsgedan- kens des Systems, wonach alle zur Wohlfahrt des Gemeinwesens bei tragen und sich an den Lasten beteiligen würden. Es liege demnach in der Logik des Systems, dass sämtliche pers o- nenbezogenen Variablen im Modell zum Bonus -Malus-System in Bezug zur Gesamtbevölk e- rung, das heisst als Pro -Kopf-Kennzahlen, definiert worden sei en. Die Armut einer Sozia l-Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 40 von 68 dienstregion ergebe sich nicht direkt aus dem Verhältnis von EL -Bezügern zu den über 65 - jährigen Personen, sondern aus dem Anteil der Summe der EL -Bezüger und der Sozialhi l- febezüger an der Gesamtbevölkerung. Daher sei nicht ersich tlich, weshalb ein Indikator den über 65-jährigen Personen als Bezugsgrösse besser sei als ein Indikator mit der Gesamtb e- völkerung als Bezugsgrösse. Bei einer Wahl der über 65 -jährigen Bevölkerung als Bezug s- grösse würden zudem die Menschen mit einer IV -Rente nicht berücksichtigt. Auch Personen, die eine AHV- oder eine IV -Rente bezögen, könnten Sozialhilfeleistungen erhalten, wenn sie trotz der Rentenzahlungen bedürftig seien.66 Rechtsgleichheit 11.1.5 Die Beschwerdeführerin macht geltend, bei der Bewertung der Kosteneffizienz seien alle Sozialdienste im Kanton Bern mit gleichen Ellen zu messen . Insbesondere müsse es möglich sein, bei gesetzeskonformer und zweckmässiger Erfüllung des gesetzlichen Sozialhil- feauftrages den Malus-Bereich zu verlassen. Die Vorinstanz hätte analysieren müssen, ob die Beschwerdeführerin überhaupt signifikant überdurchschnittliche Kosten oder Unterstützung s- dauern aufweise. Nur in diesem Fall wäre es zulässig, eine restriktivere Ausübung des E r- messens zu verlangen und ihre mangelnde I ntegration der Sozialhilfebezüger vorzuwerfen. Bei den effektiven Kosten liege Y nur 2,1% über dem kantonalen Durchschnitt. Die effektiven Kosten (skaliert) pro Dossier des Sozialdienstes Y entsprächen in etwa den Kosten der Soz i- aldienste R, S und T und lägen deutlich unter den Kosten der Sozialdienste U, V, Bern und L. Der Sozialdienst Y schneide in diesem Vergleich zudem wesentlich besser ab als die beiden Bonus-Sozialdienste P (+26,9%) und Q (+46,7%). Damit sei die Auferlegung eines Malus nicht gerechtfertigt. Auch weise der Sozialdienst keine besonders schlechten Integrationsza h- len auf, betrage doch die durchschnittliche Unterstützungsdauer im Kanton Bern für das Jahr 2013 9,1 Monate (pro Person), während die durchschnittliche Unterstützungsdauer des Soz i- aldienstes Y mit 9,4 Monaten (pro Person) minimal höher sei. Überhaupt seien aus den Za h- len der „Berichterstattung wirtschaftliche Hilfe Jahre 2011, 2012 und 2013" vom 5. November 2014 betreffend den Sozialdienst Y keine Auffälligkeiten zu erkennen. Schliesslich gebe auch die Revision der Sozialhilferechnung 2013 vom 16. Oktober 2014 in keiner Weise zur Anna h- me Anlass, dass der Sozialdienst Y in irgendeiner Weise verschwenderisch mit den öffentl i- chen Mitteln umgehen würde. Mit der Auferlegung des Malus wer de die Beschwerdeführerin damit gegenüber anderen Gemeinden rechtsungleich behandelt, ohne dass eine sachliche Begründung im Sinne von Art. 8 Abs. 1 BV vorläge.67 66 Duplik vom 25. Januar 2016 67 Beschwerde vom 10. November 2014, Rz. 71 ff. Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 41 von 68 11.1.6 Die Vorinstanz wendet ein, dass für sämtliche Sozialdienste des Kantons Bern diese l- be Formel und die gleichen Berechnungsgrundlagen angewendet würden. Die Gleichbehan d- lung aller Sozialdienste und Gemeinden im Kanton Bern sei damit gewährleistet.68 11.1.7 Nach Auffassung der Beschwerdeführerin könne dem Gleichbehandlungsgebot nicht durch die Anwendung derselben Berechnungsformel bei allen Sozialdiensten im Kanton Bern Genüge getan werden, weil die Ungleichbehandlung der Sozialdienste (bzw. der Gemeinden) in der Formel selbst begründet liege. Eine rechtsgleiche Behandlung der Gemeinden werde auch nicht bereits dadurch erreicht, dass alle Sozialdienste die Möglichkeit hätten, den Malus- Bereich zu verlassen. Vielmehr müssten alle Gemeinden dieselbe Chance haben, einen B o- nus zu erlangen. Es müsste für die Beschwerdeführerin demnach möglich sein, du rch eigene Anstrengungen den gleichen (prozentualen) Bonus zu erlangen, wie z.B. die Gemeinden des Sozialdienstes N. Dazu müsste der Sozialdienst Y nun aber über 80% der derzeitigen effekt i- ven Kosten einsparen. Ein solches Szenario sei nicht realistisch.69 11.1.8 Die Vorinstanz dupliziert, d ie Sozialdienstregionen würden sich hinsichtlich einer Vie l- zahl von Merkmalen unterscheiden (namentlich: Sozial - und Bildungsstruktur, Demographie und Altersstruktur, Wirtschaftsbranchen etc.). Selbstredend könnte jede So zialdienstregion partikulare Variablendefinitionen zusammenstellen, die sie zulasten der übrigen Gemeinden systematisch besserstellen würden. Die Stärke des gewählten Modells liege darin, dass das Modell ausschliesslich mit Variablendefinitionen arbeite, d ie in Bezug zur universellen Basis der Gesamtbevölkerung (resp. der Zahl aller Wohnungen) formuliert seien. Diese Messbasis sei für alle Sozialdienstregionen identisch, unabhängig von den strukturellen Faktoren. In di e- sem Sinne erfülle die gewählte Modells pezifikation das Gebot der Gleichbehandlung der S o- zialdienste und liefere die Grundlage für eine unvoreingenommene und ausgewogene Beu r- teilung der Kosteneffizienz der Sozialdienste. 70 11.2. Konkrete Normenkontrolle Zusammenfassend bestreitet die Beschwerdeführe rin die Tauglichkeit des in der SHV ve r- wendeten Regressionsmodells, verlässlichen Aussagen zur Kosteneffizienz der Sozialdienste zu machen. Sie rügt diesbezüglich, Art. 41b und 41c SHV sowie Anhang 6 zu Art. 41 b Abs. 4 SHV würden gegen das Willkürverbot n ach Art. 9 BV sowie gegen das Rechtsgleichheitsge- bot nach Art. 8 Abs. 1 BV verstossen. 68 Beschwerdevernehmlassung vom 18. Mai 2015, S. 3 Abs. 4 69 Replik vom 28. Oktober 2015, Rz. 13-15 70 Duplik vom 25. Januar 2016 Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 42 von 68 Wird geltend gemacht, die Behörde habe eine mit höherrangigem Recht nicht vereinbare, d.h. ungültige Vorschrift angewendet, so muss die Beschwerdebehörde diese Norm in einem ers- ten Schritt (vorfrageweise) auf ihre Gesetz - bzw. Verfassungsmässigkeit überprüfen (sog. akzessorische oder konkrete Normenkontrolle). Die Genehmigung eines Erlasses schliesst dessen Überprüfung im Einzelfall nicht aus. Art. 66 Abs. 3 KV berechtig t und verpflichtet die Justizbehörden, die dem angefochtenen Entscheid zugrunde liegenden kantonalen Erlasse – zu denen auch die kommunalen Reglemente und Verordnungen gehören – auf ihre Rechts - und Verfassungskonformität zu überprüfen (konkrete Normenkont rolle). Ergibt die vorfrag e- weise Prüfung, dass kantonale bzw. kommunale Erlasse höherrangigem Recht widerspr e- chen, sind sie nicht anzuwenden und der gestützt auf sie ergangene Entscheid (Anwe n- dungsakt) ist aufzuheben.71 11.3. Willkürverbot Jede Person hat Anspru ch darauf, von den staatlichen Organen ohne Willkür und nach Treu und Glauben behandelt zu werden (Art. 9 BV; Art. 11 Abs. 1 KV). Das Willkürverbot schützt alle natürlichen und juristischen Personen, unabhängig von ihrer Staatsbürgerschaft oder i h- rem ausländerrechtlichen Status bzw. ihrem Sitz. Es umfasst – wie das Gebot rechtsgleicher Behandlung – als Querschnittsgrundrecht sämtliche Lebensbereiche. Das Willkürverbot gilt nicht nur für die Rechtsanwendung, sondern auch für die Rechtssetzung. Ein Erlass ist willkür- lich, wenn er sich nicht auf ernsthafte sachliche Gründe stützen lässt oder sinn - und zwecklos ist. Gleiches gilt von Erlassen, die an schweren inneren Widersprüchen leiden. Einem Erlass kann zwar ein an sich tragfähiger Sinn und Zweck zuk ommen, die Art und Weise wie dieser Zweck erreicht werden soll, kann jedoch sachlicher Begründbarkeit entbehren. Ein Erlass ist zudem dann willkürlich, wenn er eine Materie in grob unverhältnismässiger Weise regelt. En t- scheidend ist, ob der Erlass zum Zeit punkt der richterlichen Überprüfung sachlich begründet werden kann, nicht dagegen, ob die ursprüngliche Zwecksetzung vernünftig und heute noch tragend sei. Durch die Änderung der tatsächlichen Verhältnisse kann aber ein Erlass willkü r- lich werden. Überhaupt ist grundsätzlich der historische Wille des Gesetz - oder Verordnungs- gebers nicht entscheidend; lässt sich ein Erlass nachträglich sachlich begründen, schadet eine unzulässige Motivation des Gesetzgebers grundsätzlich nicht. Dem Gesetzgeber ve r- bleibt bei der Verfolgung gesetzgebungspolitischer Ziele und der dazu eingesetzten Mittel ein 71 BVR 2014 14, S. 17 f. Erwägung 3.1, mit Hinweisen; Merkli/Aeschlimann/Herzog, a.a.O., Art. 66 Nrn 14 ff. Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 43 von 68 weiter Gestaltungsspielraum. Dieser Spielraum ist Folge der materiellen Beschränkung des Willkürverbots auf grobe Rechtsfehler.72 11.4. Rechtsgleichheitsgebot Alle Menschen sind vo r dem Gesetz gleich (Art. 8 Abs. 1 BV). Die Rechtsgleichheit ist g e- währleistet (Art. 10 Abs. 1 KV). Das Gebot rechtsgleicher Behandlung garantiert in allgeme i- ner Weise die Gleichbehandlung durch alle staatlichen Organe, sowohl im Rahmen der Rechtsetzung als auch der Rechtsanwendung. Geschützt werden sowohl Schweizer als auch Ausländer, natürliche wie auch juristische Personen. 73 Im Bereich des Verwaltungsrechts gilt das Rechtsgleichheitsgebot deshalb sowohl für den Erlass verwaltungsrechtlicher Normen als auch für deren Anwendung im Einzelfall durch Verwaltungsbehörden und Gerichte. Sowohl das Rechtsgleichheitsgebot wie auch das Willkürverbot stellen verfassungsmässige Rechte dar, auf die sich die Einzelnen wie auf ein Freiheitsrecht berufen können. Der Anspruch auf Gleichbehandlung verlangt, dass Rechte und Pflichten der Betroffenen nach dem gleichen Massstab festzusetzen sind. Gleiches ist nach Massgabe seiner Gleichheit gleich, Ungleiches nach Massgabe seiner Ungleichheit ungleich zu behandeln. Das Gleichhe itsprinzip verbietet einerseits unterschiedliche Regelungen, denen keine rechtlich erheblichen Unterscheidungen zu Grunde liegen. Andererseits untersagt es aber auch die rechtliche Gleichbehandlung von Fällen, die sich in tatsächlicher Hin sicht wesentlich unterscheiden. Eine andere Situation liegt vor, wenn eine Regelung, die Gleiches ungleich oder Ungleiches gleich behandelt, notwendig ist, um das Ziel der Regelung zu erreichen, und die Bedeutung des Ziels die Gleich - oder Un- gleichbehandlung rechtfertigt ( sog. extern begründete Gleich - oder Ungleichbehandlung). Es wird eine Art Verhältnismässigkeitsprüfung vorgenommen, wobei abgewogen werden muss zwischen dem Interesse an der Erreichung des Regelungsziels und dem Interesse an der Gleich- bzw. Ungleichbehandlung. 74 72 Müller/Schefer, Grundrechte in der Schweiz, 4. Auflage 2008, S. 8 ff. und insb. Fn. 30 und 39, mit zahlreichen Hinweisen; Häfelin/Müller/Uhlmann, a.a.O., § 9 Rz. 610; Tschannen/Zimmerli/Müller, Allgemeines Verwaltungs- recht, 4. Auflage 2014, § 23 Rz. 24; BGE 136 II 337, 349; 134 I 23, 42; 131 I 313, 316 f.; 129 I 1, 3 ff.; 127 I 185, 192 73 Müller/Schefer, a.a.O., S. 653 74 Häfelin/Müller/Uhlmann, a.a.O., § 9 Rz. 565 f. und 572, mit Hinweisen insbesondere auf BGE 137 I 167, 175; 136 I 297, 304; 136 I 8 f., 136 II 120, 127; 136 V 195, 206; 135 V 361, 369 f.; 134 I 23, 42 f. Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 44 von 68 11.5. Gutachten von Prof. B.___ und Prof. em. E.___ vom 27./30. August 2016 11.5.1 Aufgrund des umfassenden Schutzbereichs des Willkürverbots und des Rechtsgleic h- heitsgebots ist die Beschwerdeführerin als unmittelbar durch das Bonus -Malus-System b e- troffene Gemeinde berechtigt, die Verletzung dieser verfassungsmässigen Rechte anzurufen . Demnach ist zu fragen, ob das vorliegende Modell verfassungskonform ist bzw. verlässliche Aussagen zur Kosteneffizienz von Sozialdiensten machen kann. Zur Überprüfung der Taug- lichkeit des Modells wurden am 21. Juni 2016 Prof. B.___ und Prof. em. E.___ beauftragt, die allgemeine Nachvollziehbarkeit sowie die Eignung der in Art. 41b und Anhang 6 SHV festg e- setzten Faktoren, Koeffizienten und Formeln zur Bestimmung der Kosteneffizienz von Sozial- diensten zu überprüfen. Konkrete zu beurteilen hatten die Sachverständigen folgendes (Regressions-)Modell bzw. folgende Formel: - Ausrichtung eines Bonus, wenn ( E im Dreijahresdurchschnitt ) < ( G im Dreijah res- durchschnitt) x 0.7; - Ausrichtung eines Malus, wenn (E im Dreijahresdurchschnitt) > (G im Dreijahresdurch- schnitt) * 1.3. Berechnung von G: G = 1048 x AAus75 + 6485 x AEL76 + 11243 x AFV77 + 3851 x Lwz78 – 146, im Minimum aber 180 Franken, wenn sich für einen Sozialdienst bei einer Berechnung gemäss dieser Formel ein Malus ergibt. 11.5.2 Das Ende August 2016 ergangene Gutachten ist das massgebliche Beweismittel im vorliegenden Verfahren und enthält die folgenden wesentlichen Aussagen: 1) Das für die Messung der Kosteneffizienz der Soz ialdienste entwickelte Regression s- modell ist ein sog. multiples lineares Modell . Es beruht auf der Idee, dass die durc h- schnittlichen Kosten pro Einwohner durch folgende zwei Aspekte bestimmt werden: a. die Ansprüche der Einwohner selbst (d.h. strukturelle, durch den Sozialdienst nicht beeinflussbare Eigenschaften der Bevölkerung bzw. des Zuständigkeit s- gebietes) und 75 Anteil Ausländerinnen und Ausländer der betreffenden Sozialdienstregion 76 Anteil Ergänzungsleistungsbezügerinnen und -bezüger der betreffenden Sozialdienstregion 77 Anteil Flüchtlinge und vorläufig Aufgenommene der betreffenden Sozialdienstregion 78 Leerwohnungsziffer der betreffenden Sozialdienstregion Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 45 von 68 b. eine Abweichung, die sich nicht durch strukturelle Einflüsse erklären lässt, son- dern als Mass für die Ausnützung eines Ermessensspielraumes verw endet wird. 2) Herkömmliche Regressionsmodelle bezwecken in der Regel den Nachweis von Zu- sammenhängen zwischen den effektiven Kosten und den besonderen Merkmalen. Sie dienen in vielen Bereichen der Gesellschaft dazu, die Effekte von erklärenden Variab- len zu schätzen, d.h. den aufgrund von den besonderen Merkmale erwarteten Wert möglichst genau zu bestimmen. Dabei sind die Abweichungen unvermeidliche und rein zufällige Störungen, mit denen normalerweise aber keine direkten finanziellen Folgen verbunden sind. Ein Beispiel hierfür ist die Wirtschaftlichkeitsprüfung der Ärzte, ein Regressionsmodell, das sowohl Merkmale der Arztpraxis als auch Merkmale der Pati- enten/Patientinnen berücksichtigt und zur Korrektur der den Krankenkassen verrec h- neten Kosten verwendet wird. Liegt die geschätzte Abweichung für die einzelne Praxis 30% über dem Vergleichswert, wird eine genauere Überprüfung durchgeführt. Je nach Ergebnis dieser Überprüfung werden bei Wiederholung Rückzahlungen fällig. 3) Demgegenüber gilt beim vorliegenden Reg ressionsmodell das Hauptinteresse den Abweichungen selbst. Diese sind im Idealfall nicht zufällig, sondern ein Mass für die Kosteneffizienz der Sozialdienste. Nichts spricht gegen eine ungewöhnliche Anwe n- dung einer etablierten Methode, nur muss im Auge beh alten werden, dass b ei der Wahl der Variablen und der Schätzung der Parameter Methoden verwendet wurden, die auf der Annahme von rein zufälligen Abweichungen beruhen. 4) Der Effekt der Arbeitsweise, der als Kosteneffizienz interpretiert werden kann, ist nur ein Bestandteil der Abweichungen. Die Abweichungen können auch die folgenden wei- teren Effekte enthalten: - die Effekte von weiteren, im Modell nicht enthaltenen strukturellen Merkmalen der Gemeinden, - die Effekte von strukturellen Merkmale, die zwar im Mode ll enthalten sind, sich aber nicht durch eine lineare Funktion beschreiben lassen, - rein zufällige Abweichungen, die bei exakt identischer Arbeitsweise und ident i- schen Bevölkerungsstrukturen auftreten würden . Namentlich sind die Anzahl der tatsächlich ansp ruchsberechtigten Personen sowie die Beitragshöhe der einzelnen Klienten auch bei identischen strukturellen Merkmalen der Bevölk e- rung zufällig. Die zufälligen Abweichungen überschreiten mit einer Wahrschein- lichkeit von 1/3 einen Bereich von +/-16% für den kleinsten und +/-1.8% für den grössten Sozialdienst. Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 46 von 68 5) Die Multiplikationsfaktoren (Parameter) müssen aus Daten geschätzt werden. Eine Standardmethode hierfür ist die auch von Ecoplan benutzte klassische OLS-Methode (ordinary least squares, „kleinste Quadrate"): Man bestimmt Schätzwerte derart, dass die Summe der quadrierten Abweichungen möglichst klein ist. Diese Methode ist zwar nur bei rein zufälligen und normalverteilten Abweichungen optimal, liefer t aber auch sonst brauchbare Ergebnisse . Für gegeb ene Daten liefer t sie eindeutige Ergebnisse und ist nicht manipulierbar. Ersetzt man in der linearen Funktion die Parameter durch ihre Schätzwerte, dann ergeben sich Vergleichswerte als Ersatz für die von den stru k- turellen Eigenschaften des Zuständigkeitsgebietes abhängenden Anteile sowie die ge- schätzten Abweichungen als Ersatz für die tatsächlichen Abweichungen. 6) Für die geschätzten Vergleichswerte ergeben sich bei Annahme von zufälligen Abwei- chungen „Standardfehler“ zwischen CHF 14.00 und 57.00 bzw. relative Unsicherheiten zwischen 4% und 22%, je nachdem, wie „aussergewöhnlich“ der Sozialdienst in Bezug auf die strukturellen Merkmale ist, gemessen durch den sog. „Hebelwert“ . Die Uns i- cherheiten wirken sich widersprüchlich auf die Abweichungen und damit die Bonus- und Malus-Zahlungen aus. Wenn dieselben Daten für die Schätzung von Vergleich s- werten und für Berechnung der Abweichungen benützt werden, werden die Abwe i- chungen für Sozialdienste mit grossem Hebelwert tendenziell zu klein; wenn für die beiden Zwecke unabhängige Datensätze verwendet werden, werden sie gross. 7) Mit dem Bestimmtheitsmass R 2 schätzt man, welcher Anteil der Variabilität der B e- obachtungen E i durch die strukturellen Merkmale erklärt werden kann, oder anders gesagt, wie gut sich Ei durch Gi approximieren lässt. Das Bestimmtheitsmass R2 ist ei- ne Zahl zwischen 0 und 1. Der deutlich von 0 verschiedene Wert R 2 = 76% bedeutet, dass man die strukturellen Merkmale X (j) berücksichtigen sollte. R 2 entspricht nicht dem Anteil der effektiven Kosten pro Einwohner, welcher durch die strukturellen Merkmale erklärt wird. Ebenso wenig ist es ein Qualitätsmass für die Anwendbarkeit der Regressionsmethode. Ein hoher Wert von R 2 ist vorliegend kein Ziel. Zwi schen dem Bestimmtheitsmass und der Kosteneffizienz eines bestimmten Sozialdienstes existiert kein klarer Zusammenhang. Für die Bonus -Malus-Zahlen entscheidend sind vielmehr die Quotienten (Ei – Gi) / Gi. 8) Potentielle Probleme sind darin zu sehen, dass eine Trennung zwischen den systema- tischen Effekten und den Effekten der Arbeitsweise nur bei fehlender statistischer Ko r- relation möglich ist. Da die Sozialdienste im Bestreben um Steigerung der Kosteneff i- zienz möglicherweise Massnahmen ergreifen, die mit den strukturellen Merkmalen zu- sammenhängen, kann eine solche Korrelation nicht ausgeschlossen werden. Dann er- scheint ein Teil des Effekts der Arbeitsweise nicht in den Abweichungen, sondern in Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 47 von 68 den Vergleichswerten. Ausserdem kann ein Teil der geschätzten Abweichungen nicht- linear mit den strukturellen Merkmalen zusammenhängen. Zur Erfassung solcher nichtlinearer Zusammenhänge müssten weitere Funktionen wie etwa quadrierte Var i- ablen, Spline-Funktionen oder Wechselwirkungs-Terme verwendet werden, wobei die übermässige Anpassung des Modells an den vorliegenden Datensatz zu vermeiden ist. 9) In der ersten Studie von Ecoplan wird recht ausführlich und nachvollziehbar diskutiert, welche Zielgrössen für die Messung von Kosteneffizienz geeignet sind. Von der B e- schwerdeführerin wird mehrfach gefordert, anstelle der Kosten pro Einwohner die ska- lierten Kosten pro Dossier zu verwenden. Die Sachverständigen sehen für beide Vari- anten Vor- und Nachteile, betrachten sich aber nicht als kompetent, eine verbindliche Empfehlung abzugeben. 10) Die Auswahl der Variablen (der strukturellen Merkmale) wurde von Ecoplan gemäss dem Stand guter Praxis durchgeführt. Jedoch ist zu beachten, dass d ie verwendeten vier strukturellen Merkmale eine Auswahl sind aus zahlreichen weiteren potentiell rele- vanten Merkmalen, welche die Zielgrösse ebenfalls potentiell beeinflussen, aber man- gels Datenqualität oder -verfügbarkeit nicht weiter untersucht wurden. Die unmittelbare Verfügbarkeit der Daten stellt eine wesentliche Einschränkung dar. So hat etwa das Merkmal „Anteil Alleinerziehender“ einen hoch signifikanten Einfluss gezeigt, wurde aber mangels Verfügbarkeit aktueller und genauer Daten nicht berücksichtigt. Weitere potentiell relevante Merkmale, die untersucht und nach Meinung der Sachverständigen allenfalls berücksichtigt werden sollten, sind die Altersstruktur der Bevölkerung, der re- lative Anteil von Familien an allen Haushalten sowie der Gemeindetyp (ländlich, Ag- glomeration, urban). Auch wenn sich der Gemeindetyp möglicherweise implizit in den verwendeten vier Merkmalen widerspiegelt, ist angesichts der potentiell starken Effe k- te des Gemeindetyps fraglich, ob eine einfache lineare Funktion dieser vier Merkmale zur Korrektur ausreicht. 11) Der Anteil an Effekten von nicht erfassten strukturellen Merkmalen wird umso kleiner, je besser die erfassten Merkmale die Kosten „erklären" können. Dass zahlreiche p o- tentiell relevante Merkmale mangels Datenqualität oder -verfügbarkeit nicht herang e- zogen worden sind, unterstreicht, dass die Abweichungen auch unerwünschte Anteile umfassen können. 12) Ein Regressionsmodell in einem soziologischen Zusammenhang wie in der vorliege n- den Problemstellung kann nie vollständig sein, insbesondere, wenn die erklärenden Variablen der Bedingung der leichten Verfügbarkeit gehorchen müssen. Die Frage, Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 48 von 68 welcher Anteil an der verbleibenden Variabilität der Abweichungen strukturell bedingt ist und prinzipiell erklärbar wäre, könnte nur mit weitergehenden empirischen Unters u- chungen geklärt werden. 13) Zwischen dem Ausländeranteil (AAus) und der Leerwohnungsziffer (Lwz) besteht eine signifikante Wechselwirkung. Nimmt man diese Wechselwirkung hinzu, ergeben sich nebst einem etwas höheres Bestimmtheit smass (0.80 anstelle von 0.76) bei den für die Bonus-Malus-Zahlungen relevanten Quotienten E/G einige gravierende Verände- rungen: Einer der zehn Sozialdienste im Bonus -Bereich müsste einem anderen weichen; drei der Sozialdienste im Malus -Bereich würden diesen verlassen (j e- doch nicht die Beschwerdeführerin), zwei andere kämen neu hinzu. Führt man die gesamte Regressionsanalyse mit logarithmierten Kosten durch (und pass t die Bonus- Malus-Regel entsprechend an), nimmt der Hebelwert deutlich ab, das adjustierte B e- stimmtheitsmass nimmt etwas zu, die geschätzten Abweichungen würden besser zu einer Normalverteilung passen, und die besagte Wechselwirkung ist nur noch knapp signifikant. Die Bonus-Malus-Regel hängt demnach recht sensitiv von der gena u- en Ausgestaltung der Regressionsmethode ab. Bei den vorangehend beschri e- benen Modifikationen ergeben sich zahlreiche Veränderungen bei der Einteilung der Sozialdienste in Bonus -, Malus- und neutralen Bereich. Auch die Höhe der Boni respektive Mali verändern sich in manchen Fällen erheblich. 14) Das Regressionsmodell wurde mit der gebotenen Sorgfalt erarbeitet, entspricht den Standards der guten Praxis und ist als Grundlage einer Verordnung tauglich. Die Re- gressionsmethode lässt sich einfach umsetzen und erscheint geeignet, potentiell he r- ausragende Sozialdienste zu erkennen, im positiven oder negativen Sinne. Eine ähn- lich einfac he und überzeugende Alternative ist nicht ersichtlich. Eine Weiterentwick- lung des Regressionsmodells könnte dennoch zu einer beachtlichen Verbesserung führen: Aufgrund der zahlreichen, sich teilweise widersprechenden Annahmen und Unsicherheiten ist aber di e automatische Beurteilung der Kosteneffizienz eines Sozialdienstes inklusive Festsetzung von Boni oder Mali nur aufgrund des Quotienten E/G als problematisch zu werten. Auch berücksichtigt d ie in Art. 41c SHV vorgesehene Ausnahmeregelung nur eines von mehreren potentiellen Probl e- men. 15) Eine Eigenart der vorliegenden Berechnungsmethode besteht darin, dass der Bonus oder Malus bei Über- bzw. Unterschreitung des „Toleranzbereiches“ von 30% sprung- artig von 0 auf 3% des Vergleichswertes wechselt, was aufgrund einer minimalen aus- bleibenden oder zusätzlichen Ausgabe erfolgen und zu sachfremden Anstrengungen der Sozialdienste führen kann, hart unter der Grenze zu bleiben, um einen Malus zu Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 49 von 68 vermeiden respektive einen Bonus zu erhalten. Dieser Sprung, aufgrund dessen eine kleine Änderung der effektiven Kosten zur Fälligkeit oder dem Ausbleiben einer gro s- sen Zahlung führen kann, ist als problematisch zu werten. 16) Die Festsetzung des Minimalbetrags für G als 25% -Quantil der Kostenverteilung auf CHF 180.00 ist nachvollziehbar. Es gibt keine Hinweise, dass dabei auf die Wirkung für bestimmte Gemeinden geachtet worden wäre. 17) Die mittleren Kosten pro Einwohner ergeben sich aus der Anzahl Dossiers pro Ei n- wohner und den mittleren Kosten pro Dossier. Beide Komponenten könne n durch die Kosteneffizienz der Sozialdienste beeinflusst sein. Die Abgrenzung zwischen den be i- den Komponenten ist problematisch, solange die Dossiers (je nach Arbeitsweise der Sozialdienste) unterschiedlich viele Personen umfassen könn en. Auch wenn mit den Kosten pro Einwohner gerechnet wird, kann im Extremfall ein Sozialdienst mit deutlich überdurchschnittlichen Kosten einen Bonus erhalten, wenn aufgrund der strukturellen Merkmale der Vergleichswert noch wesentlich höher liegt. 18) Liegen die effektiven Kosten eines Sozialdienstes bei nur 20% des geschätzten Betra- ges, ist diese Differenz wohl nicht überwiegend auf die Kosteneffizienz, sondern auf nicht erfasste strukturelle Merkmale zurückzuführen. 19) Bei der Berechnung und Skalierung von E könnten allenfalls die Per sonal- und Admi- nistrativkosten der Sozialdienste berücksichtigt werden, da solche Anteile am direktes- ten als Kostenineffizienz gedeutet werden könnten. 20) Gemäss Art. 41b Abs. 5 SHV werden d ie Auswirkungen des Bonus -Malus-Systems regelmässig evaluiert, das System wird bei Bedarf angepasst und die Berechnungs- formel wird periodisch aktualisiert. Wie diese Anpassungen im Einzelnen erfolgen so l- len, ist nic ht vollständig nachvollziehbar. Es bleibt mithin ungeklärt, ob eine jährliche Aktualisierung oder die gesamte Modellierung inklusive Beurteilung aller verfügbaren strukturellen Merkmale bei jeder Aktualisierung vorgesehen ist. 21) Laut den Methodenberichten von Ecoplan erfolgt die Schätzung der Regressionsfunk- tion wie auch die Bestimmung der Bonus-Malus-Zahlungen mit denselben Daten. Aus- serdem wird die Verwendung rollender Mittelwerte über drei Jahre empfohlen. Die SHV dagegen fixier t im Anhang die für die Berechnung der Vergleichswerte massg e- benden Koeffizienten. Im zweiten Methodenbericht von Ecoplan wird eine jähr liche Justierung vorgesehen. Dieser Punkt erscheint ebenfalls klärungsbedürftig. 22) Die Sachverständigen nennen schliesslich folgende Weiterentwicklungsmöglichkeiten, die zu einer periodischen Revision der Verordnung führen sollten: Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 50 von 68 Strukturelle Merkmale: a. Die Leerwohnungsziffer wird durch die Gemeinden auf uneinheitliche Weise e r- hoben. Bereits aufgrund der stark verschiedenen Ergebnisse für die Beschwer- deführerin lässt sich erahnen, dass dieses Merkmal problembehaftet ist, auch wenn es zur Erklärung der Kosten einen substanziellen Beitrag geliefert hat. Bei einem systematischen Einfluss der Methodewahl auf das Resultat (im Unte r- schied zu einer blossen unterschiedlichen Genauigkeit) sollte dieser Unterschied erfasst und korrigiert werden. Es fragt sich, ob ei ne einheitliche Erhebungsm e- thode empfohlen werden soll oder ob dadurch zu viel Zusatzaufwand nötig wird. Mindestens kann die Information, nach welcher Erhebungsmethode gearbeitet wurde, benützt werden. b. Die Art der Gemeinde wird durch die Leerwohnungsziffe r, auch wenn diese ve r- lässlich erhoben würde, wohl nur ungenügend charakterisiert. Es wäre zu prüfen, ob eine andere Variable, wie die Erreichbarkeit der grossen Arbeitsplatz -Zentren Bern und L, diesen Aspekt besser charakterisieren könnte. c. Eine Variable „ Anzahl Hotelbetten“ könnte, allenfalls nach Transformation, den Effekt sehr tiefer Kosten von Tourismusregionen genauer erfassen. d. Der Anteil EL -Bezüger könnten auf die über 65 -Jährigen bezogen werden, um eine Variable zu erhalten, die möglichst gut das Armutsrisiko beschreibt. e. Bei Verwendung der Leerwohnungsziffer für das Modell können auch andere ungenaue Daten, die prinzipiell als bedeutungsvoll erkannt wurden und einen signifikanten Beitrag leisten, verwendet werden. Dazu zählen beispielsweise der Anteil der Alleinerziehenden, die Altersstruktur der Bevölkerung, der relative A n- teil von Familien an allen Haushalten sowie der Gemeindetyp (ländlich, Aggl o- meration, urban, …) . Hierbei handelt es sich um potentiell wichtige Merkmale, die man untersuchen und allenfalls berücksichtigen sollte. Modellstruktur: f. Für die Modellierung allfälliger nichtlinearer Zusammenhänge könnten Spline- funktionen, Quadrate einzelner Einflussgrössen oder nichtlineare Transformati- onen der Einflussgrössen oder der Zielgrösse E in das Regressionsmodell auf- genommen werden. Zudem würde ein Wechselwirkungs-Term zwischen dem Leerwohnungsbestand und dem Ausländeranteil zu einer merklichen Verbe s- serung des Bestimmtheitsmasses führen, da di e Herkunft der Ausländer und Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 51 von 68 damit ihre Qualifikationen und ihre Ansprüche an die Sozialdienste mit der Art der Gemeinde zusammenhängen würden. g. Die Grösse der unerwünschten Komponenten der Abweichungen (Effekte der nicht erfassbaren strukturellen Variablen und des Zufalls) können diesen Be- reich für verschiedene Sozialdienste in unterschiedlichem Masse beeinträcht i- gen oder erweitern. Es wäre hilfreich, die Grössenverhältnisse dieser Komp o- nenten mit einer Studie zu untersuchen. h. Die Wirtschaftlichkeitsprüfung der Ärzte hat vom System her grosse Ähnlichkeit mit dem vorliegenden Bonus -Malus-System: Ärzte, die potentiell zu viel ve r- rechnen, werden identifiziert, und auch hier gilt ein „Toleranzbereich" von 30% der vom Modell geschätzten Kosten. Die Grundidee des S ystems ist aber die eines „Screenings", aufgrund dessen die Ärzte, die die Grenze überschreiten, genauer geprüft werden. Dieses Prinzip sollte auch für die Sozialdienste einge- führt werden, und zwar in Form einer Prüfung, ob in den einzelnen Dossiers tatsächlich Beiträge bewilligt wurden, die als allzu grosszügig einzustufen sind. Zudem wird bei der Wirtschaftlichkeitsprüfung der Ärzte ein sprunghafter Wechsel von 0 auf 3% des Vergleichswertes vermieden, da die Zahlung au f- grund der Differenz der effektiven K osten und der Grenze des Toleranzb e- reichs, also des um 30% erhöhten Vergleichswertes, erfolgt. 11.6. Stellungnahmen der Verfahrensbeteiligten zum Gutachten 11.6.1 Die Vorinstanz führt aus, die Gutachter würden das Bonus -Malus-System als tauglich. erachten. Auch habe sich seit der Einführung des Bonus -Malus-Systems die Kosteneffizienz der Sozialdienste massgeblich verbessert. Im Alltag auf den Sozialdiensten würden das Ko s- ten-Nutzen-Verhältnis von Massnahmen sowie die Ertragsbewirtschaftung viel stärker them a- tisiert als vor der Einführung des Systems. Namentlich habe sich das Kosten -Einnahmen- Verhältnis derjenigen Sozialdienste, die in der ersten Bonus -Malus-Berechnung nicht gut a b- geschnitten hätten, markant verbessert. Das Fazit des Gutachtens kontrastiere in gr ossen Teilen mit der mehrfach geäusserten Kritik der Beschwerdeführerin am Bonus -Malus-System. Beispielsweise seien entgegen den Behauptungen der Beschwerdeführerin vom 10. Nove m- ber 2014 und vom 30. Oktober 2015, die Soziallastfaktoren sowie die Multiplika tionsfaktoren gemäss der Formel in Anhang 6 SHV nicht willkürlich festgelegt worden. Zudem könn ten mit dem vorliegenden Modell Ausreisser bezüglich Kosteneffizienz identifiziert werden. Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 52 von 68 Zur zusätzlichen Absicherung seien bereits bei der Konzeptionierung d es Bonus -Malus- Modells Sicherheitsmassnahmen getroffen worden: Erstens seien nur robuste statistische Methoden, die auch bei allfälligen Imperfektionen in den Daten oder dem Modell noch gute Ergebnisse liefern würden, verwendet worden. Zweitens komme eine Marge von 30% zur An- wendung. Diese lehne sich an die vom Schweizerischen Bundesgericht bekräftigte Methode bei der «Wirtschaftlichkeitsprüfung der Ärzte» an. Die Vergleichswerte würden mit der Kleinstquadratemethode auf Basis von empirischen D a- ten geschätzt. Die geschätzten Vergleichswerte würden deshalb einen Unsicherheitsbereich umfassen, welcher durch den sogenannten Standardfehler ausgedrückt werde. Der Standard- fehler seinerseits sei von relativ stark varierenden Hebelwerten abhängig . Diese ausgeprägte Variation sei typisch für empirische Anwendungen und stelle weder für die Gültigkeit des M o- dells noch die daraus abgeleiteten Schlussfolgerungen eine Einschränkung dar. Die 30% - Marge sei genügend gross, dass die Variation selbst im Extremfall aufgefangen werde. Zu diesem Schluss würden auch die Gutachter in ihrer Berechnung der relativen Unsicherheiten gelangen. Sie weisen nach, dass die Streubereite das Intervall 4%-22% umfasse. Die direkte Verknüpfung der Bonus -Malus-Berechnung mit konkreten finanziellen Folgen für einzelne Sozialdienste entspreche dem expliziten Willen des Grossen Rates. Eine direkte Wirksamkeit sei nur bei einem gewissen Automatismus möglich. Eine Abweichung von di e- sem Mechanismus widerspräche dem klar und wiederholt geäusse rten Willen des Grossen Rates. Art. 41c SHV sei bewusst sehr offen gehalten, so dass die Trägerschaften der Sozia l- dienste sehr unterschiedliche Faktoren geltend machen könnten. Alternative Methoden (als Ersatz der Kleinstquadratemethode), wie bspw. die Spline-Re- gression seien jedoch statistisch deutlich komplexer und hätten den gewichtigen Nachteil, dass sie nicht mittels einer einfachen mathematischen Formel beschrieben werden könnten. Insofern wäre es nicht möglich, die Ergebnisse des Spline -Regressionsmodells in einer g e- setzlichen Grundlage wie einer Verordnung zu verankern. Die Verwendung der skalierten Kosten pro Einwohner als Zielgrösse erscheine sachgerechter als die Verwendung der skalierten Kosten pro Dossier. Es könne sein, dass die Kosten pro Dossier zwar relativ tief seien, jedoch sehr viele Dossiers beständen. Zudem wäre es auch kein Ausweis dafür, dass die Integrationsbemühungen des Sozialdienstes genügend seien. Es gebe markante Unterschiede bei den lntegrationsquoten der einzelnen Sozialdiens te. Die Integrationsquoten seien teilweise exogen bedingt (z.B. durch die Arbeitsmarktsituation), hi n- gegen bestehe auch hier ein Spielraum bei der Ausgestaltung der lntegrationsbemühungen. Zudem bestünde der Fehlanreiz, dass bei Möglichkeit ein Dossier in mehrere Dossiers aufge- splittet würde, was tiefere Kosten pro Dossier zur Folge hätte. Somit seien die skalierten Sozi-Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 53 von 68 alhilfekosten pro Einwohner per Saldo zweifellos das zielführendere Effizienzmass. Gegen eine Verwendung der Variable zu den lntegrationsqu oten als Mass für die Qualität der Arbeit der Sozialdienste spreche, dass die Integrationsquote einerseits nur einen Aspekt der Arbeit der Sozialdienste, nämlich nur die erfolgreiche Integration messe. Andere Aspekte wie der haushälterische Umgang mit den Sozialhilfegeldern würden nicht berücksichtigt. Andererseits seien die verfügbaren Daten zur Integration von Sozialhilfebezügern sehr lückenhaft. Zudem stelle sich die Frage, über welchen Zeitraum eine Integration erfolgreich sein müsse. Die nur teilweise Abbildung der Problematik und die Schwierigkeiten der Operationalisierung hätten dazu geführt, dass dieser Indikator bei der Erarbeitung des Bonus -Malus-Systems verworfen worden sei. Die potenzielle Problematik der möglichen unerwünschten Anteile habe man erkannt und mit der Bandbreite von 30% aufgefangen. Falls die Trägerschaften der Sozialdienste eine Meh r- belastung durch einen nicht untersuchten Einflussfaktor vermuten, könnten sie diesen U m- stand über Art. 41c der SHV geltend machen. Es sei nachvollziehbar, dass das System aus der Sicht der Gutachter auch anders modelliert werden könnte (z.B. Regressionsanalyse mit logarithmierten Kosten). Empirische Modelle in einem soziologischen resp. politischen Zusammenhang müssten jedoch auch für direkt b e- troffene Institutionen / Personen verständlich sein. Die Mehrzahl der von den Gutachtern au f- geführten möglichen Optimierungen erhöhe jedoch die bereits jetzt beträchtliche Komplexität des Bonus-Malus-Systems. Es sei somit abzuwägen zwischen „Optimierung von statistis chen Finessen" versus „Verständlichkeit / politische Kommunizierbarkeit des Systems". Gewählt worden sei ein nach guter Praxis umgesetztes Modell, welches auch den Anforderungen b e- züglich „Verständlichkeit / Kommunizierbarkeit des Systems" genüge. Das Faz it der Gutachter, wonach mit der vorliegend gewählten, korrekt umgesetzten und etablierten Methode bezüglich Kosteneffizienz herausragende Sozialdienste identifiziert we r- den könnten, sei zentral. Es entspreche dem politischen Willen des Grossen Rates, das Bonus-Malus-System so aus- zugestalten, dass ein deutlicher Anreiz zur wirtschaftlichen Verwendung der Sozialhilfegelder bestehe. Bei einem Verzicht auf den Sprung bei 3% würden die Zahlungen in den meisten Fällen sehr klein ausfallen und die Wirkung wäre fraglich. Im Übrigen bestehe auch bei einer sprunglosen Ausgestaltung des Bonus bzw. Malus die Gefahr sachfremder Anstrengungen, um einen Malus zu verhindern, respektive einen Bonus zu erhalten. Daten zur Haushaltsstruktur in der Schweiz auf Gemeindeebene, wie der Anteil der Familien oder der Anteil Alleinerziehender, seien bis 2000 regelmässig mit der Volkszählung erfasst worden. Seit 2010 werde die Haushaltsstruktur mit der neuen Strukturerhebung des BFS e r-Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 54 von 68 fasst. Es handle sich nicht wie bei der Volkszähl ung um eine Vollerhebung, sondern eine Stichprobe von jährlich 200‘000 Personen. Jährliche Daten seien nur noch auf kantonaler Ebene vorhanden. Seit 2016 gebe es gepoolte 5 -Jahres-Datensätze für die approximative Bestimmung der Haushaltsstruktur für Einheiten von 3‘000 Personen. Bei diesen Datensätzen handle es sich ebenfalls nicht um exakte Daten, sondern um eine Umlegung der Stichprobe n- daten über 5 Jahre auf die Gesamtpopulation. Eine Verwendung dieser Daten für das R e- gressionsmodell im Rahmen des Bonus-Malus-Systems wäre problembehaftet. Für die Bestimmung der Leerwohnungsziffer seien die offiziellen Daten des BFS massgebend. Nach der Revision der Sozialhilfeverordnung im Jahre 2013 habe sich herausgestellt, dass sich die verschiedenen vom BFS vorgeschlagenen Methoden zur Messung der Leerwo h- nungsziffer unterscheiden würden. Dies zeige sich in der Tat, wenn man die gemeldeten Zah- len einiger Berner Gemeinden im Zeitverlauf betrachte. Eine Beeinflussung der Leerwo h- nungsziffer könne nicht ausgeschlossen werden. Auch mit teilweise unterschiedlichen Erh e- bungsmethoden habe jedoch die Leerwohnungsziffer einen statistisch si gnifikanten Zusa m- menhang mit den Sozialhilfekosten pro Einwohner gezeigt. Bei der Gestaltung des Anreizsystems für die Gemeinden bzw. Sozialdienste im Bereich der wirtschaftlichen Sozialhilfe habe der Gesetzgeber aus folgenden Gründen verzichtet, die Per- sonal- und Administrativkosten in das Anreizsystem miteinzubeziehen : Einerseits gelte der Kanton den Sozialdiensten die sog. Besoldungskosten in Abhängigkeit der benötigten Vol l- zeitstellen abgegolten. Die Zahl der bewilligten Vollzeitstellen sei von der Zah l der bearbeiten Fälle abhängig. Es bestehe also keine Notwendigkeit, das Anreizsystem mittels Bonus und Malus auf die Besoldungskosten auszudehnen. Andererseits könnten mit einem Einbezug der Besoldungskosten Fehlanreize geschaffen werden. Der Anreiz, die Fallzahl pro Mitarbeite n- dem zu erhöhen, könne negative Auswirkungen auf die Betreuung der Sozialhilfebeziehenden und somit auf deren soziale und arbeitsmarktliche (Wieder-)Eingliederung haben. Die Notwendigkeit der Justierung der effektiven Kosten rühre daher, dass das Niveau der So- zialhilfekosten über den ganzen Kanton von exogenen Faktoren beeinflusst werden könne. Ein Beispiel dafür sei die Anpassung des Grundbedarfs gemäss SKOS -Richtlinien. Steige oder sinke dieser Grundbedarf, verändere sich das Nive au der Sozialhilfekosten im ganzen Kanton. Bei einer Kürzung des Grundbedarfs um einen gewissen Prozentsatz würden sich auch die Sozialhilfekosten pro Kopf verringern, ohne dass sich die Arbeit der Sozialdienste, die Zahl der Sozialhilfebezüger oder der st rukturellen Voraussetzungen des Sozialdienstes verändert hätten. Die entstandene Differenz zwischen den effektiven und geschätzten Kosten, sei nur durch diese Politikänderung herbeigeführt worden Mit der Justierung der effektiven Kosten Ei werde diese gesamtkantonale Entwicklung abgefangen. Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 55 von 68 Das politische System der Schweiz mit seinen sehr unterschiedlich grossen Körperschaften bringe es mit sich, dass die statistischen Abweichungen in kleineren Einheiten jeweils grösser ausfallen würden. Da gewisse statistische Unschärfen im Einzelfall nicht auszuschliessen sei- en, habe der Grosse Rat den Toleranzbereich mit +/ -30% definiert. Die Gutachter würden bestätigen, dass dieser Spielraum „reichlich" sei. Gegen das von den Gutachtern vorgeschlagene „Screening -System" spreche, dass der Ge- setzgeber eindeutig eine ausschliesslich auf den Ergebnissen der Bonus -Malus-Berech- nungen basierend finanzielle Sanktion in Form eines Bonus bzw. eines Malus habe festlegen wollen.79 11.6.2 Die Beschwerdeführerin erachtet das Gutachten als überzeugend sowie überaus diffe- renziert und fundiert. Sie weist darauf hin, dass das Bonus -Malus-System in dieser Form kaum den Weg ins Gesetz gefunden hätte, wenn das Gutachten früher eingeholt worden wä- re. Die Besonderheit des vorliegenden Systems liege darin, dass nicht der Zusammenhang zwischen den strukturellen Merkmalen („Soziallastfaktoren“) und den Sozialhilfekosten pro Einwohner nachgewiesen werden sollte, sondern das Hauptinteresse den Abweichungen ge l- te. Die Variablenwahl sollte damit eige ntlich einen möglichst guten Beitrag zur Erklärung des Wertes Ei (Sozialhilfekosten) liefern und nicht die Abweichungen davon erklären. Angesichts der klaren Aussage der Gutachter sollte die Vorinstanz ein eigenes Interesse d a- ran haben, das Bonus/Malus-System einer grundsätzlichen Korrektur zu unterziehen. Es dürf- te der Öffentlichkeit einigermassen schwierig zu erklären sein, weshalb der Sozialdienst N zu Lasten aller Steuerzahler im Kanton einen Bonus erhalte, obwohl ein Gutachten diese Bonus- Zahlung als in der Sache nicht gerechtfertigt bezeichne. Das Modell beweise gerade nicht, dass der Sozialdienst der Beschwerdeführerin kostenineffi- zient arbeite. Es lasse sich nur feststellen, dass die Kosten des Sozialdienstes Y durch die gewählten strukturellen Merkmale (jedenfalls ohne Anpassung der Leerwohnungsziffer an den tatsächlichen Leerwohnungsbestand) nicht erklärbar seien. Das Gutachten bestätige die Auf- fassung der Beschwerdeführerin, wonach das Bonus-Malus-Modell zwar in der Lage sei, sta- tistische Ausreisser zu erkennen , jedoch keinen Nachweis zur Frage liefere, ob ein Sozia l- dienst kostenineffizient arbeite. Die Auffassung der Vorinstanz, dass 76% der Kosten eines Sozialdienstes durch die strukturellen Merkmale / “Soziallastfaktoren“ erklärbar seien, werde von den Gutachtern nicht bestätigt. Dadurch auch das Argument, mit der 30%-Toleranz werde der Anteil der statistisch nicht erklärbaren Kosten abgedeckt, widerlegt. 79 Stellungnahme der Vorinstanz vom 21. November 2016 zum Gutachten Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 56 von 68 Da die Abweichungen auch unerwünschte Anteile umfassen könnten, werde einmal mehr be- stätigt, dass von den Abweichungen gerade nicht per se auf die Kosteneffizienz eines Sozia l- dienstes geschlossen werden könne. Es zeige sich nunmehr, dass bei einer nach wissenschaftlichen Grundsätzen angezeigten Modifikation des Systems eine ganze Reihe von Veränderungen bei der Zuteilung der Sozia l- dienste in den Bonus- bzw. Malus-Bereich resultieren würde. Der Grosse Rat sei, wenn man die parlamentarische Debatte analysier e, davon aus gegan- gen, dass es sich beim Vergleichswert um einen „kantonale n Durchschnittswert handle, wel- cher 76% der Sozialhilfekosten erklären könne. Das treffe nun aber nicht zu. Der Grosse Rat sei sich insbesondere auch nicht bewusst gewesen, dass je nach Modell -Selektion (bei n o- tabene höherem Bestimmtheitsmass) ganz andere Ergebnisse resultieren würden. Das auf Verordnungsstufe verankerte Modell entspreche nicht dem, was der Gesetzgeber in Art. 80d SHG habe verankern wollen. Die Vorinstanz habe nach Ansicht der Gutachter zu Unrecht die Anwendung von Art. 41c SHV (Verzicht auf die Auferlegung eines Malus) auf den Sozialdienst Y verneint. Die Ausführungen der Gutachter zur Variablenwahl würden bestätigen, dass der Nachweis der statistischen Si g- nifikanz von der Beschwerdeführerin nicht verlangt werden könne: Selbst E coplan habe einen Einfluss der von der Beschwerdeführerin geltend gemachten Faktoren (die Altersstruktur der Bevölkerung, der relative Anteil von Familien an allen Haushalten oder der relative Anteil A l- leinerziehender) vermutet, mangels Datenqualität aber nicht nachweisen können. Die von der Beschwerdeführerin vorgeschlagene Berücksichtigung der Distanz zu den Stadt - bzw. Arbeitszentren sowie die vorgeschlagene Anpassung der Ergänzungsleistungs-Bezüger- Quote an die Altersstruktur der Gemeinde würden von den Gutachtern explizit unterstützt. Die Korrektur dieser Faktoren wäre ein Grund für die Gutheissung der Beschwerde. Die Gutachter würden auf eine Vielzahl von problematischen Punkten und Unzulänglichkeiten des Systems hinweisen. Insbesondere die „Sprungstelle" sei nach Ansicht der Gutachter nicht haltbar. Dies bedeute nichts andres, als dass das System einzelne Sozialdienste bevorzuge und andere sachwidrig benachteilige. Namentlich der Wert des „besten" Sozialdienstes N werde von den Gutachtern als „unplausibel" beze ichnet. Bei einem Finanzausgleichsmodell könnten systematisch bedingte Ungleichbehandlungen nicht ausgeschlossen werden und seien deshalb zu akzeptieren (es werde in einem Finanzausgleichsmodell ja auch keine Ve r- änderung des Verhaltens der Körperschaften e rwartet). Demgegenüber müsse sich das vor- liegende Bonus-Malus-System, welches direkt mit einer Strafzahlung verknüpft sei, nach den strengen Anforderungen von Art. 8 BV bewerten lassen. Das Modell genüge dem Gleichb e- handlungsgrundsatz von Art. 8 BV nicht. Die Ungereimtheiten im System seien nach Ansicht Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 57 von 68 der Beschwerdeführerin derart, dass das System insgesamt als willkürlich bezeichnet werden müsse.80 11.7. Beurteilung der Tauglichkeit des verwendeten Regressionsmodells zur Besti m- mung der Kosteneffizienz der Sozialdienste 11.7.1 Mit der Einführung des Bonus - und Malussystems wurde ein Vergleich zwischen den Leistungen der Sozialdienste angestrebt, und es wurden Anreize zur Verbesserung der Lei s- tungen der Sozialdienste gesetzt. Dies erfordert eine dossierbezoge ne Auswertung der erh o- benen Daten.81 Das Bonus-Malus-Modell basiert auf den empirischen Erkenntnissen, dass die tatsächlichen Kosten für die wirtschaftliche Hilfe pro Einwohner stark von strukturellen Fakt o- ren („Rahmenbedingungen“) einer Sozialdienstregion abhängen. Mit Hilfe eines statistischen Verfahrens werden die Kosten um die unterschiedlichen strukturellen Faktoren bereinigt und damit unter den Sozialdiensten vergleichbar gemacht. Auf Basis der tatsächlichen Kosten pro Sozialdienst und der um strukture lle Faktoren korrigierten Kosten (Schätzung pro Sozia l- dienst) werden gemäss Artikel 80d ff. SHG die Bonus - bzw. Malus-Effekte berechnet. Bei der Gestaltung des Bonus -Malus-Systems wurden zunächst die strukturellen Faktoren ermittelt, die statistisch einen signifikanten Einfluss auf die Pro -Kopf-Kosten der Sozialdienste haben und somit Unterschiede in den Pro -Kopf-Kosten zu erklären vermögen. Auf dieser Basis wu r- de dann mit ökonometrisch -statistischen Berechnungen das Modell abgeleitet. Die Auswahl der strukturellen Faktoren sowie deren statistische Gewichtung werden periodisch aktualisiert: Vorgesehen ist, dass die Aktualisierung der ökonometrischen Schätzgleichung voraussichtlich rund alle fünf Jahre durch eine externe Expertin oder einen externen Experten erfolgt. Die konkreten Werte der strukturellen Faktoren pro Sozialdienstregion werden jährlich mit den Daten der jeweils verfügbaren letzten drei Jahre aktualisiert.82 11.7.2 Die Einführung des Bonus -Malus-Systems wurde im Grossen Rat an der Januar Ses- sion 2011 wie folgt diskutiert: 83 - Votum Ueli Studer: Der Grosse Rat führt nun ein Bonus-Malus-System ein. Dies unter- stütze ich voll und ganz. Wenn die Gemeinden die Sozialdienste nicht optimal organ i- sieren, so gibt es ein schlechtes Resultat, und dafür werden sie sanktioniert. Wer so l- che Bedingungen erfüllen muss, der muss auch einen gewissen Spielraum in der Art und Weise der Aufgabenerfüllung haben. 80 Stellungnahme der Beschwerdeführerin vom 19. Dezember 2016 zum Gutachten 81 Gemeinsamer Antrag des Regierungsrates und der Kommission zur Änderung des SHG vom 11. August 2010, Erläuterungen zu Art. 80g Abs. 5 SHG, S. 22 82 Vortrag der GEF zur Änderung der SHV vom 2. November 2011 S. 20 ff. 83 Tagblatt des Grossen Rates des Kantons Bern, Januarsession vom 24. Januar – 2. Februar 2011, S. 180 ff. Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 58 von 68 - Votum Bernhard Antener: Das Prinzip des Bonus-Malus zielt darauf ab, Bestrebungen bezüglich Controlling und Ko stenkontrolle zu intensivieren; die Wirkung und die Lei s- tungen von Sozialdiensten sollen jährlich beurteilt werden. - Votum Blaise Kropf: Damals wies ich auch darauf hin, dass der eigentliche Angelpunkt dieses Bonus-Malus-Systems – der theoretische Vergleich swert – eine hochsensible Angelegenheit ist. Wieso? Die Definition oder Auswahl der verschiedenen Parameter, die in den theoretischen Vergleichswert einfliessen, hat eine enorme Bedeutung für die Auswirkungen des Bonus-Malus-Systems, also eines einzelnen Bonus oder Malus auf die einzelnen Gemeinden oder Sozialdienste, die davon betroffen sind. Anders gesagt: Die Berücksichtigung oder Nichtberücksichtigung eines einzelnen Parameters, der hier in Frage kommt, kann sehr schnell über Bonus oder Malus entscheide n. Das ist eine Tatsache, die wir so zur Kenntnis nehmen müssen. Nun mussten wir allerdings bereits in der ersten Lesung feststellen, dass gewisse Parameter, die eigentlich zwingend n ö- tig wären, und die unbedingt berücksichtigt werden müssten, gar nicht zu r Verfügung stehen, und zwar deshalb, weil sie vom Bundesamt für Statistik gar nicht erhoben wer- den. Oder, vielleicht muss man präziser sagen, weil sie zumindest nicht gemeind e- scharf erhoben werden. Es nützt uns nichts, diese Daten für das Gesamt -Aggregat Kanton zu haben, sondern wir brauchen gemeindescharfe Daten. Wenn diese nicht vorliegen, können wir sie bei der Berechnung des Bonus -Malus, beim theoretischen Vergleichswert, nicht berücksichtigen. Es geht nicht darum, das Bonus -Malus-System gut oder schlecht zu finden, sondern es ist einfach ein Problem, wenn man die Daten nicht hat. Es gibt noch ein zweites Element. In der Zwischenzeit mussten wir zur Kenntnis nehmen – und ich nehme an, dass dies in Ihren Fraktionen nicht anders war als bei uns – dass reg ionale Sozialdienste anfingen, die Auswirkungen des Bonus - Malus-Systems zu berechnen, um zu sehen, was dies für sie bedeutet. Die Rückme l- dungen der regionalen Sozialdienste zeigen, dass in ihrem Einzugsgebiet in Bezug auf die Kosten zum Teil enorme Differe nzen zwischen den einzelnen Gemeinden best e- hen. Es gibt also Gemeinden, die deutlich teurer arbeiten als andere, und dies inne r- halb des gleichen regionalen Sozialdienstes. Man kann nun sagen, dass man dies a l- lenfalls mit dem Vergleichswert erklären könne. Es wurde aber festgestellt, dass die Kostenunterschiede zum Teil überhaupt nicht mit dem theoretischen Vergleichswert begründet werden können. Oder anders gesagt: Mit dem Bonus -Malus-System wird je nach Auswahl der zu berücksichtigenden berücksichtigenden Parameter nicht nur Kos- teneffizienz erzielt, sondern unter Umständen werden damit eben sehr wohl auch strukturelle Faktoren ins Visier genommen, also demografische und soziale Faktoren, die zu Kostenunterschieden führen. […] Wir erachten es auch hier als unabdingbar, dass man in den Fällen, in denen entweder ein Bonus verteilt wird oder ein Malus ka s-Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 59 von 68 siert werden muss, ganz genau hinschaut, ob dies effektiv auf die Kriterien der Ko s- teneffizienz zurückzuführen ist, oder ob es nicht vielmehr strukturelle Faktoren gibt, die mit einwirken. Ich denke, dass wir uns darüber einig sind: Wir dürfen keine Bonus - Malus verteilen, die auf strukturellen demografischen oder sozialen Faktoren beruhen. - Votum Lorenz Hess: Es ging nicht darum , auf ein Mal möglichst viele Gemeinden d a- mit zu treffen. Man muss das System einmal einführen, dafür sorgen, dass das U m- denken stattfindet, und bei der Auswertung sehen, was es bewirkt. Man sollte nun nicht das Kind mit dem Bade ausschütten und meinen, ma n bewirke viel. Mit dieser Bandbreite erreichen wir die Ausreisser; mehr wollte man nie. Der Gesetzgeber wollte demnach, dass ein Bonus oder Malus zwingend auf die Kosteneffiz i- enz eines Sozialdienstes zurückzuführen ist und nicht auf anderen Faktoren beruht. Das Bo- nus-Malus-System sollte statistische Ausreisser ermitteln. Zudem war sich der Gesetzgeber bereits anlässlich der Einführung des Bonus -Malus-Systems bewusst, dass die V erfügbarkeit und Qualität der Daten wie auch die Auswahl der strukturellen Faktoren problematisch ist und zu einer Verfälschung des Ergebnisses führen kann. Entgegen den Ausführungen der V o- rinstanz lässt sich jedoch aus den Diskussionen im Grossen Rat nich t herauslesen, dass die Ermittlung der Kosteneffizienz zwingend in einem Schritt erfolgen und ein allfälliger Bonus oder Malus direkt an die Berechnung geknüpft sein muss. 11.7.3 An die Tauglichkeit des vorliegenden Regressionsmodells, verlässliche Aussagen zur Kosteneffizienz der Sozialdienste zu machen , sind hohe Anforderungen zu stellen. Dies in s- besondere, weil das Ergebnis der Berechnung unmittelbar zu finanziellen Folgen führ en kann – nämlich der Ausrichtung eines Bonus oder der Bezahlung eines Ma lus. Das Regressions- modell muss deshalb zuverlässig die korrekte Ermittlung der Kosteneffizienz der Sozialdienste im Einzelfall gewährleisten. Zur zuverlässigen Ermittlung der Kosteneffizienz eines jeden S o- zialdienstes im Kanton Bern ist u nabdingbar, dass die jeweilige Ausgangslage eines Sozia l- dienstes, d.h. die jeweiligen spezifischen Eigenheiten des Zuständigkeitsgebietes , durch die gewählten strukturellen Faktoren erfasst und berücksichtigt werden. Neben der Auswahl der strukturellen Faktoren ist auch deren mathematische Umsetzung in der Formel ausschlagg e- bend, je nachdem, ob sich die strukturellen Faktoren linear oder nicht -linear auswirken oder ob sie in einer Wechselwirkung mit anderen Faktoren stehen. Werden nicht alle signifikanten strukturellen Faktoren in der geeigneten Form in die Formel aufgenommen , kann das Ergeb- nis im Einzelfall verfälscht werden. Mithin ist nicht mehr gewährleistet, dass die Abweichungen der effektiven Kosten vom Vergleichswert tatsächlich durch die kosteneffiziente Arbeitsweise eines Sozialdienstes verursacht wurden. Die Abweichungen können diesfalls andere Gründe haben und statt auf der Kosteneffizienz auf anderen Gründen beruhen. Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 60 von 68 Vorliegend bestehen zwar keine Hinweise, dass das vorliegend zu beurteilende Regressi- onsmodell nicht mit der gebotenen Sorgfalt und gemäss den Standards der guten Praxis era r- beitet worden wäre. Es weist jedoch mehrere wesentliche Unsicherheiten auf: 1) Es handelt sich um eine ungewöhnliche Anwendung einer etablierten Methode, indem bei der vorliegenden An wendung die Abweichungen als Mass für die Kosteneffizienz dienen, während bei der herkömmlichen Anwendung von Regressionsmodellen die Abweichungen unvermeidliche un d rein zufällige Störungen sind . Bei der Variable n- wahl und der Schätzung der Parameter wurde n vorliegend demnach Methoden ve r- wendet, die auf der Annahme von rein zufälligen Abweichungen beruhen. 2) Der Effekt der Arbeitsweise, der als Kosteneffizienz interpretiert werden kann, ist nur ein Bestandteil der Abweichungen. Diese können auch Effekte von weiteren, im Modell nicht enthaltenen strukturellen Merkmalen der Gemeinden , Effekte, die sich nicht durch eine lineare Funktion beschreiben lassen und rein zufällige Abweichungen en t- halten. 3) Zahlreiche weitere strukturelle Merkmale, welche einen potentiell signifikanten Einfluss auf die Ermittlung der Kosteneffizienz haben, konnten mangels Datenqualität oder Da- tenverfügbarkeit nicht berücksichtigt werden . Es ist ungeklärt, welcher Anteil an der verbleibenden Variabilität der Abweichungen strukturell bedingt ist und prinzipi ell e r- klärbar wäre. Es muss deshalb angenommen werden , dass die effektiven Kosten teil- weise nicht nur oder nicht überwiegend von der effizienten oder ineffizienten Arbeit s- weise eines Sozialdienstes beeinflusst werden, sondern auch auf anderen Ursachen beruhen. 4) Je nach Wahl der strukturellen Faktoren werden die jeweiligen strukturellen Eige n- schaften einer Gemein de besser, schlechter oder gar nicht berücksichtigt, demen t- sprechend ändert sich das Ergebnis. Im Idealfall werden die massgebenden strukturel- len Eigenschaften jeder Gemeinde im Kanton Bern in derselben Weise berücksichtigt. Faktisch ist ein Regressionsmodell wie das vorliegende jedoch nie vollständig und eine gleichmässige Berücksichtigung aller strukturellen Faktoren sämtlicher Gemeinden ist illusorisch, wie etwa ein Vergleich der Tourismusgebiete mit der Beschwerdeführerin zeigt: Eine derartige Differenz der effektiven Kosten vom Vergleichswert ist auch nach Ansicht der Sachverständigen zumindest teilweise auf strukturelle Fakto ren und nicht die Kosteneffizienz zurückzuführen. Somit führt die Anwendung des vorliegenden R e- gressionsmodells zwingend zu einer Ungleichbehandlung der Gemeinden, indem nicht alle wesentlichen strukturellen Faktoren bei allen Gemeinden gleichmässig und in der- selben Weise berücksichtigt werden. Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 61 von 68 5) Weiter wirken sich die Standardfehler von CHF 14.00 bis 57.00 bzw. die relativen Un- sicherheiten von 4% bis 22% der geschätzten Vergleichswerte widersprüchlich auf die Abweichungen und damit die Bonus -Malus-Zahlungen aus und können somit das E r- gebnis der Bonus-Malus-Berechnung ebenfalls verfälschen. 6) Zusammenhänge zwischen den Effekten der strukturellen Merkmale und der Arbeit s- weise sowie nichtlineare Zusammenhänge zwischen den geschätzten Abweichungen und strukturelle n Merkmalen können nicht ausgeschlossen werden. Solche Zusa m- menhänge können das Ergebnis der Bonus-Malus-Berechnung weiter verfälschen. 7) Die Möglichkeit der unterschiedlichen Erhebung der Leerwohnungsziffer stellt eine wei- tere Unsicherheit dar. Das BFS akze ptiert nicht weniger als sieben verschiedene M e- thoden: Datengewinn aus einer kombinierten Einwohner - und Gebäudedatei, Date n- gewinn aus der Einwohnerkontrolle, Rundschreiben an Liegenschaftsverwaltungen, Treuhand-, Notariats- und Architekturbüros, Angaben d urch Elektrizitätswerke, Ang a- ben der örtlichen Baupolizei bzw. des Bauinspektorats, Aufruf im amtlichen Anzeiger und/oder in Tageszeitungen sowie Auswertung von Zeitungsinseraten. Diese Meth o- den können und sollen zudem einzelfallgerecht kombiniert werden. 84 Es leuchtet ein, dass all diese unterschiedlichen Erhebungsmöglichkeiten zu unterschiedlichen Erge b- nissen führen können, was wiederum das Ergebnis der Bonus-Malus-Berechnung ver- fälscht. 8) Das grösste Problem jedoch besteht vorliegend jedoch darin, dass das Ergebnis der Bonus-Malus-Berechnung recht sensitiv von der genauen Ausgestaltung der Regre s- sionsmethode abhängt. So können bereits recht geringfügige Veränderungen der R e- gressionsmethode zu wesentlichen Veränderungen bei der Einteilung der Sozialdiens- te in den Bonus-, Malus- oder neutralen Bereich sowie zu teilweise erheblichen Verän- derungen bei der Höhe der Boni respektive Mali führen. So hatte bereits die Berüc k- sichtigung der Wechselwirkung zwischen dem Ausländeranteil und der Leerwo h- nungsziffer zur Folge, dass einer der zehn Sozialdienste im Bonus -Bereich einem an- deren weichen musste, drei Sozialdienste den Malus -Bereich verlassen haben und zwei andere hinzu gekommen sind. 9) Ein wesentliches Problem der Berechnungsmethode sodann ist der sprunghafte Wechsel des Bonus oder Malus von 0 auf 3% des Vergleichswertes, sobald der Tol e- ranzbereich von 30% verlassen wird. Eine kleine Änderung der effektiven Kosten kann somit zur Fälligkeit oder dem Ausbleiben einer grossen Zahlung führen. Dabei ist nicht 84 Wegleitung des BFS für die jährliche Zählung leer stehender Wohnungen für durchführende Stellen (Gemeinden, Kantone), Stand 3.2014, vgl. Beschwerdebeilage 10 Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 62 von 68 auszuschliessen, dass einige Sozialdienste sachfremde, d.h. nicht mit der angestre b- ten Arbeitseffizienz zusammenhängende Anstrengungen unternehmen, um diesen Sprung zu vermeiden oder aber hervorzurufen. 10) Bei der Wahl der Zielgrösse wären Verbesserungen denkbar, jedoch müssten insoweit zusätzliche und wohl aufwendige Abklärungen durchgeführt werden. So könnten mö g- licherweise anstelle der Kosten pro Einwohner die skalierten Kosten pro Dossier ver- wendet werden, zudem könnten allenfalls die Personal - und Administrativkosten der Sozialdienste in die Berechnung und Skalierung von E einfliessen. 11) Schliesslich ist unklar, wie die Evaluation und Anpassung des Systems nach Art. 41b Abs. 5 SHV erfolgen soll. Angesichtes dieser zahlreichen, sich teilweise widersprechenden Annahmen und Unsicherhei- ten, der faktischen Unmöglichkeit, sämtliche relevanten strukturellen Faktoren in die Formel aufzunehmen und der damit verbundenen, systemimmanenten Ungleichbehandlung der G e- meinden sowie der Sprungstelle ist die zuverlässige Beurteilung de r Kosteneffizienz eines Sozialdienstes aufgrund eines Vergleichs der effektiven mit den geschätzten Kosten nicht gewährleistet. Dabei ist nochmals zu betonen, dass das vorliegend gewählte Regressionsmo- dell fachgerecht und nach bestem Wissen und Gewissen er arbeitet wurde. Es ist jedoch frag- lich, ob bei dieser Ausganslage mit vertretbarem Aufwand überhaupt ein taugliches Modell zur Bestimmung der Kosteneffizienz entwickelt werden kann. Insbesondere stellt die Datenve r- fügbarkeit ein grösseres, wenn nicht sogar unüberwindbares Problem dar. Problematisch ist insbesondere auch, dass an das Ergebnis der Bonus -Malus-Berechnung direkte und erhebliche finanzielle Folgen geknüpft werden. Besser erscheint hier das zweist u- fige System der Wirtschaftlichkeitsprüfung der Ärztinnen und Ärzte: hier werden in einem er s- ten Schritt herausragende Ärztinnen und Ärzte, die potentiell zu viel verrechnen, identifiziert, in einem zweiten Schritt werden diese Ärztinnen und Ärzte genauer geprüft. Erst wenn in der Prüfung der einzelnen Ärztinnen und Ärzte, die die Grenze überschritten haben, eine unwir t- schaftliche Arbeitsweise nachgewiesen werden kann, kommt es zu finanziellen Folgen (Rüc k- zahlungen). Hierzu hat das Bundesgericht folgendes festgehalten: Bei der im zu beurteilenden Fall fü r die Überprüfung der Wirtschaftlichkeit der ärztlichen Tätigkeit nach Art. 56 KVG angewendeten Methode des Durchschnittskostenvergleichs ist rechtspr e- chungsgemäss keine Kontrolle aller Positionen sämtlicher Rechnungen durchzuführen, sondern kann sich die Prüfung vielmehr darauf beschränken, dass die durchschnittlichen Behandlungsko s- ten des betreffenden Arztes oder der betreffenden Ärztin mit denjenigen anderer Ärzte unter ähnl i- chen Bedingungen verglichen werden, wobei die kürzlich formulierten Kriterien be züglich Transpa- renz beachtet werden müssen. Voraussetzung für die Anwendbarkeit dieser Methode ist, dass sich das Vergleichsmaterial hinreichend ähnlich zusammensetzt und sich der Vergleich über einen g e-Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 63 von 68 nügend langen Zeitraum erstreckt, wodurch bloss zufäl lige Unterschiede mehr oder weniger au s- geglichen werden. Eine Überarztung liegt vor, wenn eine ins Gewicht fallende Zahl von Rechnu n- gen desselben Arztes oder derselben Ärztin an eine Krankenkasse im Vergleich zur Zahl von Rechnungen von Ärzten in geographi sch gleichem Tätigkeitsbereich und mit etwa gleichem Kra n- kengut im Durchschnitt erheblich höher ist, ohne dass den Durchschnitt beeinflussende Besonde r- heiten geltend gemacht werden können. Falls die Wirtschaftlichkeit in Anwendung der statistischen Methode beurteilt wird, darf eine Unwirtschaftlichkeit nicht schon bei Überschreitung des statist i- schen Mittelwertes (100 Indexpunkte) vermutet werden. Vielmehr ist den Ärzten und Ärztinnen e i- nerseits ein Toleranzbereich und zudem allenfalls ein Zuschlag zu diese m Toleranzwert (zu dem den Toleranzbereich begrenzenden Indexwert) zuzugestehen, um spezifischen Praxisbesonde r- heiten Rechnung zu tragen. Nach der Rechtsprechung liegt der Toleranzbereich zwischen 120 und 130 Indexpunkten.85 Auch hier stellt sich jedoch die Frage, ob das zweistufige Modell zur Wirtschaftlichkeitsprüfung von Ärztinnen und Ärzten überhaupt auf die vorliegende Problemstellung angewandt werden kann. Wiederum stellt sich nämlich die Frage nach der Verfügbarkeit bzw. der Ermittlung der relevanten Daten: Während diese im Falle der Ärzte kaum ein Problem darstellen werden, erscheint es vorliegend schwierig oder sogar unmöglich, alle relevanten Daten ermitteln zu können. Mit anderen Worten würde die Problematik, mangels Datenverfügbarkeit nicht al le relevanten Faktoren berücksichtigen zu können, bestehen bleiben. Auch ist fraglich, ob der Aufwand, bei sämtlichen statistischen Ausreissern eine eingehende Untersuchung durchz u- führen, überhaupt vertretbar wäre. Schliesslich berücksichtigt die in Art. 41c SHV vorgesehene Ausnahmeregelung nur eines von mehreren Problemen. Zudem ist der Beschwerdeführerin insoweit beizustimmen, als dass die Beweislastumkehr als problematisch zu werten ist und der aufwendige Nachweis etwa ma n- gels Verfügbarkeit der Daten wohl nur selten gelingen wird. Insgesamt erscheint das gewählte Modell aufgrund zu vieler Unsicherheiten nicht tauglich, verlässliche Aussagen zur Kosteneffizienz der Sozialdienste zu machen. Insbesondere die Sprungstelle stört und auch die Zweckmässigkeit erscheint nicht klar. Geringfügige Änderu n- gen des Modells führen unter Umständen zu ganz anderen Ergebnissen, indem einige Ge- meinden den Malus (oder Bonus) verlassen und andere Gemeinden neu hinzukommen. Dies ist umso problematischer, als dass die Ergebnis se direkt an teilweise einschneidende finanz i- elle Folgen geknüpft sind. Auch ist aufgrund des Umstandes, dass ein Regressionsmodell der vorliegenden Art nie vollständig ist, d.h. nie alle massgebenden Faktoren berücksichtigen kann, eine gewisse Ungleichbehandlung der Gemeinden im Kanton Bern systemimmanent. 85 BGE 137 V 43, 45 E. 2.2, mit Hinweisen insbesondere auf BGE 136 V 415 Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 64 von 68 Somit erweisen sich sowohl die Rüge der Willkür in der Rechtssetzung als auch die Rüge der Ungleichbehandlung als begründet. 12. Ergebnis Art. 41b und 41c SHV sowie Anhang 6 zu Art. 41 b Abs. 4 SHV erweisen sich somit als ver- fassungswidrig und sind nicht anzuwenden. Die Beschwerde ist gutzuheissen und die ange- fochtene Verfügung aufzuheben. 13. Verfahrensantrag 13.1 Am 17. Juni 2015 sowie i n der Stellungnahme vom 19. Dezember 2016 zum Gutach- ten stellte die Beschwerdeführerin den Antrag auf Durchführung einer Instruktionsverhan d- lung. 13.2 Die Behörden bestimmen Art und Umfang der Ermittlungen, ohne an die Beweisantr ä- ge der Parteien gebunden zu sein (Art. 18 Abs. 2 VRPG). Das bedeutet, dass Parteien im Rahmen ihrer Mitwirkungspflicht zwar Beweisanträge stellen können. An diese ist die Behörde jedoch nicht gebunden. Vielmehr liegt es in ihrem Ermessen, in welchem Umfang sie Beweise erhebt. Gelangt sie im Rahmen einer antizipierten Beweiswürdigung zur Auffa ssung, eine be- antragte Beweisführung sei für die Feststellung des rechtserheblichen Sachverhaltes nicht relevant, hat sie den entsprechenden Beweisantrag mit prozessleitender Verfügung oder im Rahmen der Entscheiderwägungen abzuweisen.86 13.3 Vorliegend bestehen keine noch offenen und klärungsbedürftigen Fragen. Die B e- schwerdeinstanz konnte sich vielmehr insbesondere aufgrund des gut nachvollziehbaren und verständlichen Gutachtens selbst sowie der zahlreichen und ausführlichen Eingaben der Ve r- fahrensbeteiligten eine Meinung bilden und die Tauglichkeit des Bonus -Malus-Modells beur- teilen. Aus diesen Gründen erweist sich die Durchführung einer Instruktionsverhandlung für die Fest- stellung des rechtserheblichen Sachverhaltes als nicht mehr relevant, womit der ent sprechen- de Beweisantrag der Beschwerdeführerin abzuweisen ist. 86 Markus Müller, Bernische Verwaltungsrechtspflege, Bern 2011, S. 58 f. und Fussnote 99 Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 65 von 68 14. Kosten 14.1. Die Verfahrenskosten, bestehend aus einer Pauschalgebühr (Art. 103 VRPG), werden der unterliegenden Partei auferlegt, es sei denn, das prozessuale Verhalten einer Partei g e- biete eine andere Verlegung oder die besonderen Umstände rechtfertigten, keine Verfahren s- kosten zu erheben (Art. 108 Abs. 1 VRPG). Beschwerdeführenden und unterliegenden B e- hörden im Sinne von Art. 2 Abs. 1 Bst. b VRPG, d.h. Organe der Gemeinden, ihrer Anstalten und von Körperschaften, soweit diese dem Gemeindegesetz unterstellt sind, werden Verfa h- renskosten nur auferlegt, wenn sie in ihren Vermögensinteressen betroffen sind (Art. 108 Abs. 2 VRPG). Vorliegend gilt die Vorinstanz als unterliegend. Als Behörde im Sinne von Art. 2 Abs. 1 Bst. a VRPG können ihr nach dem Gesagten keine Verfahrenskosten auferlegt werden. 14.2. Die unterliegende Partei hat der Gegenpartei die Parteikosten zu ersetzen, sofern nicht deren prozessuales Verhalten oder die besonderen Umstände eine andere T eilung oder die Wettschlagung gebieten oder die Auflage der Parteikosten an das Gemeinwesen als g e- rechtfertigt erscheint (Art. 108 Abs. 3 VRPG). Die Parteikosten umfassen den durch die b e- rufsmässige Parteivertretung anfallenden Aufwand (Art. 104 Abs. 1 VRP G). Im Beschwerde- verfahren haben kommunale Verwaltungsbehörden in der Regel keinen Anspruch auf Parte i- kostenersatz (Art. 104 Abs. 4 VRPG). Die Praxis gewährt Gemeinwesen indes stets dann e i- nen Parteikostenersatz, wenn sie nicht hoheitlich auftreten, sonder n wie Private betroffen sind.87 Die obsiegende Beschwerdeführerin ist vorliegend wie eine Privatperson betroffen (vgl. Erw ä- gung 1.2 hievor). Sie ist anwaltlich vertreten. Der Regierungsrat regelt durch Verordnung die Tarifordnung für die Bemessung des Parte ikostenersatzes durch die Gerichte und Verwa l- tungsjustizbehörden (Art. 41 Abs. 1 KAG 88). Die Tarifordnung besteht aus Rahmentarifen für die Zivilrechts -, Verwaltungsrechts - und Strafrechtssachen (Art. 41 Abs. 2 KAG) . Innerhalb des Rahmentarifs bemisst sich der Parteikostenersatz nach dem in der Sache gebotenen Aufwand, der Bedeutung der Streitsache und der Schwierigkeit des Prozesses (Art. 41 Abs. 3 KAG). Der Parteikostenersatz kann von der Höhe des Honorars abweichen (Art. 41 Abs. 5 KAG). Im Beschwerdeverfa hren beträgt das Honorar 400 bis 11‘800 Franken pro Instanz (Art. 11 Abs. 1 PKV89). Sind bedeutende vermögensrechtliche Interessen zu wahren, wird auf dem Honorar ein Zuschlag von bis zu 200 Prozent gewährt (Art. 11 Abs. 2 PKV). Ein Zuschlag von bis zu 100 Prozent auf das Honorar wird gewährt bei Verfahren, die besonders viel Zeit 87 Müller, a.a.O., S. 247, mit Hinweis 88 Kantonales Anwaltsgesetz vom 28. März 2006 (KAG; BSG 168.11) 89 Verordnung vom 17. Mai 2006 über die Bemessung des Parteikostenersatzes (Parteikostenverordnung, PKV; BSG 168.811) Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 66 von 68 und Arbeit beanspruchen, wie namentlich bei schwieriger und zeitraubender Sammlung oder Zusammenstellung des Beweismaterials, bei grossem Aktenmaterial oder umfangreichem Briefwechsel, wenn ein wesentlicher Teil des Aktenmaterials oder des Briefwechsels in einer anderen als der Gerichtssprache vorliegt, oder bei besonders komplexen tatsächlichen oder rechtlichen Verhältnissen (Art. 16 i.V.m. Art. 9 PKV). Die Kostennote des Vertrete rs der Beschwerdeführerin vom 25. Juli 2017 beläuft sich auf CHF 22‘032.00 (Honorar: CHF 20‘000.00, Auslagen: CHF 400.00, Mehrwertsteuer: CHF 1‘632.00). Vorliegend sind die Schwierigkeit der Sache, der gebotene Zeitaufwand und die Bedeutung der Sache als ü berdurchschnittlich zu qualifizieren (Art. 41 Abs. 3 KAG) , zu- dem waren bedeutende vermögensrechtliche Interessen zu wahren (Art. 11 Abs. 2 PKV) und aufgrund der umfangreichen Akten war ein überdurchschnittlich hoher Zeit- und Arbeitsauf- wand notwendig (Art. 16 i.V.m. Art. 9 PKV). Aus diesen Gründen erweisen sich die von der Beschwerdeführerin bezifferten Parteikosten als gerechtfertigt. Die der Beschwerdeführerin zu ersetzenden Parteikosten sind demnach auf CHF 22'032.00 inkl. Auslagen und Mehrwertsteuer fe stzusetzen. Die Vorinstanz hat der Beschwerdeführerin den Parteikostenersatz nach Rechtskraft dieses Entscheides zu entschädigen. Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 67 von 68 III. Entscheid 1. Die Beschwerde vom 10. November 2014 wird gutgeheissen. Die Verfügung der V o- rinstanz vom 9. Oktober 2014 wird aufgehoben. Art. 41b und 41c SHV sowie Anhang 6 zu Art. 41 b Abs. 4 SHV sind nicht anzuwe n- den. 2. Der Verfahrensantrag um Durchführung einer Instruktionsverhandlung wird abgewi e- sen. 3. Verfahrenskosten werden keine gesprochen. 4. Die Vorinstanz hat de r Beschwerdeführerin nach Rechtskraft dieses Entscheides Pa r- teikosten in der Höhe von CHF 22‘032.00 (inkl. Auslagen und Mehrwertsteuer) zu e r- setzen. IV. Eröffnung - Beschwerdeführerin, per Einschreiben - Vorinstanz, [Adresse]per Kurier DER GESUNDHEITS- UND FÜRSORGEDIREKTOR Pierre-Alain Schnegg, Fehler! Unbekannter Name für Dokument- Eigenschaft. Regierungsrat Rechtsmittelbelehrung Dieser Entscheid kann innert 30 Tagen seit seiner Eröffnung mit schriftlicher und begründeter Beschwerde beim Verwaltungsgericht des Kantons Bern, Verwaltungsrechtliche Abteilung, Speichergasse 12, 3011 Bern angefoch- ten werden. Die Verwaltungsgerichtsbeschwerde, die mindestens in 2 Exemplaren einzureichen ist, muss einen Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern Seite 68 von 68 Antrag, die Angabe von Tatsachen und Beweismitteln, eine Begründung sowie eine Unterschrift enthalten; der angefochtene Entscheid und greifbare Beweismittel sind beizulegen.