# Swiss Legal Decision

**Decision ID:** 9613760f-919c-4b04-bbf5-2643990570f4
**Court:** BE_VB
**Chamber:** BE_VB_003
**Year:** 2017
**Language:** de
**Jurisdiction:** BE / Espace_Mittelland
**Law Area:** $law_area
**Law Sub-area:** Public Administration

## Facts

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.
http://www.gef.be.ch/
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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 An-
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 Gutachter zu bestim-
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 vorgegebene System geeignet ist, die Kosteneffi-
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 ge-
ändert, weswegen der Leerwohnungsbestand im Jahr 2014 statt 1% neu 4,44% betrage. Da
unter Anwendung der bisherigen Erhebungsmethode die Anzahl der erfassten Leerwohnun-
gen per 1. Juni 2012 und per 1. Juni 2013 jeweils höher gewesen sei als per 1. Juni 2014,
müsse davon ausgegangen werden, dass die Leerwohnungsziffer in den Jahren 2012 min-
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 neuen Fragebo-
gen benötigen, zudem seien einige Punkte noch zu klären.
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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 gutachter-
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 können) 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 bzw. Anhang 6 der SHV vorgegebenen System die Kosteneffizienz von Sozial-
diensten beurteilen zu können) einzureichen.
3. Subeventualiter: Es sei der Beschwerdeführerin eine angemessene Frist zur Erstattung einer
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 Beschwerdeführe-
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 gut-
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)
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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 nachvollziehbar und geeignet seien, Aussagen zur Kos-
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 nachfol-

## Considerations

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 VRPG 2 ). 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 Interesse
an der Aufhebung oder Änderung der Verfügung hat (Art. 65 Abs. 1 Bst. a-c VRPG). Ein Ge-
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 Interessen 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
https://www.swisslex.ch/AssetDetail.mvc/Show?assetGuid=23a913aa-113e-45cf-8ed0-e435fbf040ce&source=docLink&SP=10|hih2c1#cons_1_3 https://www.swisslex.ch/AssetDetail.mvc/Show?assetGuid=50b11c76-77cb-4310-90f1-b6b2f79055ac&source=docLink&SP=10|hih2c1
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Behörden zur Prozessführung. 6 Gemeinden handeln durch ihre Organe (Art. 10 Abs. 1 GG
7 ).
Gemeindeorgane sind unter anderem der Gemeinderat und seine Mitglieder, soweit sie ent-
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 SHG 9 ). 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, han-
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 unvollständigen 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. Diese 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 effektiven 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 ge-
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)
http://www.lyss.ch/de/verwaltung/abteilungen/detail.php?i=10
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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 Be-
schwerdeführerin einen Malus von CHF 183'922.70 ergebe.
Die der Berechnung zugrundliegende Formel und die darin enthaltenen 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 Fak-
toren zu ersetzen oder nicht anzuwenden. Auf sämtliche 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 und 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 beson-
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 wei-
ter auch die Kosten pro Dossier für vorsorgliche ambulante Massnahmen um 83% 10
sowie die
lastenausgleichsberechtigten Kosten aufgrund vormundschaftlicher Massnahmen („Neben-
kosten") um 138% über den Durchschnittskosten von vergleichbaren Sozialdiensten. Bei ei-
nem Vergleich aller lastenausgleichsberechtigten 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 Hilfsprozesses lägen beispielsweise in ihrem
Ermessensbereich. Aufgrund des Ermessensspielraums sei es möglich, trotz einer gesetzes-
konformen, jedoch äusserst grosszügigen Auslegung der gesetzlichen Vorgaben, eine unge-
nügende Kosteneffizienz aufzuweisen. Der Sozialdienst Y reize den Ermessensspielraum zu
10 gemäss den Auswertungen der Differenzierten Wirtschaftlichen Hilfe
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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 Einwohneranteil an Schweizer Familien und
dementsprechend einen geringen Ausländeranteil auf. Dadurch sollten dem Sozialdienst Y
auch geringere effektive Kosten entstehen.
Nicht nur ein gesamtschweizerisch überdurchschnittlich hoher Anteil an sozialhilfebeziehen-
den Alleinerziehenden (nach Angaben der Beschwerdeführerin für das Jahr 2012 42.3%),
sondern auch der generelle Anteil der Alleinerziehenden im Einzugsgebiet eines Sozialdiens-
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 Alleinerziehender an allen Unterstützungsfällen betrage
im Jahr 2012 22.8%. 21 Sozialdienste im Kanton Bern hätten jedoch einen höheren Anteil an
unterstützten Alleinerziehenden und befänden sich nicht im Malus-Bereich. Somit seien 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 Sozial-
quote aufweisen müsste, treffe nicht zu: Das BFS habe vor rund 20 Jahren gesamtschweize-
risch eine Gemeindetypologie erstellt. Diese Typologie werde periodisch überarbeitet. Unter-
schieden würden 9 Hauptgemeindetypen von „Zentren" bis zur „agrarischen Gemeinden".
Massgebende Kriterien seien beispielsweise die Bevölkerungsstruktur, die wirtschaftliche Si-
tuation der Einwohner, die Arbeitsplatzsituation sowie die Zentrumsfunktionen der entspre-
chenden Gemeinden. Die dem Sozialdienst Y angehörenden Gemeinden würden folgenden
Gemeindetypen zugeordnet: Gemeinde Y: Zentren; Gemeinde J: Industrielle und tertiäre Ge-
meinden; Gemeinde W: Ländliche Pendlergemeinde 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.
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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 seien, 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 würden 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 bestehe 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. Da die EL-Quote aber ein guter Armutsindikator
sei, sei sie in die Kosteneffizienzberechnung aufgenommen worden. Da die EL-Quote ledig-
lich ein Armutsindikator darstelle, entständen im Einzugsgebiet des Sozialdienstes Y keine
effektiven zusätzlichen Sozialhilfekosten 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 bereits bei der Ermittlung des sta-
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 Asylsuchende fremdenpolizeilich anzu-
melden und würden demnach in die Bonus-Malus-Berechnung miteinbezogen. Auch würden
aufgrund des nahegelegenen DZ keine Flüchtlinge und keine vorläufig Aufgenommenen in
der Gemeinde Y platziert, was ebenfalls für die Bonus-Malus-Berechnung relevant wäre. Die
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Beschwerdeführerin werde damit doppelt bestraft. Die Vorinstanz führt dazu aus, für die Be-
rechnung des Anteils an Flüchtlingen und vorläufig Aufgenommenen stütze sie sich auf die
Zahlen des Bundesamts für Migration (BFM). Dafür massgebend seien keine Asylsuchenden,
sondern ausschliesslich vorläufig Aufgenommene und anerkannte Flüchtlinge. Die Anrech-
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 vorläufig aufge-
nommen Personen im Einzugsgebiet eines Sozialdienstes direkt zu höheren effektiven Sozi-
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 Anteils der leerstehenden
Wohnungen sei unpräzis. Die Vorinstanz führt dazu aus, gemäss Statistikerhebungsverord-
nung 11
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 BstatG 12
wahrheitsgetreu sein. Die Zahlen betreffend Leer-
wohnungsbestand würden dem BFS von den Gemeinden gemeldet. Die Gemeinden seien
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 Grunde gelegt werden. Bei einem Austausch der
Zahlen würde wohl bei jeder Gemeinde ein anderes Resultat eintreten. Der von der Be-
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)
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Mieten, die Erschliessung durch öffentlichen und privaten Verkehr, das ausgebaute familien-
ergänzende Betreuungsangebot, der Zuzug von Klienten aus anderen Gemeinden, der Anteil
Niedriglohn-Arbeitsplätze und der Anteil Arbeitslose für die korrekte Berechnung der Kostenef-
fizienz einbezogen 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 Faktoren 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 Berech-
nung der Kosteneffizienz korrekt berücksichtigt. Demnach rechtfertige 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)
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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 Durchschnitt
(Vergleichswert) aufweist, einen Bonus aus.
4 Diejenigen Gemeinden, deren Sozialdienst im Durchschnitt während dreier Jahre Sozialhilfeaufwen-
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 (Ver-
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 Sozialdiensten und den Gemeinden zur Verbesse-
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 hochgerechnete 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, jedoch 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 Lastenausgleichsabrech-
nung.
Art. 41b SHV, Bemessung
1 Massgebend für die Ermittlung der Bonus-Malus-Ergebnisse pro Sozialdienst sind folgende strukturel-
le Faktoren:
a der Anteil an Ausländerinnen und Ausländern an der Wohnbevölkerung,
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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 Migra-
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 Bonus-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 nach-
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 rechtsunglei-
che Festsetzung gerügt. 16
Die Vorinstanz macht geltend, die Beschwerdeführerin substantiiere einerseits nicht, zu wel-
chen rechtlichen Aspekten sie sich im Rahmen des rechtlichen Gehörs nicht habe 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 BV 18
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)
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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 zur Auf-
hebung des angefochtenen Entscheids führt. Die Praxis lässt die Heilung einer Gehörsverlet-
zung zu, wenn die Rechtsmittelbehörde in den Fragen, in denen das rechtliche Gehör verwei-
gert worden ist, die gleiche Überprüfungsbefugnis hat wie die Vorinstanz und das Versäumte
nachholen kann. Nach der Rechtsprechung des Bundesgerichts umfasst der verfassungs-
rechtliche Gehörsanspruch insbesondere das Recht der Betroffenen, sich vor Erlass eines in
ihre Rechtsstellung eingreifenden Entscheids zur Sache zu äussern, erhebliche Beweise bei-
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 Entscheid zu beeinflussen. Ein
uneingeschränktes Recht auf Äusserung haben die Beteiligten hinsichtlich der für die Verfü-
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 Sach-
fragen besonders zu äussern. Den Parteien ist jedoch Gelegenheit zur vorgängigen Äusse-
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 Nachteil 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 der Anspruch
auf rechtliches Gehör das Recht, von allen beim 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 verzich-
ten. Diesen Antrag hat die Beschwerdeführerin ausführlich begründet. Dabei hat sie sich nicht
nur zu den vier Soziallastfaktoren, sondern auch zur grundsätzlichen Zulässigkeit 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 er-
suche, verlangte die Vorinstanz eine entsprechende Begründung. Mit Schreiben vom 21. Mai
2014 teilte die Beschwerdeführerin mit, sie akzeptiere 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 aus-
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 Unter-
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 verzich-
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 Gehörs-
verletzung im vorliegenden Beschwerdeverfahren ohnehin geheilt worden, da die Beschwer-
deinstanz volle Kognition 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 Regierungsrat so beschlossen worden sei. 22
Die Bindung der Verwaltung an das Recht bedeute, nur „gültiges Recht" anzuwenden. Wider-
spreche eine kantonale Norm auf Verordnungsstufe übergeordnetem 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 wider-
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 liegenden kantonalen Normen (konkrete Normenkontrol-
le). Ergibt die vorfrageweise Prüfung, dass kantonale Erlasse höherrangigem Recht wider-
sprechen, dürfen sie nicht angewandt werden. Justizbehörden sind alle kantonalen Organe,
die auf Beschwerde oder Klage hin Rechtsstreitigkeiten zu entscheiden haben (Verwaltungs-
justiztätigkeit), wogegen verfügende Behörden, offenkundige Fälle gegebenenfalls vorbehal-
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 offen-
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
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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. mehrerer 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 Befra-
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 un-
terschiedlich ausfalle, tauge nicht als (Soziallast-)Faktor in einem statistischen Erklärungsmo-
dell. Solche exogenen Faktoren müssten, um wissenschaftlichen Standards zu genügen, un-
beeinflussbar sein, was beim Leerwohnungsbestand gerade 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
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Die Vorinstanz hält dem entgegen, ihr könne keine ungenügende und rechtsfehlerhafte Erhe-
bung des rechtserheblichen Sachverhaltes vorgeworfen werden, wenn die Beschwerdeführe-
rin dem Bundesamt für Statistik nicht dem korrekten Leerwohnungsbestand entsprechende
Zahlen einreiche. 31
Im Zeitpunkt der Verankerung der Soziallastfaktoren in der Sozialhilfever-
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 Jah-
ren 2009 bis 2012 insgesamt lediglich um 11% gestiegen. Vor diesem Hintergrund sei die
Leerwohnungsziffer ein geeigneter Soziallastfaktor. Die Beschwerdeführerin habe die Erhe-
bungsmethode für den Leerwohnungsbestand im Herbst 2014 geändert, d.h. genau im Zeit-
punkt der Auferlegung eines Malus. Sie gebe in ihrem Schreiben vom 23. April 2015 an den
Volkswirtschaftsdirektor des Kantons Bern auch unumwunden zu, dass sie die Erhebungsme-
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 Vorgehens-
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 (Leerwoh-
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 Wohnungen 33
lässt sich entnehmen, dass die Erhebung des Leerwoh-
nungsbestandes von den konkreten Gegebenheiten in den einzelnen Kantonen und Gemein-
den sowie der Gemeindegrösse abhänge. Zur Erhebung des Leerwohnungsbestandes könn-
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
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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-) Register entnommen
würden, seien die einzelnen Wohnungen mit geeigneten Mitteln oder zusätzlichen
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 könnten 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 Ob-
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, müssten die entsprechenden Eigentümer
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 meist-
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
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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 Doppelzählungen zu vermeiden, müssten die aus den verschiedenen Quellen
stammenden Adressen der Leerwohnungen zwingend abgeglichen werden.
Eine vollständige Erfassung von Leerwohnungen verlange 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 durch-
schnittlichen Leerwohnungsbestand von 1%. Neu erhob die Beschwerdeführerin die Leer-
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 gewesen 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 Sachver-
halt von Amtes wegen festzustellen (Untersuchungsgrundsatz), wobei die Untersuchungs-
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 Sachverhalts-
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
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feststellung abgeschlossen. 38
Unvollständig ist die Sachverhaltsfeststellung, wenn die Behör-
de nicht alle für den Entscheid wesentlichen Sachumstände und/oder Beweismittel erhoben
hat. Unrichtig ist sie, wenn die Behörde die Beweismittel falsch gewürdigt oder einen rechts-
erheblichen Sachumstand nicht in das Beweisverfahren einbezogen hat. 39
5.5 Vorliegend sind für die Berechnung der Leerwohnungsziffer die Daten des BFS mass-
gebend (Art. 41b Abs. 2 Bst. d SHV). Das BFS akzeptiert sämtliche in der Wegleitung aufge-
führten Berechnungsmethoden, und zwar einzeln oder kombiniert. Es liegt in der Eigenver-
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 Beschwerdeführerin die Leerwohnungsziffer erst ge-
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 ak-
zeptieren und entsprechend den Bonus-Malus-neu zu berechnen. Somit kann der Vorinstanz
keine ungenügende Sachverhaltsfeststellung vorgeworfen werden, indem sie die von der Be-
schwerdeführerin nachgereichte Ergebung der Leerwohnungsziffer nicht berücksichtigt und
den Bonus-Malus nicht neu berechnet hat. Ebenso wenig kann jedoch der Beschwerdeführe-
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 Leerwohnungs-
ziffer überhaupt ein geeignetes strukturelles Merkmal darstellt und zu Recht in die Berech-
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
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6. Rüge der Verletzung der Begründungspflicht
6.1 Die Beschwerdeführerin macht geltend, die angefochtene Verfügung sei derart wider-
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 nachgewiesene Signifikanz der von der
Beschwerdeführerin geltend gemachten Faktoren zur Erklärung der Abweichung vom Ver-
gleichswert/Schätzwert (Art. 41c SHV) aufzuführen. Die Vorinstanz werfe der Beschwerdefüh-
rerin vor, durch eine andere Handhabung des Ermessens und konsequentere Integrations-
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 liege, 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 nicht
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 eine Verfügung nach berni-
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 massgeblich waren. Anderer-
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 Überlegun-
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 indivi-
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 Sachver-
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 ange-
fochtenen Verwaltungsaktes. Nach der bundesgerichtlichen und der verwaltungsgerichtlichen
Praxis kann eine Gehörsverletzung von der oberen Instanz geheilt werden, wenn dieser hin-
sichtlich der interessierenden Frage die gleiche Überprüfungsbefugnis zukommt. Für die Be-
troffenen darf daraus kein Nachteil resultieren. Werden die Entscheidgründe erst im Rechts-
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 Beschwerdefüh-
rerin auseinander und lässt ohne weiteres auf die rechtserheblichen Überlegungen der Vo-
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 Schriften-
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
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7. Verletzung des Legalitätsprinzips im Abgaberecht
7.1 Die Beschwerdeführerin macht geltend, die abgaberechtlichen Grundsätze, wonach
öffentliche Abgaben in ihren Grundzügen 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 Abstützung durch den Gesetzge-
ber könne keine Rede sein. Zu beachten sei auch, dass ein Malus gerade nicht Teil des Las-
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 fachli-
chen und politischen Prozess ab dem Jahr 2008 entwickelt und konsolidiert 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 bernischen Gemeinden (einwohnergewichtet
gar 97%) für das Modell ausgesprochen. Sowohl das Bonus-Malus-System als auch die Be-
rechnungsformel für die Kosteneffizienz der Sozialdienste seien somit demokratisch legiti-
miert. 46
7.2 Alle grundlegenden und wichtigen Rechtssätze 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 Ausnah-
me von Gebühren in geringer Höhe (Art. 69 Abs. 4 Bst. d KV). Das Gesetz kann die Kompe-
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 Be-
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
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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 Entrich-
tung eines Malus im SHG in den Bestimmungen zum anrechenbaren Aufwand der Gemein-
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 ei-
nes Sozialdienstes sind und deren Sozialdienst im Durchschnitt während dreier Jahre
Sozialhilfeaufwendungen pro Einwohner von mehr als 30 Prozent über dem kantona-
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 tatsächlichen 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 Er-
mittlung der Ergebnisse werden 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 ins-
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
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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 Gesetzmässigkeitsprinzips im Abgaberecht
als unbegründet.
8. Verletzung der Delegationsnorm in Art. 80e Abs. 2 SHG
8.1. Die Beschwerdeführerin bringt vor, als Vergleichswert definiere Art. 80e Abs. 1 SHG
die „um strukturelle Faktoren korrigierten Aufwendungen" für die Sozialhilfe. Dem Gesetzge-
ber sei zwar bewusst gewesen, dass es sich beim Vergleichswert um eine theoretische Grös-
se handle, er sei aber davon ausgegangen, dass sich ein solcher Vergleichswert bezogen auf
das gesamte Kantonsgebiet exakt bestimmen lasse. Entsprechend 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 die Sozialhilfekosten korrigieren könne. Das Parla-
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 Untersuchun-
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 ge-
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 struktu-
rellen Unterschieden ein besseres Erklärungsmodell denkbar – für den Kanton Bern sei die
Ermittlung eines objektiven Vergleichswerts (gestützt auf die bestehende Datenlage) 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.
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Seite 27 von 68
Damit könne sich Art. 41b SHV nicht auf eine hinreichende gesetzliche Grundlage abstützen,
weil nur ein grober Schätzwert anstelle eines eigentlichen Vergleichswertes vorgesehen sei. 48
8.2. Gemäss Art. 80e Abs. 2 SHG regelt der 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 Mini-
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 Regierungs-
rates keinen eigentlichen Vergleichswert, sondern nur einen groben Schätzwert vor, weswe-
gen die Verordnungsbestimmungen für die Ermittlung der Kosteneffizienz untauglich 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 festzuhalten, 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 Faktoren 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
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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 erfolge. Diese Bestim-
mung gehe aber von einem Einbezug in die Lastenausgleichsberechnung 2015 aus – was
von der Vorinstanz noch nicht einmal ansatzweise erwogen worden sei. Wenn nun aber die
Vorinstanz Ziff. 12 der Übergangsbestimmungen 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 (dreijäh-
rige Datenlage) oder Ziff. 12 der Übergangsbestimmungen zum FILAG (Einbezug in die Las-
tenausgleichsberechnung 2015) und erweise sich demnach als rechtsfehlerhaft. 51
Die Vorinstanz hält dem entgegen, sie habe die Berechnung der Kosteneffizienz der Sozial-
dienste im Jahr 2014 für die Jahre 2012 und 2013 gemäss Ziffer 12 der Übergangsbestim-
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 Ma-
lus gemäss Artikel 80d ff. SHG wird erstmals im Jahre 2014 aufgrund der Daten aus den Jah-
ren 2012 und 2013 ermittelt und gemäss Art. 82 Absatz 3 SHG in die Lastenausgleichsab-
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
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legt. Dieser Malus sollte im Jahr 2015 in die Lastenausgleichsabrechnung einbezogen wer-
den.
Dieses Vorgehen entspricht den am 1.1.2012 in Kraft getretenen 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 abzuwei-
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. Da diese Änderung praktisch am Ende des für die vor-
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 ande-
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 ei-
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 da-
rauf hingewiesen worden, dass die unbeeinflussbaren Soziallastfaktoren allenfalls per 2014
geändert würden, da erst dann die relevanten Daten der Differenzierten Wirtschaftlichen Hilfe
(DWH) erstmals vorlägen. Dem Sozialdienst Y sei seit April 2011 bekannt, dass seine (provi-
55 Beschwerde vom 10. November 2014, S. 17 f., Rz. 53 ff.
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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 Be-
troffenen durch die Rechtsänderung überrascht werden und sich anders verhalten hätten,
wenn ihnen das neue Recht bekannt gewesen wäre. Rückwirkendes Recht kann damit in Wi-
derspruch zu Rechtssicherheit und Vertrauensschutz geraten. Es besteht auch ein Span-
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 Verfassungsgrund-
lage. Es wird aber als rechtsstaatlicher Grundsatz behandelt. 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, ku-
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 Rückwir-
kung begünstigender Erlasse grundsätzlich zulässig. Für eine die Adressatinnen und Adres-
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
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faktoren (Ausländeranteil, Anteil an Ergänzungsleistungsbezügern, Bevölkerungsdichte). Per
1. Januar 2014 wurde Art. 41b SHV dahingehend geändert, dass der Faktor der Bevölke-
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 dem Gesagten grundsätzlich unzulässig. Die
nach der Praxis des Bundesgerichts für eine Ausnahme erforderlichen kumulativ zu erfüllen-
den Voraussetzungen liegen nicht vor. Ebenso bleibt unklar und von den Verfahrensbeteilig-
ten nicht belegt, ob sich die neue Regelung belastend, begünstigend oder neutral auf die Er-
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 tat-
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 neh-
men zu können (z.B. durch eine andere Handhabung des Ermessens, wie durch die Vo-
rinstanz selber angeregt). Auch die Ausführungen der Beschwerdeführerin zur Erhebung 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
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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 Betrach-
tung des Einzelfalls durch blosses Multiplizieren und Addieren von Faktoren ein mathemati-
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 Vergleichswert
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 aufgeführ-
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 Sozialhilfekosten bzw. Sozialhilfeabhängigkeit 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 Sozialdienstes 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 Faktoren 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 Abwei-
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 Sozial-
dienst Y angeschlossenen Gemeinden einen Malus zu entrichten hätte, wenn die Soziallast-
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 angewie-
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 Erhe-
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 erscheine. 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 Touris-
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 praktisch durchge-
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 Büros für Arbeits- und Sozialplanerische Stu-
dien (BASS) komme 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 eingehenden konkreten Frankenbe-
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, sei
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 va-
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 Sozialhilfekos-
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 nicht
berücksichtigten lokalen Faktor erklären.
Die Behauptung der Beschwerdeführerin, wonach die Abweichung der effektiven von den ge-
schätzten Kosten praktisch nie mit der Effizienz des Sozialdienstes zusammenhänge, werde
durch die ersten Ergebnisse der Sozialhilferechnung 2014 widerlegt: Im Jahr 2014 hätten von
den 13 Sozialdiensten, die in der Bonus-Malus-Berechnung 2013 am schlechtesten abge-
schnitten hätten, 85% (11 Sozialdienste) sinkende Nettokosten aufzuweisen, bei den restli-
chen Sozialdiensten sei dies 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 Nettokosten beeinflussen und die Kosteneffizienz mit geeigneten 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 Bern
(und nicht auf eine einzelne Sozialdienstregion) beziehe. 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 So-
ziallastfaktoren nicht erklärbaren restlichen 24% der effektiven Sozialhilfekosten grösstenteils
61 Beschwerde vom 10. November 2014
62 Beschwerdevernehmlassung vom 18. Mai 2015
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Seite 35 von 68
durch die Kosteneffizienz der Sozialdienste beeinflusst würden, sei aus wissenschaftlicher
Sicht unhaltbar. Für diesen Umkehrschluss auf die Kosteneffizienz gebe es keinen logischen
Ansatzpunkt. Auch aus den allgemein zugänglichen Berichten von Ecoplan lasse sich kein
solcher Umkehrschluss ableiten. Eine deutliche Abweichung vom statistischen Erwartungs-
wert bedeute aus wissenschaftlicher Sicht zunächst 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 Faktoren die Abweichung beruhe, 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 Kosteneffizienz 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 verworfenen Variablen nicht be-
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 Sozial-
dienstes Y in den Vergleich zum kantonalen Durchschnitt stelle, untergrabe sie selbst ihre
Berechnungen des Wertes E 63
. Ein Nachweis, dass der Sozialdienst Y bei den Dossierkosten
insgesamt negativ auffalle, könne der Vorinstanz nicht gelingen, ohne die Berechnungsme-
thode von E gemäss Berechnungsformel in Anhang 6 zur SHV grundsätzlich 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 Dossierkosten den Schluss zulas-
sen, der Sozialdienst Y arbeite kostenineffizient. Angesichts der durchschnittlichen Kosten pro
Dossier (entsprechend dem skalierten Wert E) erscheine es aus wissenschaftlicher Sicht als
überwiegend wahrscheinlich, dass für die statistische Abweichung exogene Faktoren ursäch-
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 be-
stritten. Die Beschwerdeführerin könne aufgrund der qualitativ und quantitativ ungenügenden
Datenlage unmöglich 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 Gemein-
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 of-
fensichtliche Inadäquanz des Wertes G für die Beschwerdeführerin.
Die Argumentation der Vorinstanz, die sieben anderen, vom Gemeindetypus her als „Zent-
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 dürften im Durch-
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 Zent-
rum M [CHF 529.00]). Der von der Beschwerdeführerin geltend gemachte 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 anschliessender 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 je-
doch den Umkehrschluss 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 Wirt-
schaftlichkeitsprüfung von Ärzten vergleichen. Letzteres zeige aber die Grenzen eines statisti-
schen Modells auf. Der diesbezüglichen strengen Betrachtungsweise durch das Bundesge-
richt halte das vorliegende Bonus-Malus-System bei weitem nicht stand.
Aus der positiven Korrelation der vier Soziallastfaktoren zu den Sozialhilfekosten 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 Erklärungsgehalts von 85% auf die Einführung eines Bonus-Malus-
Systems in der Sozialhilfe verzichtet, da die Schlussfolgerungen auf die Kosteneffizienz für die
dortigen Entscheidungsträger nicht einleuchtend 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 effekti-
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 Ergeb-
nis bezeichnet werden, wenn ein Sozialdienst nur 20% der vorausgesagten Kosten verursa-
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 eingeführten Angebots- und Strukturüberprüfungs-
massnahmen (ASP-Massnahmen) und den Kürzungen im Bereich der Integrationszulagen
zurückzuführen. Die Beschwerdeführerin gehe davon aus, dass diese Massnahmen bei allen
Sozialdiensten zu sinkenden Gesamtausgaben geführt hätten. Sollten die Kosten des Sozial-
dienstes Y überdurchschnittlich gesunken sein, wäre dies höchstens ein Beleg 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 vermutungsweise
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 bedürftigen Personen zu, welche
Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern
Seite 38 von 68
das Rentenalter noch nicht erreicht hätten. Werde 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 demogra-
phischen Bevölkerungsstruktur (konkret: Anteil der über 65-Jährigen an der Gesamtbevölke-
rung) erfolgen.
Die Beschwerdeführerin weise statistisch einen um rund 20% geringeren Anteil an über 65-
Jährigen auf als der kantonale 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 Multiplikationsfaktoren seien mittels ei-
nes Regressionsmodells (Ordinary Least Squares Estimation OLS) berechnet worden. Diese
in der sozialwissenschaftlichen Statistik bewährte und gängige Methodik, das konkrete ge-
wählte Vorgehen sowie die erzielten Ergebnisse seien in zwei Berichten 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 korrekt, jedoch im fraglichen Kontext völ-
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 geschätzten Kosten und den effektiven Kosten ermit-
telt. Wenn die geschätzten Kosten nicht berücksichtigt und lediglich die Nettokosten pro Ein-
wohner analysiert würden, würden grosse Sozialdienste mit hohen Lasten im Kanton Bern
kostenineffizient und ländliche kleine Sozialdienste mit geringen Lasten kosteneffizient arbei-
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 berücksichtigt. Die Be-
schwerdeführerin zeige nicht auf, welche zusätzlichen exogenen Faktoren ursächlich seien für
ihre statistische Abweichung. Auch belege 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
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Die dem Bonus-Malus-System zu Grunde liegende Methodik sei in der wissenschaftlichen
Praxis anerkannt und entspreche den gängigen wissenschaftlichen Standards: Bei der Wirt-
schaftlichkeitsprüfung von Ärzten mittels statistischen Modellen werde ebenfalls auf die Effizi-
enz geschlossen. Somit treffe nicht zu, dass das Regressionsmodell des Bonus-Malus-
Systems den strengen Anforderungen des Bundesgerichts für die Modelle zur Wirtschaftlich-
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 die 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 behaupte 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 Berechnung der
Pro-Kopf-Sozialhilfekosten werde die Gesamtbevölkerung als Teiler verwendet und nicht eine
Teilpopulation. Diese Wahl des Teilers sei Ausdruck des grundsätzlichen Solidaritätsgedan-
kens des Systems, wonach alle zur Wohlfahrt des Gemeinwesens beitragen und sich an den
Lasten beteiligen würden. Es liege demnach in der Logik des Systems, dass sämtliche perso-
nenbezogenen Variablen im Modell zum Bonus-Malus-System in Bezug zur Gesamtbevölke-
rung, das heisst als Pro-Kopf-Kennzahlen, definiert worden seien.
Die Armut einer Sozial-
Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern
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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 Sozialhil-
febezüger an der Gesamtbevölkerung. Daher sei nicht ersichtlich, weshalb ein Indikator den
über 65-jährigen Personen als Bezugsgrösse besser sei als ein Indikator mit der Gesamtbe-
völkerung als Bezugsgrösse. Bei einer Wahl der über 65-jährigen Bevölkerung als Bezugs-
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 Unterstützungs-
dauern aufweise. Nur in diesem Fall wäre es zulässig, eine restriktivere Ausübung des Er-
messens zu verlangen und ihre mangelnde Integration 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 Sozi-
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 Integrationszah-
len auf, betrage doch die durchschnittliche Unterstützungsdauer im Kanton Bern für das Jahr
2013 9,1 Monate (pro Person), während die durchschnittliche Unterstützungsdauer des Sozi-
aldienstes Y mit 9,4 Monaten (pro Person) minimal höher sei. Überhaupt seien aus den Zah-
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 Annah-
me Anlass, dass der Sozialdienst Y in irgendeiner Weise verschwenderisch mit den öffentli-
chen Mitteln umgehen würde. Mit der Auferlegung des Malus werde 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 diesel-
be Formel und die gleichen Berechnungsgrundlagen angewendet würden. Die Gleichbehand-
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 Bo-
nus zu erlangen. Es müsste für die Beschwerdeführerin demnach möglich sein, durch 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 effekti-
ven Kosten einsparen. Ein solches Szenario sei nicht realistisch. 69
11.1.8 Die Vorinstanz dupliziert, die Sozialdienstregionen würden sich hinsichtlich einer Viel-
zahl von Merkmalen unterscheiden (namentlich: Sozial- und Bildungsstruktur, Demographie
und Altersstruktur, Wirtschaftsbranchen etc.). Selbstredend könnte jede Sozialdienstregion
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, die 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 die-
sem Sinne erfülle die gewählte Modellspezifikation das Gebot der Gleichbehandlung der So-
zialdienste und liefere die Grundlage für eine unvoreingenommene und ausgewogene Beur-
teilung der Kosteneffizienz der Sozialdienste. 70
11.2. Konkrete Normenkontrolle
Zusammenfassend bestreitet die Beschwerdeführerin die Tauglichkeit des in der SHV ver-
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 nach 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
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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 berechtigt 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 Normenkontrolle). Ergibt die vorfrage-
weise Prüfung, dass kantonale bzw. kommunale Erlasse höherrangigem Recht widerspre-
chen, sind sie nicht anzuwenden und der gestützt auf sie ergangene Entscheid (Anwen-
dungsakt) ist aufzuheben. 71
11.3. Willkürverbot
Jede Person hat Anspruch 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 ih-
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 zukommen, 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. Ent-
scheidend ist, ob der Erlass zum Zeitpunkt 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 willkür-
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 ver-
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.
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weiter Gestaltungsspielraum. Dieser Spielraum ist Folge der materiellen Beschränkung des
Willkürverbots auf grobe Rechtsfehler. 72
11.4. Rechtsgleichheitsgebot
Alle Menschen sind vor dem Gesetz gleich (Art. 8 Abs. 1 BV). Die Rechtsgleichheit ist ge-
währleistet (Art. 10 Abs. 1 KV). Das Gebot rechtsgleicher Behandlung garantiert in allgemei-
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 Gleichheitsprinzip 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 Hinsicht 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.
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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 Rechtsgleich-
heitsgebots ist die Beschwerdeführerin als unmittelbar durch das Bonus-Malus-System be-
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 festge-
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 Dreijahres-
durchschnitt) x 0.7;
- Ausrichtung eines Malus, wenn (E im Dreijahresdurchschnitt) > (G im Dreijahresdurch-
schnitt) * 1.3.
Berechnung von G: G = 1048 x AAus 75
+ 6485 x AEL 76
+ 11243 x AFV 77
+ 3851 x Lwz 78
–
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 Sozialdienste entwickelte Regressions-
modell ist ein sog. multiples lineares Modell. Es beruht auf der Idee, dass die durch-
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 Zuständigkeits-
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
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b. eine Abweichung, die sich nicht durch strukturelle Einflüsse erklären lässt, son-
dern als Mass für die Ausnützung eines Ermessensspielraumes verwendet
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 verrech-
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 Regressionsmodell das Hauptinteresse den
Abweichungen selbst. Diese sind im Idealfall nicht zufällig, sondern ein Mass für die
Kosteneffizienz der Sozialdienste. Nichts spricht gegen eine ungewöhnliche Anwen-
dung einer etablierten Methode, nur muss im Auge behalten werden, dass bei 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 Modell enthalten sind, sich
aber nicht durch eine lineare Funktion beschreiben lassen,
- rein zufällige Abweichungen, die bei exakt identischer Arbeitsweise und identi-
schen Bevölkerungsstrukturen auftreten würden. Namentlich sind die Anzahl
der tatsächlich anspruchsberechtigten Personen sowie die Beitragshöhe der
einzelnen Klienten auch bei identischen strukturellen Merkmalen der Bevölke-
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.
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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, liefert aber auch
sonst brauchbare Ergebnisse. Für gegebene Daten liefert 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 struk-
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 Unsi-
cherheiten wirken sich widersprüchlich auf die Abweichungen und damit die Bonus-
und Malus-Zahlungen aus. Wenn dieselben Daten für die Schätzung von Vergleichs-
werten und für Berechnung der Abweichungen benützt werden, werden die Abwei-
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 Be-
obachtungen Ei durch die strukturellen Merkmale erklärt werden kann, oder anders
gesagt, wie gut sich Ei durch Gi approximieren lässt. Das Bestimmtheitsmass R 2 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. Zwischen
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 Kor-
relation möglich ist. Da die Sozialdienste im Bestreben um Steigerung der Kosteneffi-
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
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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 Vari-
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 Be-
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 die 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 Effek-
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 po-
tentiell relevante Merkmale mangels Datenqualität oder -verfügbarkeit nicht herange-
zogen worden sind, unterstreicht, dass die Abweichungen auch unerwünschte Anteile
umfassen können.
12) Ein Regressionsmodell in einem soziologischen Zusammenhang wie in der vorliegen-
den Problemstellung kann nie vollständig sein, insbesondere, wenn die erklärenden
Variablen der Bedingung der leichten Verfügbarkeit gehorchen müssen. Die Frage,
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welcher Anteil an der verbleibenden Variabilität der Abweichungen strukturell bedingt
ist und prinzipiell erklärbar wäre, könnte nur mit weitergehenden empirischen Untersu-
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 Bestimmtheitsmass (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 (je-
doch nicht die Beschwerdeführerin), zwei andere kämen neu hinzu. Führt man die
gesamte Regressionsanalyse mit logarithmierten Kosten durch (und passt die Bonus-
Malus-Regel entsprechend an), nimmt der Hebelwert deutlich ab, das adjustierte Be-
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 genau-
en Ausgestaltung der Regressionsmethode ab. Bei den vorangehend beschrie-
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 her-
ausragende Sozialdienste zu erkennen, im positiven oder negativen Sinne. Eine ähn-
lich einfache 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 die automatische Beurteilung der Kosteneffizienz
eines Sozialdienstes inklusive Festsetzung von Boni oder Mali nur aufgrund des
Quotienten E/G als problematisch zu werten. Auch berücksichtigt die in Art. 41c
SHV vorgesehene Ausnahmeregelung nur eines von mehreren potentiellen Proble-
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
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vermeiden respektive einen Bonus zu erhalten. Dieser Sprung, aufgrund dessen eine
kleine Änderung der effektiven Kosten zur Fälligkeit oder dem Ausbleiben einer gros-
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 Ein-
wohner und den mittleren Kosten pro Dossier. Beide Komponenten können durch die
Kosteneffizienz der Sozialdienste beeinflusst sein. Die Abgrenzung zwischen den bei-
den Komponenten ist problematisch, solange die Dossiers (je nach Arbeitsweise der
Sozialdienste) unterschiedlich viele Personen umfassen können. 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 Personal- 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 die 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 sol-
len, ist nicht 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 fixiert im Anhang die für die Berechnung der Vergleichswerte massge-
benden Koeffizienten. Im zweiten Methodenbericht von Ecoplan wird eine jährliche
Justierung vorgesehen. Dieser Punkt erscheint ebenfalls klärungsbedürftig.
22) Die Sachverständigen nennen schliesslich folgende Weiterentwicklungsmöglichkeiten,
die zu einer periodischen Revision der Verordnung führen sollten:
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Strukturelle Merkmale:
a. Die Leerwohnungsziffer wird durch die Gemeinden auf uneinheitliche Weise er-
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 Unter-
schied zu einer blossen unterschiedlichen Genauigkeit) sollte dieser Unterschied
erfasst und korrigiert werden. Es fragt sich, ob eine einheitliche Erhebungsme-
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 Leerwohnungsziffer, auch wenn diese ver-
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 An-
teil von Familien an allen Haushalten sowie der Gemeindetyp (ländlich, Agglo-
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 Verbes-
serung des Bestimmtheitsmasses führen, da die Herkunft der Ausländer und
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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 beeinträchti-
gen oder erweitern. Es wäre hilfreich, die Grössenverhältnisse dieser Kompo-
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 ver-
rechnen, werden identifiziert, und auch hier gilt ein „Toleranzbereich" von 30%
der vom Modell geschätzten Kosten. Die Grundidee des Systems 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 auf-
grund der Differenz der effektiven Kosten und der Grenze des Toleranzbe-
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 Kos-
ten-Nutzen-Verhältnis von Massnahmen sowie die Ertragsbewirtschaftung viel stärker thema-
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 ab-
geschnitten hätten, markant verbessert. Das Fazit des Gutachtens kontrastiere in grossen
Teilen mit der mehrfach geäusserten Kritik der Beschwerdeführerin am Bonus-Malus-System.
Beispielsweise seien entgegen den Behauptungen der Beschwerdeführerin vom 10. Novem-
ber 2014 und vom 30. Oktober 2015, die Soziallastfaktoren sowie die Multiplikationsfaktoren
gemäss der Formel in Anhang 6 SHV nicht willkürlich festgelegt worden. Zudem könnten mit
dem vorliegenden Modell Ausreisser bezüglich Kosteneffizienz identifiziert werden.
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Zur zusätzlichen Absicherung seien bereits bei der Konzeptionierung des 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 Da-
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 Mo-
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 die-
sem Mechanismus widerspräche dem klar und wiederholt geäusserten Willen des Grossen
Rates. Art. 41c SHV sei bewusst sehr offen gehalten, so dass die Trägerschaften der Sozial-
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 ge-
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 Sozialdienste. Die
Integrationsquoten seien teilweise exogen bedingt (z.B. durch die Arbeitsmarktsituation), hin-
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-
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alhilfekosten pro Einwohner per Saldo zweifellos das zielführendere Effizienzmass. Gegen
eine Verwendung der Variable zu den lntegrationsquoten 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 Mehr-
belastung durch einen nicht untersuchten Einflussfaktor vermuten, könnten sie diesen Um-
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 be-
troffene Institutionen / Personen verständlich sein. Die Mehrzahl der von den Gutachtern auf-
geführten möglichen Optimierungen erhöhe jedoch die bereits jetzt beträchtliche Komplexität
des Bonus-Malus-Systems. Es sei somit abzuwägen zwischen „Optimierung von statistischen
Finessen" versus „Verständlichkeit / politische Kommunizierbarkeit des Systems". Gewählt
worden sei ein nach guter Praxis umgesetztes Modell, welches auch den Anforderungen be-
züglich „Verständlichkeit / Kommunizierbarkeit des Systems" genüge.
Das Fazit der Gutachter, wonach mit der vorliegend gewählten, korrekt umgesetzten und
etablierten Methode bezüglich Kosteneffizienz herausragende Sozialdienste identifiziert wer-
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 er-
Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern
Seite 54 von 68
fasst. Es handle sich nicht wie bei der Volkszählung 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 Stichproben-
daten über 5 Jahre auf die Gesamtpopulation. Eine Verwendung dieser Daten für das Re-
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 Leerwoh-
nungsziffer unterscheiden würden. Dies zeige sich in der Tat, wenn man die gemeldeten Zah-
len einiger Berner Gemeinden im Zeitverlauf betrachte. Eine Beeinflussung der Leerwoh-
nungsziffer könne nicht ausgeschlossen werden. Auch mit teilweise unterschiedlichen Erhe-
bungsmethoden habe jedoch die Leerwohnungsziffer einen statistisch signifikanten Zusam-
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 Voll-
zeitstellen abgegolten. Die Zahl der bewilligten Vollzeitstellen sei von der Zahl 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 Mitarbeiten-
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 Niveau 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 strukturellen 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
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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 gel-
te. Die Variablenwahl sollte damit eigentlich 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 da-
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 Sozial-
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 Sozial-
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 Sozial-
dienste in den Bonus- bzw. Malus-Bereich resultieren würde.
Der Grosse Rat sei, wenn man die parlamentarische Debatte analysiere, davon ausgegan-
gen, dass es sich beim Vergleichswert um einen „kantonalen 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 no-
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 Sig-
nifikanz von der Beschwerdeführerin nicht verlangt werden könne: Selbst Ecoplan 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 Al-
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" bezeichnet. Bei einem Finanzausgleichsmodell
könnten systematisch bedingte Ungleichbehandlungen nicht ausgeschlossen werden und
seien deshalb zu akzeptieren (es werde in einem Finanzausgleichsmodell ja auch keine Ver-
änderung des Verhaltens der Körperschaften erwartet). 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 Gleichbe-
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 Bestim-
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 Leis-
tungen der Sozialdienste gesetzt. Dies erfordert eine dossierbezogene Auswertung der erho-
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 Fakto-
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 strukturelle Faktoren korrigierten Kosten (Schätzung pro Sozial-
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 wur-
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 organi-
sieren, so gibt es ein schlechtes Resultat, und dafür werden sie sanktioniert. Wer sol-
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 Kostenkontrolle zu intensivieren; die Wirkung und die Leis-
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 Vergleichswert – 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 entscheiden. 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 nö-
tig wären, und die unbedingt berücksichtigt werden müssten, gar nicht zur 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 gemeinde-
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 regionale Sozialdienste anfingen, die Auswirkungen des Bonus-
Malus-Systems zu berechnen, um zu sehen, was dies für sie bedeutet. Die Rückmel-
dungen der regionalen Sozialdienste zeigen, dass in ihrem Einzugsgebiet in Bezug auf
die Kosten zum Teil enorme Differenzen zwischen den einzelnen Gemeinden beste-
hen. Es gibt also Gemeinden, die deutlich teurer arbeiten als andere, und dies inner-
halb des gleichen regionalen Sozialdienstes. Man kann nun sagen, dass man dies al-
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 kas-
Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern
Seite 59 von 68
siert werden muss, ganz genau hinschaut, ob dies effektiv auf die Kriterien der Kos-
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 da-
mit zu treffen. Man muss das System einmal einführen, dafür sorgen, dass das Um-
denken stattfindet, und bei der Auswertung sehen, was es bewirkt. Man sollte nun
nicht das Kind mit dem Bade ausschütten und meinen, man 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 Kosteneffizi-
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 Verfügbarkeit
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 Vo-
rinstanz lässt sich jedoch aus den Diskussionen im Grossen Rat nicht 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 ins-
besondere, weil das Ergebnis der Berechnung unmittelbar zu finanziellen Folgen führen kann
– nämlich der Ausrichtung eines Bonus oder der Bezahlung eines Malus. Das Regressions-
modell muss deshalb zuverlässig die korrekte Ermittlung der Kosteneffizienz der Sozialdienste
im Einzelfall gewährleisten. Zur zuverlässigen Ermittlung der Kosteneffizienz eines jeden So-
zialdienstes im Kanton Bern ist unabdingbar, dass die jeweilige Ausgangslage eines Sozial-
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 ausschlagge-
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
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Vorliegend bestehen zwar keine Hinweise, dass das vorliegend zu beurteilende Regressi-
onsmodell nicht mit der gebotenen Sorgfalt und gemäss den Standards der guten Praxis erar-
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 Anwendung die Abweichungen als Mass für die Kosteneffizienz
dienen, während bei der herkömmlichen Anwendung von Regressionsmodellen die
Abweichungen unvermeidliche und rein zufällige Störungen sind. Bei der Variablen-
wahl und der Schätzung der Parameter wurden vorliegend demnach Methoden ver-
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 ent-
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 prinzipiell er-
klärbar wäre. Es muss deshalb angenommen werden, dass die effektiven Kosten teil-
weise nicht nur oder nicht überwiegend von der effizienten oder ineffizienten Arbeits-
weise eines Sozialdienstes beeinflusst werden, sondern auch auf anderen Ursachen
beruhen.
4) Je nach Wahl der strukturellen Faktoren werden die jeweiligen strukturellen Eigen-
schaften einer Gemeinde besser, schlechter oder gar nicht berücksichtigt, dement-
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 Faktoren und nicht
die Kosteneffizienz zurückzuführen. Somit führt die Anwendung des vorliegenden Re-
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 Er-
gebnis der Bonus-Malus-Berechnung ebenfalls verfälschen.
6) Zusammenhänge zwischen den Effekten der strukturellen Merkmale und der Arbeits-
weise sowie nichtlineare Zusammenhänge zwischen den geschätzten Abweichungen
und strukturellen Merkmalen können nicht ausgeschlossen werden. Solche Zusam-
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 akzeptiert nicht weniger als sieben verschiedene Me-
thoden: Datengewinn aus einer kombinierten Einwohner- und Gebäudedatei, Daten-
gewinn aus der Einwohnerkontrolle, Rundschreiben an Liegenschaftsverwaltungen,
Treuhand-, Notariats- und Architekturbüros, Angaben durch Elektrizitätswerke, Anga-
ben der örtlichen Baupolizei bzw. des Bauinspektorats, Aufruf im amtlichen Anzeiger
und/oder in Tageszeitungen sowie Auswertung von Zeitungsinseraten. Diese Metho-
den können und sollen zudem einzelfallgerecht kombiniert werden. 84
Es leuchtet ein,
dass all diese unterschiedlichen Erhebungsmöglichkeiten zu unterschiedlichen Ergeb-
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 Regres-
sionsmethode abhängt. So können bereits recht geringfügige Veränderungen der Re-
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 Berück-
sichtigung der Wechselwirkung zwischen dem Ausländeranteil und der Leerwoh-
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 Tole-
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
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auszuschliessen, dass einige Sozialdienste sachfremde, d.h. nicht mit der angestreb-
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 mög-
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 Ge-
meinden sowie der Sprungstelle ist die zuverlässige Beurteilung der 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 erarbeitet 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 Datenver-
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 zweistu-
fige System der Wirtschaftlichkeitsprüfung der Ärztinnen und Ärzte: hier werden in einem ers-
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 unwirt-
schaftliche Arbeitsweise nachgewiesen werden kann, kommt es zu finanziellen Folgen (Rück-
zahlungen). Hierzu hat das Bundesgericht folgendes festgehalten:
Bei der im zu beurteilenden Fall für die Überprüfung der Wirtschaftlichkeit der ärztlichen Tätigkeit
nach Art. 56 KVG angewendeten Methode des Durchschnittskostenvergleichs ist rechtspre-
chungsgemäss keine Kontrolle aller Positionen sämtlicher Rechnungen durchzuführen, sondern
kann sich die Prüfung vielmehr darauf beschränken, dass die durchschnittlichen Behandlungskos-
ten des betreffenden Arztes oder der betreffenden Ärztin mit denjenigen anderer Ärzte unter ähnli-
chen Bedingungen verglichen werden, wobei die kürzlich formulierten Kriterien bezüglich 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 ge-
Gesundheits- und Fürsorgedirektion des Kantons Bern
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nügend langen Zeitraum erstreckt, wodurch bloss zufällige Unterschiede mehr oder weniger aus-
geglichen werden. Eine Überarztung liegt vor, wenn eine ins Gewicht fallende Zahl von Rechnun-
gen desselben Arztes oder derselben Ärztin an eine Krankenkasse im Vergleich zur Zahl von
Rechnungen von Ärzten in geographisch gleichem Tätigkeitsbereich und mit etwa gleichem Kran-
kengut im Durchschnitt erheblich höher ist, ohne dass den Durchschnitt beeinflussende Besonder-
heiten geltend gemacht werden können. Falls die Wirtschaftlichkeit in Anwendung der statistischen
Methode beurteilt wird, darf eine Unwirtschaftlichkeit nicht schon bei Überschreitung des statisti-
schen Mittelwertes (100 Indexpunkte) vermutet werden. Vielmehr ist den Ärzten und Ärztinnen ei-
nerseits ein Toleranzbereich und zudem allenfalls ein Zuschlag zu diesem Toleranzwert (zu dem
den Toleranzbereich begrenzenden Indexwert) zuzugestehen, um spezifischen Praxisbesonder-
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 alle
relevanten Faktoren berücksichtigen zu können, bestehen bleiben. Auch ist fraglich, ob der
Aufwand, bei sämtlichen statistischen Ausreissern eine eingehende Untersuchung durchzu-
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 man-
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 Änderun-
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 Ergebnisse direkt an teilweise einschneidende finanzi-
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
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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 in der Stellungnahme vom 19. Dezember 2016 zum Gutach-
ten stellte die Beschwerdeführerin den Antrag auf Durchführung einer Instruktionsverhand-
lung.
13.2 Die Behörden bestimmen Art und Umfang der Ermittlungen, ohne an die Beweisanträ-
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 Auffassung, 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 Be-
schwerdeinstanz konnte sich vielmehr insbesondere aufgrund des gut nachvollziehbaren und
verständlichen Gutachtens selbst sowie der zahlreichen und ausführlichen Eingaben der Ver-
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 entsprechen-
de Beweisantrag der Beschwerdeführerin abzuweisen ist.
86 Markus Müller, Bernische Verwaltungsrechtspflege, Bern 2011, S. 58 f. und Fussnote 99
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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 ge-
biete eine andere Verlegung oder die besonderen Umstände rechtfertigten, keine Verfahrens-
kosten zu erheben (Art. 108 Abs. 1 VRPG). Beschwerdeführenden und unterliegenden Be-
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 Verfah-
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 Teilung oder
die Wettschlagung gebieten oder die Auflage der Parteikosten an das Gemeinwesen als ge-
rechtfertigt erscheint (Art. 108 Abs. 3 VRPG). Die Parteikosten umfassen den durch die be-
rufsmässige Parteivertretung anfallenden Aufwand (Art. 104 Abs. 1 VRPG). Im Beschwerde-
verfahren haben kommunale Verwaltungsbehörden in der Regel keinen Anspruch auf Partei-
kostenersatz (Art. 104 Abs. 4 VRPG). Die Praxis gewährt Gemeinwesen indes stets dann ei-
nen Parteikostenersatz, wenn sie nicht hoheitlich auftreten, sondern wie Private betroffen
sind. 87
Die obsiegende Beschwerdeführerin ist vorliegend wie eine Privatperson betroffen (vgl. Erwä-
gung 1.2 hievor). Sie ist anwaltlich vertreten. Der Regierungsrat regelt durch Verordnung die
Tarifordnung für die Bemessung des Parteikostenersatzes durch die Gerichte und Verwal-
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 Beschwerdeverfahren beträgt das Honorar 400 bis 11‘800 Franken pro Instanz
(Art. 11 Abs. 1 PKV 89
). 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)
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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 Vertreters 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 überdurchschnittlich 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 festzusetzen. Die Vorinstanz hat der Beschwerdeführerin
den Parteikostenersatz nach Rechtskraft dieses Entscheides zu entschädigen.
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