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Allerdings bestehen erhebliche Unterschiede zwischen den einzelnen Gemeinden. Als eine wichtige Erklärung dient in der Forschungsliteratur die Urbanisierung, ...
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## Akademische Beiträge

# Effekte der Urbanisierung auf die Vertretung von Frauen in politischen Behörden von Schweizer Gemeinden

Autoren

- Curdin Derungs [E-Mail Curdin Derungs](mailto:curdin.derungs@fhgr.ch "E-Mail Curdin Derungs")
- Ruth Nieffer
- Raphael Wälter

## Abstrakt

Women are underrepresented in local political authorities, with an overall share of 33 percent. However, there are considerable differences between the individual municipalities. One important explanation in the research literature is urbanization, which is driving social change and gender equality in politics as well. This study complements and analyzes for the first time the influence of urbanization on women‘s representation through structural, economic, and political factors for different municipal offices. It is based on a representative survey of 482 municipalities in five cantons. Except for the size of the municipality, there are no systematic effects between the degree of urbanization and the generally high proportion of women in the municipal authorities. Rather, they vary according to political office and municipal conditions. Consequently, urban municipal politics is not always characterized by greater parity than in agglomeration and rural communities. Interestingly, the size of the municipal authority has a ‚women-friendly‘ effect, i.e., in municipal executives, audit authorities, municipal legislatures and school boards, the proportion of women increases as the number of seats increases. This results in an immediate course of action for municipalities.

**Abstrakt**

Frauen sind in Schweizer Gemeindebehörden mit einem Anteil von insgesamt 33 Prozent untervertreten. Allerdings bestehen erhebliche Unterschiede zwischen den einzelnen Gemeinden. Als eine wichtige Erklärung dient in der Forschungsliteratur die Urbanisierung, die den gesellschaftlichen Wandel und die Gleichstellung von Frau und Mann auch in der Politik vorantreibt. Die vorliegende Studie analysiert erstmals für verschiedene Gemeindeämter in der Schweiz den Einfluss der Urbanisierung über strukturelle, wirtschaftliche und politische Faktoren auf die Vertretung von Frauen. Sie stützt sich auf eine repräsentative Untersuchung von 482 Gemeinden in fünf Kantonen. Es lassen sich ausser in Bezug auf die Gemeindegrösse keine systematischen Effekte zwischen Urbanisierungsgrad und generell hohen Frauenanteilen in den Gemeindebehörden belegen. Vielmehr variieren diese je nach politischem Amt und kommunalen Rahmenbedingungen. Urbane Gemeindepolitik ist folglich nicht durchwegs paritätischer geprägt als in Agglomerations- und Landgemeinden. Interessanterweise wirkt sich die Grösse der Gemeindebehörde “frauenfreundlich“ aus, d. h. in Gemeindeexekutiven, GPK/RPK, Gemeindelegislativen und Schulbehörden erhöht sich der Anteil Frauen mit zunehmender Anzahl Sitze. Daraus ergibt sich für Gemeinden unmittelbar ein Handlungsansatz.

**Résumé**

Les femmes sont sous-représentées dans les autorités communales suisses, avec une part totale de 33 pour cent. Il existe toutefois des différences considérables entre les communes. Dans la littérature scientifique, l‘urbanisation, qui favorise les changements sociaux et l‘égalité entre femmes et hommes dans la politique, constitue une explication importante. La présente étude complète et analyse pour la première fois l‘influence de l‘urbanisation sur la représentation des femmes par le biais de facteurs structurels, économiques et politiques pour différentes fonctions communales. Elle s‘appuie sur une étude représentative de 482 communes dans cinq cantons. Hormis la taille de la commune, aucun effet systématique n‘a pu être mis en évidence entre le degré d‘urbanisation et la proportion généralement élevée de femmes dans les autorités communales. Celles-ci varient plutôt en fonction de la fonction politique et des conditions-cadres communales. La politique communale urbaine n‘est donc pas toujours plus paritaire que dans les communes d‘agglomération et les communes rurales. Il est intéressant de constater que la taille de l‘autorité communale a un effet ‚favorable aux femmes‘, c‘est-à-dire que la proportion de femmes dans les exécutifs communaux, les commissions de gestion, les législatifs communaux et les autorités scolaires augmente avec le nombre de sièges. Il en résulte directement une piste d‘action pour les communes.

**Schlüsselwörter:** Gleichstellung; Gemeindeexekutive; Gemeindebehörden; Gemeindepolitik; Partizipation; Urbanisierung

**Mots-clés :** égalité des chances; exécutif communal; autorités communales; politique communale; participation; urbanisation

[Band 13](/de/17/volume/13/issue/1)

Seite/Artikel: 77–94

[DOI: 10.5334/ssas.167](https://doi.org/10.5334/ssas.167)

Eingereicht am 12. Aug. 2022

Akzeptiert am 24. Okt. 2022

Veröffentlicht am 15. Nov. 2022

[CC Attribution 4.0](https://creativecommons.org/licenses/by/4.0)

## 1 Ausgangslage

Gemeinden sind mit grossen Herausforderungen konfrontiert. Thematisch stossen sie bei der Erfüllung ihrer Aufgaben an ihre Leistungsgrenzen und organisatorisch bereiten ihnen die digitale Transformation sowie die Besetzung von Gemeindeämtern Sorgen (**[Steiner et al. 2021](#B59)**). Gemäss Derungs und Wellinger (**[2019](#B17)**) tut sich rund die Hälfte der Gemeinden in der Rekrutierung von geeigneten Kandidierenden schwer. Steiner et al. (**[2021: 49–52](#B59)**) stützen diese Ergebnisse und zeigen unter anderem auf, dass Gemeinden mit bis zu 2‘000 Einwohner:innen besonders betroffen sind. Diese Schwierigkeit der Rekrutierung ist einerseits der grossen Anzahl an Gemeindeämtern geschuldet (**[Geser et al. 2011](#B26)**). Andererseits nimmt in der Bevölkerung die Bereitschaft zum formellen und ehrenamtlichen Engagement in politischen Ämtern tendenziell ab (**[Freitag et al. 2016](#B22)**). Dies ist umso kritischer, da Gemeinden in der Schweiz eine bedeutende Stellung einnehmen: Auf der bürgernächsten Ebene werden wichtige politische Entscheide getroffen (**[Ladner & Bühlmann 2007: 20](#B44)**), die wohl am stärksten auf das tägliche Leben wirken (**[Ladner & Bühlmann 2007: 52](#B44)**).

Um mehr Kandidierende für Gemeindeämter zu erreichen, besteht ein Ansatz darin, untervertretene Bevölkerungsgruppen stärker zu aktivieren. Nach Ladner und Amsellem (**[2019](#B43)**) werden nur rund 25 Prozent der Sitze in den Gemeindeexekutiven von Frauen besetzt. Schätzungen zufolge sieht die Situation in den Gemeindeparlamenten und -kommissionen ähnlich aus (**[Freitag, Bundi & Witzig 2019: 69](#B21)**). Dabei weisen Steiner et al. (**[2021: 81–82](#B59)**) darauf hin, dass sich das Wachstum der weiblichen Vertretung in kommunalen Exekutiven seit den 1990er-Jahren abgeflacht hat. Mit Blick auf den Frauenanteil in der ständigen Wohnbevölkerung, der ebenfalls seit Jahren bei etwas über 50 Prozent liegt (**[BFS 2021](#B7)**), besteht bei Frauen damit ein erhebliches Rekrutierungspotenzial (**[Ladner 2015: 121](#B41)**). Diese Unterrepräsentation der Frauen in der Politik stellt zum einen ein Demokratiedefizit dar, da sowohl ihre Beteiligung als auch generell eine angemessene Vertretung von Minderheiten (und Mehrheiten) als wichtiges Qualitäts- und Legitimationsmerkmal von Demokratien gelten (**[Lijphart 2012](#B45)**). Zum anderen kommen durch die mangelhafte Repräsentation von Frauen die Vorteile der Diversität nicht oder wenig zum Tragen. Aus Untersuchungen zu Führungsgremien in privatwirtschaftlichen Unternehmen ist zu vermuten, dass auch die Schweizer Lokalpolitik potenziell von einer höheren Diversität profitieren würde – v.a. auf die Qualität von Diskussion, Interaktion und Entscheidungsfindung (Evidenz bspw. in **[Kirsch & Wrohlich 2021](#B38)** für deutsche Unternehmen oder **[Hunt et al. 2020](#B34)** in Bezug auf Profitabilität; keinen systematischen Zusammenhang zwischen einem höheren Frauenanteil in Führungsteams und Unternehmenserfolg gemäss **[Kröll et al. 2014](#B39)**).

Die Ursachen für die Untervertretung der Frauen in der Schweizer Politik sind vielfältig. Nach Ladner und Amsellem (**[2019](#B43)**) ist der Mangel an Politikerinnen nicht auf eine systematische Diskriminierung durch die Wählerschaft, sondern auf ein zu kleines Angebot an Kandidatinnen zurückzuführen. Damit wird die Mobilisierung von Frauen entscheidend. Diese wiederum ist wesentlich von persönlichen Bedingungen rund um die Vereinbarkeit von Beruf, Familie und politischem Milizamt (**[Bütikofer 2019: 35](#B9)**; **[Ladner 2015: 119](#B41)**) abhängig. Ausserdem spielen dabei einerseits individuelle Motive wie bspw. der Wille und die Möglichkeit zur Mitgestaltung der Gemeindeentwicklung und andererseits persönliche Hinderungsgründe wie z. B. wenig Wissen über die Politik oder Zeitknappheit aufgrund anderer Verpflichtungen eine wichtige Rolle (**[Derungs et al. 2022](#B16)**). Dabei wurden allerdings die Auswirkungen der strukturellen, ökonomischen und politischen Rahmenbedingungen auf die Beteiligung von Frauen zu wenig beachtet. Diese sind umso wichtiger, als dass äussere Einflüsse die Bestrebungen nach paritätischer Repräsentation der Frauen empfindlich stören und verlangsamen können (z. B. durch Corona, vgl. **[WEF 2022](#B64)**).

Im Zentrum des vorliegenden Beitrags steht deshalb die forschungsleitende Frage, welche äusseren Faktoren auf Gemeindeebene die Vertretung von Frauen in den Gemeindebehörden beeinflussen. Besonders interessiert, welche Rolle hierbei die Urbanisierung als vermeintliche Keimzelle des gesellschaftlichen Wandels spielt. Auf dieser Basis ist zu diskutieren, wie sich das Potenzial für mehr Frauen in der Gemeindepolitik realisieren lässt.

## 2 Stand der Forschung

Der neue Global Gender Gap Report (**[WEF 2022](#B64)**) attestiert der Schweiz insgesamt eine gute Positionierung bezüglich der politischen Partizipation der Frauen.[1](#n1) Dies darf nicht darüber hinwegtäuschen, dass auf subnationaler Ebene die Frauen weiterhin deutlich unterrepräsentiert sind (**[Ladner 2011](#B40)**, **[2019: 266](#B42)**). Grundsätzlich steht Frauen seit Einführung des Stimm- und Wahlrechts 1971 die aktive politische Partizipation in der Schweiz offen und die damit einhergehenden Gestaltungsmöglichkeiten. Allerdings bestimmt das Geschlecht als soziales Differenzierungsmerkmal nach wie vor die politische Partizipation. Es erzeugt eine politische Ungleichstellung (**[Marien, Hooghe & Quintelier 2010](#B51)**), die sich als politischer Gender-Gap durch nationale, kantonale wie kommunale politische Gremien zieht (**[Derungs et al. 2022](#B16)**; **[Seitz 2020](#B58)**). Seit Stokes (**[2005](#B60)**) monierte, dass sich Forschende kaum für Frauen in der Lokalpolitik interessierten, sind mittlerweile sowohl auf der individuellen wie auch auf der kontextuellen Ebene wissenschaftliche Erkenntnisse vorhanden, auf die nun eingegangen wird.

### 2.1 Rekrutierung von Frauen

Die Unterrepräsentation bestimmter sozialer Gruppen, unter anderem auch der Frauen und Mädchen, gilt in der Bewertung einer Demokratie nach wie vor als Makel (**[Phillips 1994](#B55)**; **[WEF 2022](#B64)**). Die politische Repräsentation von Frauen auf staatlicher Ebene in Europa ist seit der Jahrtausendwende kontinuierlich gestiegen (**[Fuchs & Scheidegger 2017](#B24)**), d. h. eine steigende Anzahl Parlamentarierinnen stellt dank ihrem Geschlecht sicher, dass die Gruppe der Frauen überhaupt vertreten ist. Ob ein Mehr an Politikerinnen sich dann auch positiv auf die inhaltliche Vertretung der Interessen von Frauen auswirkt und den Makel gewissermassen ausgleicht, ist nicht gesichert (**[Blome & Fuchs 2017: 55](#B4)**; **[Brunsbach 2011](#B5)**). So bieten Geser (**[2010](#B25)**) sowie Holtkamp, Eimer und Wiechmann (**[2013](#B32)**) ein Erklärungsmodell des Rational Choice Institutionalismus an, indem sie die Wahlen auf Gemeindeebene als einen regelbasierten Marktprozess beschreiben. Aus dieser Perspektive bilden Wähler und Wählerinnen die Nachfrageseite und finden angebotsseitig eine Auswahl kandidierender Personen vor. Diese werden ihnen von den Parteien präsentiert. Holtkamp, Eimer und Wiechmann (**[2013](#B32)**) gehen davon aus, dass Wähler und Wählerinnen nicht systematisch nach Geschlecht diskriminieren, sondern lediglich ihre Präferenzen mittels Kandidierendenwahl gestillt sehen möchten. Diese Annahme trifft gemäss Ladner und Amsellem (**[2019](#B43)**) auch für Schweizer Verhältnisse zu. Ergebnisse aus der politischen Geschlechterforschung bestätigen, dass Erscheinungsformen offener Diskriminierung seit den 1990er Jahren zunehmend verpönt sind (**[Inglehart, Norris & Welzel 2002](#B36)**).

Für Deiss-Helbig (**[2017: 388](#B14)**) ist die ungleiche politische Vertretung der Frauen auf Gemeindeebene eng mit der Rekrutierung und Nominierung verknüpft und mit ein Grund, warum auch auf kantonaler wie nationaler Ebene ein politischer Gender-Gap vorhanden ist. Es fehlt ein breit verankertes Fundament an politisch aktiven Frauen. Dies ist umso bemerkenswerter, da erstens Frauen rund die Hälfte der Bevölkerung ausmachen und mittlerweile auch in vielen Institutionen der Interessenvertretung wie Parteien, Verbänden und Berufsgruppen zu finden sind (**[Lukoschat 2017](#B48)**). Zweitens würde ein politisches Engagement auf Gemeindeebene eine Möglichkeit bieten, das Bedürfnis nach Gestaltung der lokalen Lebensverhältnisse sowie einem sinnvollen Einsatz zugunsten der Gemeinschaft gut zu erfüllen (**[Ladner 2015](#B41)**). Denn dieses ist bei Frauen besonders stark ausgeprägt (vgl. **[Derungs et al. 2022](#B16)**, **[Ladner & Amsellem 2019](#B43)**). Zusammengefasst ist die anhaltende Untervertretung von Frauen in der Gemeindepolitik im Wesentlichen darauf zurückzuführen, dass diese sich zu selten für politische Ämter zur Verfügung stellen oder von Parteien nicht nominiert werden. Es stellt sich die Frage, welche Einflüsse wirken.

### 2.2 Einfluss der Sozialisation von Frauen

Coffé und Bolzendahl (**[2010](#B10)**) machen für die ungenügende politische Vertretung von Frauen geschlechtsspezifisches Verhalten verantwortlich. Dieses betrachten sie als etwas, das aus Einstellungen und Gelegenheiten während der Sozialisation entsteht; Schöttle (**[2019](#B57)**) nennt dies sozial konstruierte Geschlechteridentitäten. Wie Frauen sozialisiert werden, hat Einfluss auf ihr politisches Interesse, ihr politisches Wissen und ihre politische Selbstwirksamkeit und damit auf ihre politische Partizipation (**[Bütikofer 2019](#B9)**; **[Dahl & Nyrup 2020](#B13)**; **[Dörfler & Kaindl 2019](#B19)**; **[Geser et al. 2011](#B26)**; **[Machljankin, Kaiser & Steiner 2021](#B49)**). Insbesondere fehlen positiv besetzte Rollenbilder, die mehr Frauen animieren, sich politisch zu engagieren und politisches Engagement als Selbstverständlichkeit zu begreifen (**[Foos & Gilardi 2019](#B20)**). Dazu kritisiert die Geschlechterforschung das bislang eng gefasste Verständnis von politischer Partizipation (**[Fuchs 2020](#B23)**), welches sich auf die Teilnahme an Wahlen und Entscheidungsprozessen beschränkt. Untersuchungen zeigen inzwischen, dass Frauen sich nicht weniger als Männer politisch beteiligen, sondern anders (**[Coffé & Bolzendahl 2010](#B10)**; **[Dörfler & Kaindl 2019](#B19)**; **[Schöttle 2019](#B57)**). Frauen übernehmen Aufgaben, die weniger Sichtbarkeit erfordern, in einem gering kompetitiven Umfeld vorkommen wie z. B. Vorstandsarbeit im Elternverein, in gemeinnützigen Frauenverbänden oder in informellen Kontexten wie “political consumerism” (Verzicht auf bestimmte Produkte aus politischen oder ethischen Gründen) (**[Acik 2013](#B1)**; **[Heger et al. 2022: 10](#B28)**). Zur Erforschung weiblicher politischer Partizipation hält Najemnik (**[2021](#B52)**) denn die Verwendung eines umfassenden Partizipationsbegriffs, der das Engagement auf formalpolitischer Ebene um die zivilgesellschaftliche Ebene erweitert, für nutzvoller. Die vorliegende Studie beruht auf dem eng gefassten Partizipationsbegriff. So bleibt die Besetzung von politischen Ämtern für die Gemeinden in der Schweiz und auch für den politischen Einfluss der Frauen aufgrund der symbolischen Ausstrahlung von herausragender Bedeutung.

### 2.3 Einfluss der Wahrnehmung der Politik

Die Bereitschaft von Frauen, sich einer Kandidatur für ein politisches Amt in der Gemeinde zu stellen, hängt des Weiteren von der persönlichen Wahrnehmung der Politik im Allgemeinen ab. Dazu zeigen experimentelle Untersuchungen von Kanthak und Woon (**[2015: 609](#B37)**), dass weder Unterschiede in Bezug auf politische Fähigkeiten oder geringeres Selbstvertrauen in die eigenen Fähigkeiten erklären, warum Frauen weniger für ein Amt kandidieren als Männer. Auch die den Frauen stereotypisch zugeschriebene Tendenz, risikoverringernde Entscheide zu treffen, erwies sich unter den Geschlechtern als nicht ausschlaggebend. Wichtiger ist die angenommene Bedeutung des Wettbewerbs, der sich für Frauen im Wahlkampagnenarbeit und öffentlichen Auftritten zeigt. So beschreiben Marien, Hooghe und Quintelier (**[2010](#B51)**) denn auch, dass Politik resp. deren Organisationskultur als genuin männlich wahrgenommen wird und sich dieses androzentrische Bild von Politik relativ hartnäckig hält, auch wenn kultur- und länderspezifische Unterschiede festzustellen sind (**[Beck & Henninger 2020](#B2)**; **[Lombard et al. 2021](#B47)**; **[Güttel 2021](#B27)**). Ebenso gehen Dörfler und Kaindl (**[2019: 13](#B19)**) zurzeit noch von einer männerdominierten Parteipolitik aus, deren «Modus operandi» (Strukturen, Prozesse und Spielregeln) für Frauen wenig anziehend erscheint. Wettkampfhaltung, Statuserhöhung und Profilierung werden von Frauen eher als negativ konnotiert und daher gemieden (**[Dörfler & Kaindl 2019](#B19)**). Dabei ist ein Zusammenhang zur kulturellen Verankerung der Gemeinde und ihrer Strukturen zu vermuten. So nimmt Tiefenbach (**[2006](#B61)**) denn auch an, dass in kleineren Gemeinden teilweise noch jene politische Kultur dominiert, die die traditionelle Rollenverteilung bevorzugt und daher männliche den weiblichen Kandidaturen vorzieht. In Städten hingegen könnte die Wählerschaft die paritätische Geschlechterverteilung unter den Kandidierenden als Voraussetzung zur Stimmgabe sehen. Insbesondere der links und grün wählenden Einwohnerschaft erscheinen hauptsächlich männliche Kandidaturen als nicht mehr zeitgemäss, da allgemein das traditionelle Rollenmodell im Alltag aufgebrochen wurde (**[Holtkamp, Garske & Wiechmann 2020](#B33)**).

### 2.4 Einfluss der persönlichen Lebensverhältnisse von Frauen

Andere Forschungsarbeiten wiederum führen geschlechterspezifische Differenzen auf sozioökonomische Faktoren zurück. Das Modell von Verba und Nie (**[1972](#B62)**) erklärt die politische Partizipation mit individuellen Unterschieden in Bezug auf strukturelle Ressourcen wie Bildung, Einkommen und beruflichem Status. Demzufolge beteiligen sich Frauen weniger an der Politik, weil sie im Durchschnitt über weniger Ressourcen verfügen als Männer. Der Zusammenhang zwischen Ressourcen und Partizipationsniveau wurde seitdem in weiteren Studien bestätigt (**[Geser et al. 2011](#B26)**; **[Norris 2009](#B53)**; **[Westle 2001](#B63)**). Laut Najemnik (**[2021](#B52)**) stehen die Chancen für Frauen ab einem bestimmten Alter, mit hohem Bildungsstand und Einkommen besser, um am politischen Geschehen teilzuhaben, als für Frauen mit niedrigerem Bildungsstand, geringem Einkommen oder auch mit Behinderung oder Migrationshintergrund (**[Fuchs 2020](#B23)**). Aufgrund knapper Zeitressourcen werden Lebensaufgaben, Erwerbstätigkeit, Kindererziehung und kommunalpolitisches Engagement von Frauen zeitlich eher nacheinander angegangen. Vor allem erwerbstätige, hoch gebildete Frauen, die sich nicht (mehr) um Kinder kümmern, engagieren sich in der Schweiz kommunalpolitisch (**[Freitag, Bundi & Witzig 2019: 118](#B21)**).

### 2.5 Einfluss von Gemeindegrösse und Urbanisierung

Schliesslich weisen Ladner und Bühlmann (**[2007](#B44)**) sowie Denters et al. (**[2014](#B15)**) nach, dass die Gemeindegrösse für die Demokratiequalität und Partizipationsmöglichkeiten eine gewisse Rolle spielt. Ladner (**[2011](#B40)**) verweist darauf, dass sich in (kleineren) Gemeinden oftmals nur so viele Kandidierende stellen, wie Sitze zur Verfügung stehen. Holtkamp, Eimer und Wiechmann (**[2013](#B32)**) nehmen daher gestützt auf das Angebot-Nachfrage-Modell an, dass die Unterrepräsentanz von Frauen in kleineren Gemeinden stärker ausgeprägt ist als in grösseren Städten. Steiner et al. (**[2021](#B59)**) bestätigen, dass die Gemeindegrösse und die Rolle der Lokalparteien resp. deren Besetzung von Ämtern durch Mitglieder positiv zusammenhängen. Interessanterweise fördert deren Studie sowie jene von Machljankin, Kaiser und Steiner (**[2021](#B49)**) auch zutage, dass die insgesamt stärkste Partei in den Gemeindeexekutiven die “Parteilosen” bilden, mit einem Sitzanteil von rund 40 Prozent (**[Steiner et al. 2021: 76](#B59)**).

In diesem Zusammenhang spielt auch die gesellschaftliche Ausrichtung der Gemeinde eine Rolle. Magin (**[2010](#B50)**) spricht in Anlehnung an Inglehart und Norris (**[2003](#B35)**) vom geschlechtlichen Modernisierungsgrad. Je postmoderner eine Gemeinschaft ist, desto eher findet eine zunehmende Egalisierung der Geschlechterrollen und -bilder statt. Weisen somit Gemeinden viele Beschäftigte im Agrarsektor auf, ist ein eher geringer Frauenanteil in kommunalen Gremien zu erwarten. Hingegen lässt laut Magin (**[2010](#B50)**) ein hoher Anteil Beschäftigte im Dienstleistungssektor auf einen grösseren Anteil an Amtsträgerinnen schliessen. Mit steigendem Wohlstandsniveau steigt auch die finanzielle Unabhängigkeit der Frau und dies sollte sich auf die politische Partizipation auswirken. Wie bereits festgehalten, erleichtert eine gesicherte Ressourcenbasis den Frauen die Annahme eines politischen Ehrenamtes (**[Coffé & Bolzendahl 2010](#B10)**; **[Freitag, Bundi & Witzig 2019](#B21)**). Nebst Erwerbstruktur und der reinen Gemeindegrösse sind auch Bevölkerungsdichte und der Urbanisierungsgrad Kriterien gesellschaftlicher Modernisierung. Steiner et al. (**[2021: 66](#B59)**) erwähnen, dass in grösseren Gemeinden eine Vielzahl an politischen Parteien und Gruppierungen agieren, und gehen daher von einer belebten politischen Diskussion aus, an der sich die diverse Einwohnerschaft beteiligt, d. h. auch Frauen. Dagegen sprechen die von Oliver (**[2001](#B54)**) beobachteten Segregationstendenzen, welche in urbanen Ballungsgebieten zu sozioökonomisch entmischten Gemeinden führen, in denen in schwindendem Masse politische Auseinandersetzung stattfänden. Heinz, Baumegger und Hofinger (**[2022: 37](#B29)**) halten für Österreich allgemein fest: «Je höher der Urbanisierungsgrad ist, desto besser steht es insgesamt also auch um die Gleichstellung von Frauen und Männern.» Auch Deiss-Helbig (**[2017](#B14)**) sieht den Urbanisierungsgrad einer Gemeinde als positiven Verstärker auf den Frauenanteil in Gemeindeexekutiven. Von diesen Studien ausgehend müsste der Urbanisierungsgrad demnach auch für die geschlechtliche Gleichstellung in der kommunalen Ämterbesetzung der Schweiz Wirkung zeigen. Darauf konzentriert sich die vorliegende Untersuchung.

## 3 Untersuchungsdesign und Methodik

### 3.1 Modell und Ausgangshypothese

Wie dargelegt erhärtet die bestehende Forschungsliteratur, dass die Sozialisation von Frauen, deren Wahrnehmung der Politik und persönlichen Lebensverhältnisse die individuelle Teilhabe von Frauen an der Gemeindepolitik prägen. Offen bleibt, wie die Urbanisierung über die strukturellen, wirtschaftlichen und politischen Rahmenbedingungen in den Gemeinden wirkt. Dies wurde insbesondere für die Schweiz erst fragmentarisch untersucht. So fokussiert sich die bisherige Forschung auf die Gemeindeexekutive und lässt andere politische Ämter meist aussen vor. Diese Forschungslücke soll mit der vorliegenden Forschungsarbeit geschlossen werden.

Den Analysen liegt die Ausgangshypothese zugrunde, dass ein statistisch signifikanter, positiver Zusammenhang zwischen dem Urbanisierungsgrad einer Gemeinde und dem Frauenanteil in Gemeindebehörden besteht. Dazu wurde ein Wirkungsmodell hergeleitet, das die hier untersuchten Einflussgrössen, die im Kontext der Urbanisierung zur politischen Partizipation von Frauen beitragen können, zeigt (vgl. [Abbildung 1](#F1)). Aufgrund des explorativen Charakters der Untersuchung werden vergleichsweise viele Indikatoren einbezogen und zwecks Übersichtlichkeit nach strukturellen, wirtschaftlichen und politischen Faktoren gruppiert. Sie sind als einzelne Urbanisierungsfaktoren zu verstehen. Die strukturellen Faktoren umfassen Indikatoren zur Bevölkerung und Raumnutzung sowie deren Entwicklung (Nummer 1 bis 6), die wirtschaftlichen Faktoren Indikatoren zu Arbeitsplätzen und Unternehmen (7 und 8). Schliesslich berücksichtigen die politischen Faktoren Daten zu politischen Präferenzen und kommunalen Behördenstrukturen (9 und 10). Dabei wird angenommen, dass alle diese Indikatoren einen Teilaspekt der Urbanisierung erfassen und potenziell die Gleichstellung und damit die Vertretung von Frauen in Gemeindebehörden beeinflussen. Dieses Vorgehen wird als partialanalytischer Ansatz bezeichnet. Daneben lässt sich der “Urbanisierungsgrad” auch als latente Variable auffassen, der summarisch mit einem Indikator abgebildet werden kann. Dies wird als globalanalytischer Ansatz interpretiert und über die Gemeindegrösse (11) resp. den Gemeindetyp (12) gemessen. Beide methodischen Zugänge sind gleichwertig und lassen sich durch die Forschungsliteratur stützen (vgl. Kapitel 3.2).

![Abbildung 1 Wirkungsmodell](https://storage.googleapis.com/jnl-up-j-jsv-files/journals/1/articles/167/submission/proof/167-10-1024-1-17-20221115.png)

Abbildung 1
Wirkungsmodell.

### 3.2 Datenerhebung und Stichprobe

Die empirische Untersuchung umfasst die Kantone Appenzell Ausserrhoden, Graubünden, St.Gallen, Wallis und Zürich.[2](#n2) Diese ergeben zusammen ein annäherndes Abbild der (Deutsch-)Schweizer Verhältnisse, in dem sie städtisch und ländlich geprägte, grosse und kleine sowie ein- und mehrsprachige Regionen abdecken (vgl. [Tabelle 1](#T1)). Für alle Gemeinden wurden in einem ersten Schritt Angaben zum Geschlecht der Mitglieder in den ausgewählten Gemeindebehörden erhoben. Diese umfassen neben der Gemeindeexekutive und der Geschäftsprüfungs- resp. Rechnungsprüfungskommission (GPK/RPK) auch die Gemeindeparlamente – wo vorhanden – und die Schulbehörden. Diese vier Gemeindebehörden sind trotz kantonaler Unterschiede bezüglich Wahlverfahren, Strukturen und Kompetenzen schweizweit vergleichbar und verbreitet. Vor allem für die Funktionsweise und Leistungsfähigkeit von politischen Gemeinden sind sie zentral und erlauben daher eine breiter abgestützte Analyse zur Gleichstellung von Frau und Mann in der Gemeindepolitik als dies bisher möglich war.

Tabelle 1

Beschreibung der Stichprobe.

* * *

STICHPROBEGRUNDGESAMTHEIT (CH)

* * *

* * *

GEMEINDEGRÖSSEANZAHLPROZENTANZAHLPROZENT_DIFFERENZ__GEWICHTUNGS-FAKTOR I_

* * *

\> 8’000 Einwohner:innen7415.4%22310.3%_5.1%_0.669

* * *

1’000 – 8’000 Einwohner:innen28058.1%120555.5%_2.6%_0.955

* * *

<1’000 Einwohner:innen12826.6%74434.3%_–7.7%_1.290

* * *

total482100.0%2172100.0%

* * *

**GEMEINDETYPOLOGIE****ANZAHL****PROZENT****ANZAHL****PROZENT****_DIFFERENZ_****_GEWICHTUNGS-FAKTOR II_**

* * *

städtisch12125.1%47722.0%_3.1%_0.875

* * *

intermediär14429.9%56726.1%_3.8%_0.874

* * *

ländlich21745.0%112851.9%_–6.9%_1.154

* * *

total482100.0%2172100.0%

* * *

Die Datenerhebung basiert auf den kantonalen Wahlprotokollen (in den Kantonen St.Gallen und Zürich), die zentral von den Kantonen geführt werden und Angaben zur Anzahl der Sitze pro Behörde und zum Geschlecht der gewählten Mitglieder enthalten. Ergänzend wurden die Webseiten der Gemeinden und die dort aufgeführten amtlichen Informationen konsultiert. Zudem wurden die Daten – wo nötig – durch eine telefonische oder schriftliche Abfrage der Daten direkt bei den jeweiligen Gemeindeverwaltungen validiert oder eingeholt. Die Daten sind unter [https://promofemina.fhgr.ch](https://promofemina.fhgr.ch) öffentlich zugänglich.

In einem zweiten Schritt fand ein Matching von zusätzlichen Sekundärdaten des Bundesamtes für Statistik (BFS) über die BFS-Gemeindenummer statt. Dazu wurden die Daten der Regionalporträts 2021 verwendet.[3](#n3) Dieses Dataset umfasst die jährlichen Daten von 41 Indikatoren zu den Themen Bevölkerung, Flächen, Wirtschaft, Bau- und Wohnungswesen, soziale Sicherheit sowie Wähleranteile ausgewählter Parteien. Zudem wurde die Gemeindetypologie des BFS (mit drei Kategorien) verwendet. Sie fasst Gemeinden mit ähnlichen Merkmalen zusammen und verwendet hierbei neben räumlichen Daten (Grösse, Dichte, Erreichbarkeit) auch sozioökonomische (**[BFS 2017](#B6)**). Die Einteilung in städtische, intermediäre – d. h. dichter periurbaner Raum und ländliche Zentren – und ländliche Gemeinden operationalisiert den Urbanisierungsgrad summarisch.

Insgesamt liegt eine Stichprobe von N = 482 Gemeinden vor. Dies entspricht 22.2 Prozent aller 2’172 Schweizer Gemeinden (Stand 31.12.2021). Es dominieren mittlere Gemeinden mit einer Grösse von 1’000 bis 8’000 Einwohner:innen (58.1% aller Gemeinden) sowie ländliche Gemeinden (45%). Hinsichtlich der Gemeindegrösse deckt die Stichprobe etwas mehr grössere Gemeinden (ab 8’000 Einwohner:innen) und leicht weniger Kleingemeinden (bis 1’000 Einwohner:innen) als in der Grundgesamtheit vorhanden ab (vgl. [Tabelle 1](#T1)). Bezüglich Gemeindetyp gilt analog: Städtische Gemeinden sind im Vergleich zur Verteilung in der Schweiz in der Stichprobe übervertreten, die ländlichen Gemeinden untervertreten.

Um belastbare und für die gesamte (Deutsch-)Schweiz repräsentative Ergebnisse zu erhalten, wurden für die weiteren Analysen die Gemeinden nach Gemeindetypologie gewichtet. Damit entspricht die Verteilung der Gemeindetypen in der Stichprobe der Grundgesamtheit (definiert als alle Gemeinden der Schweiz, wobei die Gemeindetypen in der deutschen und lateinischen Schweiz ähnlich verteilt sind, vgl. Anhang 1).

### 3.3 Datenanalyse

Zur Datenauswertung wurde das Statistikprogramm SPSS eingesetzt und dabei die Gemeinden nach Gemeindetypologie gewichtet. Die Verwendung des Gewichtungsfaktors I “Gemeindegrösse” änderte die Analyseergebnisse (in Kapitel 4. Ergebnisse) kaum.

Zuerst wurde eine deskriptive Analyse durchgeführt und der prozentuale Anteil der Frauen als arithmetisches Mittel pro untersuchte Gemeindebehörde und Kanton, Gemeindetyp und Gemeindegrösse berechnet. Diese Ergebnisse sind in den [Tabellen 2](#T2) bis [4](#T4) dargestellt.

Tabelle 2

Frauenanteile nach Gemeindebehörde und Kanton.

* * *

KANTONFRAUEN IN DER EXEKUTIVE, ANTEIL IN %FRAUEN IN DER GPK/RPK, ANTEIL IN %FRAUEN IM PARLAMENT, ANTEIL IN %FRAUEN IN DER SCHULBEHÖRDE, ANTEIL IN %DURCH-SCHNITTLICHER FRAUENANTEIL ALLER BEHÖRDEN, ANTEIL IN %

* * *

ARMittelwert29.6%30.8%45.2%53.9%37.3%

* * *

N202011820

* * *

Std.13.1%29.9%0.0%18.6%13.4%

* * *

GRMittelwert20.4%29.1%21.0%56.9%33.0%

* * *

N1101091786110

* * *

Std.16.7%26.4%9.9%23.3%14.5%

* * *

SGMittelwert25.6%21.6%32.6%44.0%29.7%

* * *

N747436674

* * *

Std.14.1%18.8%12.1%15.9%9.7%

* * *

WallisMittelwert24.6%41.6%39.4%60.9%33.4%

* * *

N12791064127

* * *

Std.16.5%12.4%7.8%17.5%17.2%

* * *

ZHMittelwert27.4%18.8%30.3%56.7%33.2%

* * *

N15115111137151

* * *

Std.14.7%18.7%7.1%17.4%10.4%

* * *

TotalMittelwert24.9%23.7%29.0%55.1%32.9%

* * *

N48236342372482

* * *

Std.15.7%22.5%11.4%19.5%13.5%

* * *

Um den Zusammenhang zwischen dem Urbanisierungsgrad einer Gemeinde und der Frauenvertretung in einem explorativen Verfahren zu ermitteln, wurden zu den untersuchten strukturellen, wirtschaftlichen und politischen Faktoren und den jeweiligen Gemeindebehörden Korrelationen berechnet. Dazu wurden vorab die Anteile von Frauen in den Gemeindebehörden als unabhängige Variablen auf Normalverteilung getestet (vgl. **[Hemmerich 2018a](#B30)**). Diese ist Voraussetzung für eine parametrische ANOVA oder multifaktorielle Regressionsanalyse und vorliegend nur in wenigen Fällen gegeben, so dass gängige Transformationen (Wurzel-, Log-, inverse Transformation, vgl. **[Hemmerich 2018b](#B31)**) durchgeführt wurden. Auch die transformierten Werte der unabhängigen Variablen erfüllen die statistischen Voraussetzungen für parametrische Verfahren nur bedingt. Deshalb wurden nachfolgend Korrelations- und Varianzanalysen in Form von nicht-parametrischen Verfahren eingesetzt und der Korrelationskoeffizient nach Spearman (Spearman’s rho) resp. der Kruskal-Wallis-Test (inkl. Dunn-Bonferroni-Tests als Post-hoc-Tests zur Ermittlung signifikanter Unterschiede im paarweisen Gruppenvergleich) berechnet. Letzterer diente zur Vertiefung der beiden summarischen Faktoren «Gemeindegrösse» und «Gemeindetyp» als Indikator für den Urbanisierungsgrad. Im Nachgang zeigte sich zudem, dass die Ergebnisse durch die Wahl parametrischer Verfahren wenig beeinflusst werden, d. h. auch die ANOVA und die Korrelation nach Bravais-Pearson hätten zu ähnlichen Resultaten geführt. Dies spricht insgesamt für robuste statistische Verfahren (vgl. auch **[Blanca et al. 2017](#B8)**; **[Lix et al. 1996](#B46)**; **[Schmider et al. 2010](#B56)**).

### 3.4 Limitationen

Die vorliegende Analyse fokussiert sich auf die Gemeinden und ihre Rahmenbedingungen, die für die Vertretung von Frauen in der Gemeindepolitik mitentscheidend sind. Damit erhält die Gemeinde als Nachfragerin von Kandidierenden für politische Gemeindeämter ein hohes Gewicht. Die Sicht der Kandidierenden und ihre Motive, Bedürfnisse und Verhaltensweisen – d. h. die Angebotsseite – werden nicht integriert. Gerade im Hinblick auf die Entwicklung geeigneter Massnahmen muss diese inhaltlich-konzeptionelle Limitation beachtet werden. Zudem ist zu beachten, dass die Gemeinden die Urbanisierung kurzfristig kaum beeinflussen können und diese wiederum lediglich indirekt auf die Gleichstellung von Frau und Mann in der Gemeindepolitik wirkt.

Aus methodischer Perspektive deckt die Stichprobe die Schweizer Gemeindelandschaft hinsichtlich Gemeindegrösse und -typologie ausreichend repräsentativ ab. Allerdings bleiben die sprachlich-kulturellen Einflüsse wenig berücksichtigt. Dies gilt v.a. für die französische Schweiz. Obschon die Gemeinden des französischsprachigen Unterwallis und die rätoromanischen und italienischsprachigen Gemeinden Graubündens vertreten sind, erhält die lateinische Schweiz gemessen an ihrem Anteil zu wenig Gewicht und die Ostschweiz zu viel.

Schliesslich ist davon auszugehen, dass Korrelationen zwischen einzelnen Faktoren auftreten können (v.a. mit dem Indikator «Bevölkerung»). Diese sind in der Interpretation der Ergebnisse angemessen zu berücksichtigen.

## 4 Ergebnisse

### 4.1 Deskriptive Analyse

Die Analyse zeigt u.W. erstmals für verschiedene Gemeindeämter in der Schweiz gleichzeitig, dass der Anteil an Frauen im Jahr 2021 variiert – je nach Kanton, politischem Amt und kommunalen Strukturen sogar deutlich. Aus kantonaler Perspektive schwankt der durchschnittliche Frauenanteil zwischen 18.8% in den RPK im Kanton Zürich und 60.9% in den Schulbehörden im Wallis (vgl. [Tabelle 2](#T2)). Für alle Kantone zusammen zeigt sich die weibliche Untervertretung am deutlichsten in den RPK/GPK (Anteil von 23.7%, Durchschnitt aller Gemeinden) sowie in den Gemeindeexekutiven (Anteil von 24.9%). Letztere hat sich seit 2016 offenbar kaum verändert (vgl. **[Ladner & Amsellem 2019](#B43)**). Die Frauen dominieren dagegen in den Schulbehörden – mit einem Anteil von 55.1% über alle Gemeinden betrachtet. Der durchschnittliche Frauenanteil aller Behörden liegt unter den analysierten Kantonen bei einem Drittel (zwischen 29.7% und 37.3%, repräsentativ gewichtet nach Gemeindetypen, vgl. letzte Spalte). Der Durchschnitt aller vier untersuchten Gemeindeämter liegt in den Kantonen Wallis und Appenzell Ausserrhoden bei 42% resp. 40% der Sitze, gefolgt von den Kantonen Zürich (33%), Graubünden (32%) und St.Gallen (31%). Alle Ergebnisse sind auch als geografische Karten im Anhang 2 abgebildet.

Die Frauenvertretung resp. der Anteil an Frauen in den Gemeindebehörden nimmt mit der Gemeindegrösse tendenziell zu (vgl. [Tabelle 3](#T3)). Dies gilt für die Gemeindeexekutive und -legislative, jedoch nicht für die GPK/RPK und Schulbehörden. Der Anteil an Frauen in den GPK/RPK und den Schulbehörden ist in mittleren Gemeinden tiefer als in Gross- und Kleingemeinden. Hier findet die deskriptive Analyse also keinen systematischen Zusammenhang. Dies sind deutliche Hinweise für eine komplexere Wirkungsweise der Gemeindegrösse auf die Vertretung von Frauen in Gemeindebehörden, als dies der erste Blick vermuten lässt.

Tabelle 3

Frauenanteile nach Gemeindebehörde und Gemeindegrösse.

* * *

GEMEINDEGRÖSSEFRAUEN IN DER EXEKUTIVE, ANTEIL IN %FRAUEN IN DER GPK/RPK, ANTEIL IN %FRAUEN IM PARLAMENT, ANTEIL IN %FRAUEN IN DER SCHULBEHÖRDE, ANTEIL IN %DURCHSCHNITTLICHER FRAUENANTEIL ALLER BEHÖRDEN, ANTEIL IN %

* * *

\> 8000 Einwohner:innenMittelwert28.1%23.1%33.6%57.1%35.2%

* * *

N6561246165

* * *

Std.14.6%18.0%8.6%18.0%9.8%

* * *

1000 – 8000 Einwohner:innenMittelwert25.7%21.3%24.1%53.5%33.2%

* * *

N27321916237273

* * *

Std.15.2%21.3%10.6%18.4%12.5%

* * *

< 1000 Einwohner:innenMittelwert22.0%30.6%0.0%58.1%31.1%

* * *

N14482174144

* * *

Std.16.8%26.9%0.0%23.3%16.3%

* * *

TotalMittelwert24.9%23.7%29.0%55.1%32.9%

* * *

N48236342372482

* * *

Std.15.7%22.5%11.4%19.5%13.5%

* * *

Auch zwischen Urbanisierungsgrad und Frauenvertretung in den Gemeinden scheinen die Zusammenhänge nicht linear zu verlaufen. Der durchschnittliche Anteil an Frauen aller Behörden ist für alle drei Gemeindetypen “Städtisch“, “Intermediär” und “Ländlich” sehr ähnlich. Sie reichen von 32.2% bis 33.8% (vgl. [Tabelle 4](#T4)). In der Gemeindeexekutive weisen intermediäre Gemeinden den höchsten Frauenanteil aus, in der GPK/RPK die ländlichen und in Gemeindeparlamenten die städtischen Gemeinden. In den Schulbehörden sind die Frauen in allen drei Gemeindetypen ähnlich stark vertreten.

Tabelle 4

Frauenanteile nach Gemeindebehörde und Gemeindetyp.

* * *

GEMEINDETYPOLOGIEFRAUEN IN DER EXEKUTIVE, ANTEIL IN %FRAUEN IN DER GPK/RPK, ANTEIL IN %FRAUEN IM PARLAMENT, ANTEIL IN %FRAUEN IN DER SCHULBEHÖRDE, ANTEIL IN %DURCHSCHNITTLICHER FRAUENANTEIL ALLER BEHÖRDEN, ANTEIL IN %

* * *

StädtischMittelwert25.6%21.1%33.6%54.6%33.4%

* * *

N106942497106

* * *

Std.13.6%18.8%8.8%17.8%10.6%

* * *

IntermediärMittelwert27.7%21.4%30.8%54.7%33.8%

* * *

N1261038106126

* * *

Std.15.7%22.3%12.5%17.1%12.7%

* * *

LändlichMittelwert23.2%26.6%17.2%55.5%32.2%

* * *

N25016610170250

* * *

Std.16.4%24.2%7.5%21.7%14.9%

* * *

TotalMittelwert24.9%23.7%29.0%55.1%32.9%

* * *

N48236342372482

* * *

Std.15.7%22.5%11.4%19.5%13.5%

* * *

### 4.2 Korrelationsanalyse

Im Sinne einer explorativen Analyse werden einzelne Faktoren in Hinblick auf einen systematischen, signifikanten Zusammenhang zur Vertretung von Frauen in den vier untersuchten Gemeindebehörden geprüft. Die strukturellen Faktoren umfassen Daten zur Bevölkerung, Raumnutzung und sozialen Sicherheit (in [Tabelle 5](#T5)), die wirtschaftlichen Faktoren Daten zu Arbeitsplätzen und Betriebsstätten (in [Tabelle 6](#T6)). Schliesslich berücksichtigen die politischen Faktoren Daten zu politischen Präferenzen und kommunalen Behördenstrukturen (in [Tabelle 7](#T7)). Die Tabellen weisen jeweils die Korrelationskoeffizienten und deren Signifikanzniveau aus (\* p < 0.05 und \*\* p < 0.01), wobei die Effektstärke nach Cohen (**[1988](#B11)**) farblich gekennzeichnet ist (je dunkler, desto grösser der Effekt).

Tabelle 5

Korrelationsanalyse – Strukturelle Faktoren.

* * *

SPEARMAN’S RHOFRAUEN IN DER EXEKUTIVE, ANTEIL IN %FRAUEN IN DER GPK/RPK, ANTEIL IN %FRAUEN IM PARLAMENT, ANTEIL IN %FRAUEN IN DER SCHULBEHÖRDE, ANTEIL IN %DURCHSCHNITTLICHER FRAUENANTEIL ALLER BEHÖRDEN, ANTEIL IN %

* * *

(1) Einwohnerzahl (2019)Korrell. Koeff.0.140\*\*–0.107\*0.448\*\*–0.0020.115\*\*

* * *

Sig. (1-seitig)0.0010.0200.0010.4870.006

* * *

N48236945379482

* * *

(1) Veränderung der Bevölkerung in Prozent (2010–2019)Korrell. Koeff.0.113\*\*–0.129\*\*0.292\*0.0210.077\*

* * *

Sig. (1-seitig)0.0070.0070.0260.3400.045

* * *

N48236945379482

* * *

(2) Bevölkerungsdichte pro km2 (2019)Korrell. Koeff.0.140\*\*–0.164\*\*0.383\*\*0.0140.099\*

* * *

Sig. (1-seitig)0.0010.0010.0050.3950.014

* * *

N48236945379482

* * *

(3) Altersverteilung: Bevölkerung 0–19 Jahre in Prozent (2019)Korrell. Koeff.0.175\*\*–0.0600.527\*\*–0.102\*0.075\*

* * *

Sig. (1-seitig)0.0000.1240.0000.0240.049

* * *

N48236945379482

* * *

(3) Altersverteilung: Bevölkerung 20–64 Jahre in Prozent (2019)Korrell. Koeff.0.019–0.0390.036–0.032–0.028

* * *

Sig. (1-seitig)0.3420.2270.4080.2680.269

* * *

N48236945379482

* * *

(3) Altersverteilung: Bevölkerung 65 Jahre und mehr in Prozent (2019)Korrell. Koeff.–0.146\*\*0.052–0.326\*0.106\*–0.044

* * *

Sig. (1-seitig)0.0010.1610.0140.0200.165

* * *

N48236945379482

* * *

(4) Sozialhilfequote (2019)Korrell. Koeff.0.0430.0500.386\*\*0.0590.057

* * *

Sig. (1-seitig)0.2110.1950.0050.1480.142

* * *

N35829544312358

* * *

(5) Anzahl Privathaushalte (2019)Korrell. Koeff.0.135\*\*–0.111\*0.429\*\*0.0080.115\*\*

* * *

Sig. (1-seitig)0.0020.0160.0020.4410.006

* * *

N48236945379482

* * *

(5) Durchschnittliche Haushaltsgrösse in Personen (2019)Korrell. Koeff.0.095\*–0.0170.317\*–0.142\*\*0.005

* * *

Sig. (1-seitig)0.0190.3720.0170.0030.459

* * *

N48236945379482

* * *

(6) Siedlungsfläche in Prozent (2004/09)Korrell. Koeff.0.152\*\*–0.163\*\*0.396\*\*0.0130.116\*\*

* * *

Sig. (1-seitig)0.0000.0010.0040.4040.005

* * *

N48236945379482

* * *

(6) Veränderung der Siedlungsfläche in Prozent (1979/85–2004/09)Korrell. Koeff.0.115\*\*–0.0170.558\*\*–0.0180.111\*\*

* * *

Sig. (1-seitig)0.0060.3690.0000.3670.007

* * *

N48236945379482

* * *

Signifikanzniveaus:\*\*. Die Korrelation ist auf dem 0.01-Niveau von signifikant (1-seitig).\*. Die Korrelation ist auf dem 0.05-Niveau von signifikant (1-seitig).

* * *

Effektstärkestark bis sehr stark

* * *

mittel bis stark

* * *

schwach bis mittel

* * *

Tabelle 6

Korrelationsanalyse – Wirtschaftliche Faktoren.

* * *

SPEARMAN’S RHOFRAUEN IN DER EXEKUTIVE, ANTEIL IN %FRAUEN IN DER GPK/RPK, ANTEIL IN %FRAUEN IM PARLAMENT, ANTEIL IN %FRAUEN IN DER SCHULBEHÖRDE, ANTEIL IN %DURCHSCHNITTLICHER FRAUENANTEIL ALLER BEHÖRDEN, ANTEIL IN %

* * *

(7) Beschäftigte total (2018)Korrell. Koeff.0.116\*\*–0.0780.389\*\*0.0310.114\*\*

* * *

Sig. (1-seitig)0.0060.0710.0040.2760.007

* * *

N46636145371466

* * *

(7) Beschäftigte im 1. Sektor (2018)Korrell. Koeff.0.128\*\*0.0460.414\*\*–0.165\*\*0.060

* * *

Sig. (1-seitig)0.0030.1910.0020.0010.095

* * *

N47236345373472

* * *

(7) Beschäftigte im 2. Sektor (2018)Korrell. Koeff.0.123\*\*–0.0650.441\*\*–0.0130.106\*

* * *

Sig. (1-seitig)0.0040.1050.0010.4020.010

* * *

N47536745376475

* * *

(7) Beschäftigte im 3. Sektor (2018)Korrell. Koeff.0.099\*–0.090\*0.367\*\*0.0460.117\*\*

* * *

Sig. (1-seitig)0.0150.0420.0070.1840.005

* * *

N48236945379482

* * *

(8) Arbeitsstätten total (2018)Korrell. Koeff.0.091\*–0.0260.442\*\*0.0250.106\*

* * *

Sig. (1-seitig)0.0290.3160.0010.3230.013

* * *

N43333945352433

* * *

(8) Arbeitsstätten im 1. Sektor (2018)Korrell. Koeff.0.127\*\*0.0360.285\*–0.122\*0.068

* * *

Sig. (1-seitig)0.0040.2540.0290.0100.074

* * *

N45134745358451

* * *

(8) Arbeitsstätten im 2. Sektor (2018)Korrell. Koeff.0.111\*\*–0.0380.458\*\*–0.0040.092\*

* * *

Sig. (1-seitig)0.0090.2360.0010.4710.024

* * *

N45835745371458

* * *

(8) Arbeitsstätten im 3. Sektor (2018)Korrell. Koeff.0.107\*\*–0.093\*0.418\*\*0.0370.124\*\*

* * *

Sig. (1-seitig)0.0100.0380.0020.2370.003

* * *

N48036845379480

* * *

Signifikanzniveaus:\*\*. Die Korrelation ist auf dem 0.01-Niveau von signifikant (1-seitig).

* * *

\*. Die Korrelation ist auf dem 0.05-Niveau von signifikant (1-seitig).

* * *

Effektstärkestark bis sehr stark

* * *

mittel bis stark

* * *

schwach bis mittel

* * *

Tabelle 7

Korrelationsanalyse – Politische Faktoren.

* * *

SPEARMAN’S RHOFRAUEN IN DER EXEKUTIVE, ANTEIL IN %FRAUEN IN DER GPK/RPK, ANTEIL IN %FRAUEN IM PARLAMENT, ANTEIL IN %FRAUEN IN DER SCHULBEHÖRDE, ANTEIL IN %DURCHSCHNITTLICHER FRAUENANTEIL ALLER BEHÖRDEN, ANTEIL IN %

* * *

(9) Wähleranteil der FDP in Prozent (Nationalratswahlen 2019)Korrell. Koeff.0.092\*–0.0430.2450.0670.139\*\*

* * *

Sig. (1-seitig)0.0220.2040.0530.0970.001

* * *

N48236945379482

* * *

(9) Wähleranteil der CVP in Prozent (Nationalratswahlen 2019)Korrell. Koeff.–0.101\*0.126\*\*0.093–0.018–0.065

* * *

Sig. (1-seitig)0.0150.0090.2740.3640.081

* * *

N46234944361462

* * *

(9) Wähleranteil der SP in Prozent (Nationalratswahlen 2019)Korrell. Koeff.0.147\*\*0.0470.419\*\*0.0320.160\*\*

* * *

Sig. (1-seitig)0.0010.1910.0020.2690.000

* * *

N46234944361462

* * *

(9) Wähleranteil der SVP in Prozent (Nationalratswahlen 2019)Korrell. Koeff.–0.015–0.041–0.476\*\*–0.158\*\*–0.106\*

* * *

Sig. (1-seitig)0.3680.2140.0000.0010.010

* * *

N48236945379482

* * *

(9) Wähleranteil der EVP/CSP in Prozent (Nationalratswahlen 2019)Korrell. Koeff.0.181\*\*–0.097–0.1590.0480.169\*\*

* * *

Sig. (1-seitig)0.0000.0630.2150.2100.001

* * *

N36124927281361

* * *

(9) Wähleranteil der GLP in Prozent (Nationalratswahlen 2019)Korrell. Koeff.0.084\*–0.246\*\*–0.1730.0520.022

* * *

Sig. (1-seitig)0.0360.0000.1300.1620.316

* * *

N46234944361462

* * *

(9) Wähleranteil der BDP in Prozent (Nationalratswahlen 2019)Korrell. Koeff.–0.105\*0.070–0.319\*0.167\*\*0.042

* * *

Sig. (1-seitig)0.0270.1000.0350.0020.220

* * *

N34033933297340

* * *

(9) Wähleranteil der PdA/Sol. in Prozent (Nationalratswahlen 2019)Korrell. Koeff.0.1000.025–0.0280.0850.119

* * *

Sig. (1-seitig)0.1030.3750.4640.1510.066

* * *

N16216213148162

* * *

(9) Wähleranteil der Grünen in Prozent (Nationalratswahlen 2019)Korrell. Koeff.0.253\*\*–0.0530.603\*\*0.0730.209\*\*

* * *

Sig. (1-seitig)0.0000.1640.0000.0820.000

* * *

N46234944361462

* * *

(10) Mitglieder in Behörde/Anzahl (2020/2021)Korrell. Koeff.0.133\*\*–0.0260.569\*\*0.155\*\*0.198\*\*

* * *

Sig. (1-seitig).002.308.000.001.000

* * *

N48236945379482

* * *

Signifikanzniveaus:\*\*. Die Korrelation ist auf dem 0.01-Niveau von signifikant (1-seitig).

* * *

\*. Die Korrelation ist auf dem 0.05-Niveau von signifikant (1-seitig).

* * *

Effektstärkestark bis sehr stark

* * *

mittel bis stark

* * *

schwach bis mittel

* * *

Die Ergebnisse zeichnen ein differenziertes Bild. Viele der untersuchten strukturellen Faktoren korrelieren je nach Gemeindebehörde unterschiedlich mit dem Frauenanteil (vgl. [Tabelle 5](#T5)). Zum Beispiel ist für die Bevölkerungsdichte für die Gemeindeexekutive eine leicht positive Korrelation, für die GPK/RPK eine leicht negative, für das Gemeindeparlament eine mittlere positive Korrelation und für die Schulbehörden keine signifikante Korrelation festzustellen. Gleiches gilt für die Einwohnerzahl. Insgesamt fällt auf: Die strukturellen Merkmale der Urbanisierung sind besonders häufig und stark mit dem Frauenanteil in Parlamenten zu erklären. Dabei ist zu beachten, dass kommunale Parlamente in kleinen, traditionell eher ländlicheren Gemeinden selten vorkommen (vgl. [Tabelle 3](#T3)).

Ähnlich den strukturellen stehen auch die wirtschaftlichen Faktoren in einem vielfältigen Wirkungszusammenhang zur prozentualen Frauenvertretung in den Gemeindebehörden (vgl. [Tabelle 6](#T6)). Diese ist in Gemeinden mit einem grösseren wirtschaftlichen Potenzial im Durchschnitt und in der Gemeindeexekutive tendenziell höher und gilt vor allem in kommunalen Parlamenten. Kein signifikanter Zusammenhang ist hingegen im Falle der GPK/RPK auszumachen. Dies gilt für die Schulbehörden annähernd.

Des Weiteren prägt das politische Umfeld die Frauenvertretung in Gemeindebehörden (vgl. [Tabelle 7](#T7)). Diese korreliert über alle Gemeindebehörden betrachtet positiv mit dem Wähleranteil an den letzten Nationalratswahlen 2019 der Sozialdemokratischen Partei (SP), der Grünen sowie der Freisinnig-Demokratischen Partei (FDP) und der Evangelischen Volkspartei/Christlich-sozialen Partei (EVP/CSP) und negativ mit dem Wähleranteil der Schweizerischen Volkspartei (SVP). Allerdings sind für die einzelnen Gemeindebehörden Unterschiede auszumachen. Hingegen gilt für fast alle Gemeindebehörden: Je mehr Sitze zu vergeben sind, desto höher ist der Frauenanteil. D. h. die Grösse der Gemeindebehörde wirkt sich möglicherweise «frauenfreundlich» mit meist mittlerer bis hoher Effektstärke aus. Insofern können politische Organisationsstrukturen die Frauenvertretung durchaus beeinflussen – und umgekehrt.

### 4.3 Varianzanalyse

Die bisherigen Ergebnisse nähern den Schluss, dass der Urbanisierungsgrad im Allgemeinen und die Gemeindegrösse im Speziellen die Frauenvertretung beeinflussen, wenn auch nicht systematisch und in einem linearen Zusammenhang. Dies bestätigt auch die abschliessende Varianzanalyse mit Hilfe des Kruskal-Wallis-Tests (vgl. [Tabelle 8](#T8)). Die Null-Hypothese, dass die Verteilung der prozentualen Anteile der Frauen in verschiedenen Untergruppen identisch ist, lässt sich für folgende Gemeindebehörden verwerfen: Gemeindeexekutive (für Gemeindegrösse und Gemeindetyp), GPK/RPK (nur für Gemeindegrösse), Gemeindelegislative (für Gemeindegrösse und Gemeindetyp) sowie für den Durchschnitt über alle Gemeindebehörden (nur für Gemeindegrösse). Allerdings zeigt der Post-hoc-Test, dass die Unterschiede jeweils nicht über alle Gruppen hinweg signifikant sind (vgl. die Detailergebnisse der Dunn-Bonferroni-Tests im Anhang 3). In der Regel unterschieden sich die Grossgemeinden mit mehr als 8’000 Einwohner:innen von den kleinen und mittleren Gemeinden resp. die ländlichen von den städtischen und intermediären Gemeinden. Zusammengefasst hat der Urbanisierungsgrad einer Gemeinde partiell einen positiven Einfluss auf die Frauenvertretung in den untersuchten Gemeindebehörden – mit Ausnahme der GPK/RPK, wo die Frauenvertretung in kleinen Gemeinden stärker ist. Dabei treten schwache bis starke Effekte nach Cohen (**[1992](#B12)**) mit r = 0.13 bis r = 0.66 auf.

Tabelle 8

Varianzanalyse.

* * *

HYPOTHESENTESTüBERSICHT

* * *

NULLHYPOTHESETESTSIG.ENTSCHEIDUNG

* * *

1Die Verteilung von Frauen in der Exekutive/Anteil ist über die Kategorien von Einwohnerzahl/2019 identisch.Kruskal-Wallis-Test bei unabhängigen Stichproben0.044Nullhypothese ablehnen

* * *

2Die Verteilung von Frauen in der GPK/RPK/Anteil ist über die Kategorien von Einwohnerzahl/2019 identisch.Kruskal-Wallis-Test bei unabhängigen Stichproben0.028Nullhypothese ablehnen

* * *

3Die Verteilung von Frauen im Parlament/Anteil ist über die Kategorien von Einwohnerzahl/2019 identisch.Kruskal-Wallis-Test bei unabhängigen Stichproben0.006Nullhypothese ablehnen

* * *

4Die Verteilung von Frauen in der Schulbehörde/Anteil ist über die Kategorien von Einwohnerzahl/2019 identisch.Kruskal-Wallis-Test bei unabhängigen Stichproben0.223Nullhypothese beibehalten

* * *

5Die Verteilung von Durchschnittlicher Frauenanteil der Behörden ist über die Kategorien von Einwohnerzahl/2019 identisch.Kruskal-Wallis-Test bei unabhängigen Stichproben0.048Nullhypothese ablehnen

* * *

**NULLHYPOTHESE****TEST****SIG.****ENTSCHEIDUNG**

* * *

1Die Verteilung von Frauen in der Exekutive/Anteil ist über die Kategorien von Gemeindetypologie/2012 identisch.Kruskal-Wallis-Test bei unabhängigen Stichproben0.040Nullhypothese ablehnen

* * *

2Die Verteilung von Frauen in der GPK/RPK/Anteil ist über die Kategorien von Gemeindetypologie/2012 identisch.Kruskal-Wallis-Test bei unabhängigen Stichproben0.142Nullhypothese beibehalten

* * *

3Die Verteilung von Frauen im Parlament/Anteil ist über die Kategorien von Gemeindetypologie/2012 identisch.Kruskal-Wallis-Test bei unabhängigen Stichproben<0.001Nullhypothese ablehnen

* * *

4Die Verteilung von Frauen in der Schulbehörde/Anteil ist über die Kategorien von Gemeindetypologie/2012 identisch.Kruskal-Wallis-Test bei unabhängigen Stichproben0.856Nullhypothese beibehalten

* * *

5Die Verteilung von Durchschnittlicher Frauenanteil der Behörden ist über die Kategorien von Gemeindetypologie/2012 identisch.Kruskal-Wallis-Test bei unabhängigen Stichproben0.497Nullhypothese beibehalten

* * *

Asymptotische Signifikanz wird angezeigt. Das Signifikanzniveau ist 0.05.

* * *

## 5 Diskussion und Ausblick

Die Studie berücksichtigt die Vertretung der Frauen in vier verschiedenen Gemeindebehörden von 482 Gemeinden aus fünf Kantonen. Damit wird mit etwas mehr als einem Fünftel aller Gemeinden die Schweizer Gemeindelandschaft mindestens hinsichtlich Gemeindegrösse und -typologie repräsentativ abgedeckt. Somit stützen sich die vorliegenden Ergebnisse inhaltlich breit ab und erlauben eine belastbare Standortbestimmung zu den äusseren Einflüssen auf die Frauenvertretung in der Gemeindepolitik. Einschränkend lassen sich die Ergebnisse vorab für die Deutschschweiz generalisieren, obschon auch – aber nur wenige – Gemeinden der lateinischen Schweiz in der Untersuchung berücksichtigt sind.

Die Frauenanteile variieren je nach Kanton, politischem Amt und kommunalen Rahmenbedingungen. Je grösser die Gemeinde ist, desto stärker sind die Frauen tendenziell in der Gemeindeexekutive und -legislative vertreten. Dies geht mit der Argumentation von Tiefenbach (**[2006](#B61)**), Holtkamp, Eimer und Wiechmann (**[2013](#B32)**) sowie Bieber (**[2013](#B3)**) einher, wonach die traditionelle Rollenverteilung in kleineren Gemeinden bzw. die politische Kultur in ländlicheren Gemeinden – im Gegensatz zu Städten – noch zur Bevorzugung von männlichen Kandidaturen führt. Allerdings trifft dieses Ergebnis weder für die Geschäftsprüfungs- resp. Rechnungsprüfungskommissionen (GPK/RPK) noch die Schulbehörden zu. Ein ähnliches Bild mit nicht linearen Zusammenhängen zeigt sich beim Einfluss der Gemeindetypologie und den drei Gemeindetypen «Städtisch», «Intermediär» und «Ländlich». Diese Erkenntnisse sind u.W. zumindest für die Schweiz neu.

Allerdings lassen sich ausser in Bezug auf die Gemeindegrösse keine systematischen Effekte zwischen Urbanisierungsgrad und generell hohen Frauenanteilen in den Gemeindebehörden finden. Zwar wirken die strukturellen Faktoren, in der Regel jedoch eher mit bescheidenem Einfluss und in unterschiedlicher Richtung. So korreliert bspw. eine hohe Bevölkerungsdichte mit einer besseren Frauenvertretung in der Gemeindeexekutive und -legislative leicht bis mittel, während für die GPK/RPK das Gegenteil zutrifft. Mit Blick auf die wirtschaftlichen Faktoren wiederholt sich der Behördenunterschied: Die Mehrheit der Indikatoren weist signifikant einen mittel bis starken Effekt zum Frauenanteil in der Gemeindelegislative und eine etwas schwächere positive Korrelation mit demjenigen in der Gemeindeexekutive auf, wohingegen dies nicht auf die GPK/RPK und die Schulbehörden zutrifft. Die politischen Faktoren fokussieren sich mithilfe der nationalen Wähleranteilen der Parteien auf das Umfeld resp. die Sozialisation und zeigen diesbezüglich verschiedene signifikante (sowohl positive als auch negative) Zusammenhänge zur Frauenvertretung, wobei die stärksten Korrelationen wiederum die Gemeindelegislative betreffen.

Bei den politischen Faktoren ist der positive Zusammenhang zwischen Grösse des politischen Gremiums und der Frauenvertretung hervorzuheben. Im Gegensatz zur Vertretung von jungen Erwachsenen in Gemeindeexekutiven (**[Derungs & Wellinger 2020: 89](#B18)**) geht – mit Ausnahme der GPK/RPK – überall eine anzahlmässig grössere Gemeindebehörde mit einem signifikant höheren Frauenanteil einher. Dies mag damit zusammenhängen, dass in grösseren Gremien mehr Raum für Frauen vorhanden ist, den diese in der Praxis auch einzunehmen wissen. Dafür ist womöglich der wahrgenommene Druck verantwortlich, der auf der einzelnen Person lastet und in politischen Gremien mit mehr Sitzen und Frauen potenziell kleiner ist. Die tatsächlichen Wirkungsmechanismen müssten in weiteren Forschungsarbeiten speziell untersucht werden. Zumindest widerspricht es auf den ersten Blick der Einschätzung von Kanthak und Woon (**[2015](#B37)**), die nicht davon ausgehen, dass der Gender-Gap auf ein zu geringes Selbstbewusstsein und eine zu ausgeprägte Risikoaversion bei Frauen zurückzuführen ist. Schliesslich bestätigt sich das Bild von urbanen Gemeinden, die offener für linke Parteien und deren Anliegen sind und eine höhere Frauenvertretung aufweisen als Gemeinden mit Präferenzen für bürgerliche Parteien – zumindest gemessen an den letzten Wahlergebnissen auf nationaler Ebene. Interessant wäre systematisch zu untersuchen, wie die politischen Parteien Kandidierende für Gemeindeämter rekrutieren und wie sich allfällige Unterschiede in der Vertretung von Frauen niederschlagen. Hier besteht nach wie vor Forschungsbedarf.

In der Gesamtschau fallen zwei Gemeindebehörden über alle Ergebnisse hinweg wiederholt auf. Erstens scheinen die Gemeindelegislative und deren Frauenanteil signifikant und stärker von äusseren Faktoren abhängig zu sein. Eine mögliche Erklärung hierfür ist, dass die Gemeindeexekutive, die GPK/RPK und die Schulbehörde kleinere Gremien sind und es sich dort eher um Personenwahlen handelt, d. h. die kandidierende Einzelperson im Vordergrund steht. Möglicherweise haben Kandidatinnen für diese Gremien eher die Möglichkeit, mit ihrer Persönlichkeit den Wahlausgang zu beeinflussen, als dies äussere Faktoren tun. Zweitens weist der Frauenanteil in der GPK/RPK häufig keine signifikante oder sogar eine negative Korrelation mit den untersuchten Indikatoren auf. Dies könnte darauf zurückzuführen sein, dass hier – im Gegensatz zum breiten Themenspektrum bei Führungsgremien (Gemeindeexekutive und Schulbehörde) und in der Gemeindelegislative – der inhaltliche Fokus verstärkt im Finanzbereich liegt und so gewisse fachspezifische Kenntnisse von Vorteil sind, was den Kreis potenzieller Kandidierenden entsprechend einschränkt. Diese weitgehende Interpretation würde allerdings einer vertiefenden Analyse bedürfen.

Alles in allem verdichten sich die Hinweise, dass die lokalen Verhältnisse einen Einfluss auf die politische Vertretung der Frauen in der Gemeindepolitik ausüben. Zu beachten ist dabei, dass zwischen der Gemeindegrösse und den übrigen Faktoren eine hohe Korrelation besteht. Dies erstaunt nicht, da Urbanität gemeinhin mit einer gewissen Gemeindegrösse assoziiert wird. Interessanterweise schneiden allerdings Agglomerationsgemeinden (intermediär) und ländliche Gemeinden bezüglich Gleichstellung nicht durchwegs schlechter ab als städtische. Folglich kann die Ausgangshypothese, wonach ein signifikanter, positiver Zusammenhang zwischen dem Urbanisierungsgrad einer Gemeinde und dem Frauenanteil in ihren Gemeindebehörden besteht, nicht vollumfänglich bestätigt werden. Urbane Gemeindepolitik ist in der Praxis nicht durchwegs paritätischer geprägt.

Offen bleibt nach wie vor, wie stark kulturelle Faktoren auf die Vertretung von Frauen in den Gemeindebehörden der Schweiz wirken. Diese sollten zukünftige Forschungsarbeiten stärker berücksichtigen und verstärkt mögliche Unterschiede zwischen den Gemeinden in den vier Sprachregionen untersuchen.

Schliesslich wäre in einem nächsten Schritt für die Schweiz näher und systematisch zu untersuchen, welche Rolle die einzelnen Akteure aus den Gemeindebehörden, Parteien, Arbeitgebende sowie (Frauen-)Netzwerken in der Rekrutierung von Frauen für politische Milizämter spielen und wie sie im Zusammenspiel den Frauenanteil in der Gemeindepolitik beeinflussen. Diese Erkenntnisse würden eine effektivere Nachwuchsförderung bei Frauen erlauben. Vor allem liesse sich abschätzen, welche Massnahmen (z. B. neue Arbeits- und Führungsmodelle, Entschädigung, Stellvertreterregelungen, Anzahl Behörden, Sitzungszeitpunkt etc.) tatsächlich zu einer verbesserten Mobilisierung von Frauen führen und inwiefern die Ansprache von interessierten Frauen je nach kulturellem, sprachlichem oder sozialem Hintergrund unterschiedlich ausgestaltet werden müssten (z. B. Kampagnen für berufstätige Frauen, gemeinsame Auftritte von Kandidatinnen in dünn besiedelten Regionen). Mit Rückgriff auf die vorliegenden Ergebnisse haben es Gemeinden vor allem über die Ausgestaltung der Gemeindebörden in der Hand, dass sich mehr Frauen in der Gemeindepolitik engagieren.

## Additional Files

The additional files for this article can be found as follows:

[Anhang 1](https://doi.org/10.5334/ssas.167.s1)
Gemeindetypologie. DOI: [https://doi.org/10.5334/ssas.167.s1](https://doi.org/10.5334/ssas.167.s1)
[Anhang 2](https://doi.org/10.5334/ssas.167.s2)
Karten. DOI: [https://doi.org/10.5334/ssas.167.s2](https://doi.org/10.5334/ssas.167.s2)
[Anhang 3](https://doi.org/10.5334/ssas.167.s3)
Detailergebnisse der Dunn-Bonferroni-Tests. DOI: [https://doi.org/10.5334/ssas.167.s3](https://doi.org/10.5334/ssas.167.s3)

## Notes

1. Die Einschätzung beruht auf dem Anstieg der Frauenanteile im nationalen Parlament (**[Seitz 2020](#B58)**).

2. Die Daten stammen aus einem Forschungsprojekt im Auftrag der fünf finanzierenden Kantone Appenzell Ausserrhoden, Graubünden, St.Gallen, Wallis und Zürich.

3. Anmerkung: Das BFS verzichtet auf eine Aktualisierung der Daten für das Jahr 2022, da die Regionalporträts in Revision sind. Die nächste Ausgabe mit neuen Funktionen und mit erweitertem Inhaltskonzept ist für Sommer 2023 geplant.


## Competing Interests

Die Autoren haben keine konkurrierenden Interessen zu erklären.

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Table of ContentsAnmerkungen & KommentareÄhnliche Artikel

01. [Abstrakt](#abstract)

02. [1 Ausgangslage](#1-ausgangslage)

03. [2 Stand der Forschung](#2-stand-der-forschung)

04. [3 Untersuchungsdesign und Methodik](#3-untersuchungsdesign-und-methodik)

05. [4 Ergebnisse](#4-ergebnisse)

06. [5 Diskussion und Ausblick](#5-diskussion-und-ausblick)

07. [Additional Files](#additional-files)

08. [Notes](#notes)

09. [Competing Interests](#competing-interests)

10. [References](#references)


- E-ISSN: 2632-9255
- Veröffentlicht von [Ubiquity Press](http://www.ubiquitypress.com)
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