Der Einfluss der Euro-Einführung auf die Preisentwicklung bei frischen Lebensmitteln in Deutschland

Glauben, Thomas; Loy, Jens-Peter; Körner, Julia Article Der Einfluss der Euro-Einführung auf die Preisentwicklung bei frischen Lebensmitteln in Deutschland Schmollers Jahrbuch – Journal of Applied Social Science Studies. Zeitschrift für Wirtschaftsund Sozialwissenschaften Provided in Cooperation with: Duncker & Humblot, Berlin Suggested Citation: Glauben, Thomas; Loy, Jens-Peter; Körner, Julia (2007) : Der Einfluss der Euro-Einführung auf die Preisentwicklung bei frischen Lebensmitteln in Deutschland, Schmollers Jahrbuch – Journal of Applied Social Science Studies. Zeitschrift für Wirtschaftsund Sozialwissenschaften, ISSN 1865-5742, Duncker & Humblot, Berlin, Vol. 127, Iss. 3, pp. 457-485, https://doi.org/10.3790/schm.127.3.457 This Version is available at: https://hdl.handle.net/10419/292204 Standard-Nutzungsbedingungen: Die Dokumente auf EconStor dürfen zu eigenen wissenschaftlichen Zwecken und zum Privatgebrauch gespeichert und kopiert werden. Sie dürfen die Dokumente nicht für öffentliche oder kommerzielle Zwecke vervielfältigen, öffentlich ausstellen, öffentlich zugänglich machen, vertreiben oder anderweitig nutzen. Sofern die Verfasser die Dokumente unter Open-Content-Lizenzen (insbesondere CC-Lizenzen) zur Verfügung gestellt haben sollten, gelten abweichend von diesen Nutzungsbedingungen die in der dort genannten Lizenz gewährten Nutzungsrechte. Terms of use: Documents in EconStor may be saved and copied for your personal and scholarly purposes. You are not to copy documents for public or commercial purposes, to exhibit the documents publicly, to make them publicly available on the internet, or to distribute or otherwise use the documents in public. If the documents have been made available under an Open Content Licence (especially Creative Commons Licences), you may exercise further usage rights as specified in the indicated licence. https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/ Schmollers Jahrbuch 127 (2007), 457-485 Duncker & Humblot, Berlin Der Einfluss der Euro-Einführung auf die Preisentwicklung bei frischen Lebensmitteln in Deutschland Von Thomas Glauben, Jens-Peter Loy und Julia Körner* Abstract The paper investigates the impact of the Euro-introduction on real price adjustments in German food retail stores. While other studies focus on rounding effects of the Euro to obtain attractive price, it is hypothesized here that both money illusion and menu costs rnight have lead to higher real prices after the Euro-introduction. Most studies focus on the behaviour of average prices. In this study price, adjustments in several store types are investigated. An autoregressive error correction approach is used to test for structural breaks in the long run price equilibrium. Weekly retail and wholesale prices for meats, fruits, and vegetables in the period from January 1998 until May 2003 are used. Only in a few cases real price increases were found; mostly real prices did not change significantly or did decrease. Zusammenfassung Der vorliegende Beitrag widmet sich der empirischen Analyse des Einflusses der Euro-Einführung auf die Preisbildung im Lebensrnitteleinzelhandel. Während sich be stehende Studien im Wesentlichen auf eurobedingte Preisrundungseffekte und andere preispsychologische Phänomene konzentrieren, wird in der vorliegenden Arbeit unter sucht, ob Geldillusion bei den Marktteilnehmern und/ oder Menu-Kosten der Wäh rungsumstellung Preisanpassungen verursacht haben. Anhand eines Fehlerkorrektur modells wird empirisch überprüft, ob etwaige Preissteigerungen in verschiedenen Geschäftstypen des Lebensmitteleinzelhandels die Folge der Euro-Einführung im Jahr 2002 waren. Die Datengrundlage bilden wöchentliche Preisnotierungen für verschie dene Obst-, Gemüseund Fleischprodukte im Zeitraum von Januar 1998 bis Mai 2003. Die Ergebnisse legen nahe, dass der Einzelhandel die Währungsumstellung nicht systematisch zur Änderung der realen Preise genutzt hat. Die in der Öffentlichkeit vielfach diskutierten Vorbehalte gegen die preistreibende Wirkung des Euros lassen * Die Autoren bedanken sich bei der ZMP (Zentrale Marktund Preisberichtstelle) in Bonn für die Bereitstellung der Daten. Besonderer Dank gilt Hans Theo Erkes für seine Unterstützung. Schmollers Jahrbuch 127 (2007) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.127.3.457 | Generated on 2023-04-04 12:38:39 458 Thomas Glauben, Jens-Peter Loy und Julia Körner sich bei den hier untersuchten Lebensmitteln und Geschäftstypen nur in Einzelfällen beobachten. JEL Classification: LI], C81, QJ3 Received: May 18, 2004 Accepted: March 28, 2007 1. Einleitung Nach Angaben des Statistischen Bundesamtes verteuerte sich die Lebens haltung in den ersten drei Monaten nach der Euro-Einführung gegenüber dem Vorjahreszeitraum um 1,9 %. Betrachtet man das gesamte Jahr 2002, dann sind die Verbraucherpreise sogar nur um 1,3 % gegenüber dem Vorjahr gestiegen (Statistisches Bundesamt, 2002). Damit ist der niedrigste Anstieg der Jahres teuerungsrate seit 1999 zu verzeichnen. Trotzdem kam es im Zuge der Euro Einführung zu einer Flut von Medienberichten und Verbraucherklagen über die preistreibende Wirkung der neuen Währung. 1 Schlagzeilen wie „Die häss liche Seite des Euro" (Spiegel Online, 2002a) und Vorwürfe der Verbraucher, dass etwa auf den Preisschildern nur das Währungszeichen ausgetauscht wor den sei, deuteten auf merkliche Preissteigerungen im Zuge der Währungs umstellung hin. Vor dem Hintergrund der moderaten Teuerungsraten der Lebenshaltung, wie sie das Statistische Bundesamt ermittelt hat, scheint die „Euro-Teuro-Debatte" eher unverständlich (Sinn, 2002; Rasonyi, 2004; FAZ, 2005). Betrachtet man aber einzelne der rund 750 Waren und Dienstleistungen, die sich im Waren korb des Statistischen Bundesamtes befinden, dann lassen sich Preiserhöhun gen im ersten Quartal 2002 gegenüber dem Vorjahresquartal insbesondere bei den Produktgruppen Gemüse (14,3 %), Obst (6,3 %) und Fleisch (4,1 %) fest stellen (IdW, 2002). Wenn nun Preissteigerungen zum Jahreswechsel 2001 / 2002 aufgetreten sind, stellt sich die Frage, ob diese auf die Währungsumstel lung zurückzuführen sind. Gerade frische Produkte wie Obst und Gemüse unterliegen saisonalen Angebotsschwankungen, die sich unmittelbar auf die Verbraucherpreise auswirken können. Die vorliegende Arbeit widmet sich der Untersuchung euroinduzierter Preisanpassungen im Lebensmitteleinzelhandel; ein Thema, das durch die Er höhung der Mehrwehrsteuer in 2007 zusätzlich an Aktualität gewinnt. Dazu erfolgt zunächst eine Diskussion theoretischer Ansätze zur Erklärung von möglichen Preissteigerungen im Zuge der Euro-Einführung, die auch marke ting-orientierte Aspekte berücksichtigen. Während sich einige Studien (u. a. Aucremanne / Cornille, 2001; Diller / Brambach, 2002) im Wesentlichen auf 1 Als Beispiele unter vielen seien genannt Spiegel Online (2002a,b), taz (2002), Die Welt (2002) sowie Heusinger /Uchatius (2002). Schmollers Jahrbuch 127 (2007) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.127.3.457 | Generated on 2023-04-04 12:38:39 Euro-Einführung und Preisentwicklung bei Lebensmitteln 459 eurobedingte Preisrundungseffekte und auf das Phänomen der gefühlten Infla tion konzentrieren (vgl. Brachinger, 2006; Stix, 2006; Wunder et al., 2006), stehen in der vorliegenden Studie euroinduzierte Preisanpassungen durch Geldillusion bei den Marktteilnehmern oder Menu-Kosten der Währungs umstellung im Vordergrund. Anhand eines Fehlerkorrekturmodells (FKM) wird überprüft, ob beobachtete Preissteigerungen bei verschiedenen Obst-, Gemüseund Fleischprodukten in 2002 mit der Euro-Einführung im Zusam menhang stehen. Hierbei werden nur jene Änderungen identifiziert, die seit dem 1. Januar 2002 aufgetreten sind und nicht solche, die durch zeitlich vor gezogene oder verzögerte Reaktionen eintreten könnten. Insbesondere wird analysiert, ob sich Preisanpassungen im Zuge der Euro-Einführung in ver schiedenen Ladentypen des Einzelhandels unterscheiden. Die Datenbasis bil den wöchentliche Großund Einzelhandelspreise verschiedener Geschäfts typen des Lebensmitteleinzelhandels für den Zeitraum Januar 1998 bis Mai 2003. Abschließend werden die Ergebnisse der Studie zusammengefasst.2 2. Theoretischer Hintergrund Das Repertoire der heute vorherrschenden Standardökonomik liefert keine eindeutigen Hinweise, wie sich eine Währungsumstellung bzw. ,,Währungs umbenennung" auf die Verbraucherpreise und Handelsmargen auswirken könnte. Dies verwundert zunächst nicht, da mit der Euro-Einführung „dem Kind" nur ein „anderer Name" gegeben wurde: Aus 1,95583 DM ist 1 Euro geworden. Das heißt, an der realen Anreizstruktur bzw. der objektiven Situa tion wirtschaftlich rationaler Entscheidungsträger (Firmen und Verbraucher) hat sich ceteris paribus nichts geändert. Konsequenterweise wären keine Än derungen in den realen Konsumentenpreisen, sondern ausschließlich eine Um rechnung der nominalen Preise entsprechend des vorgegebenen Kurses zu er warten gewesen. Verlässt man den „engen Mantel" strenger standardökono mischer Rationalitätspostulate, so findet man in der bestehenden ökono mischen Literatur durchaus Konzepte, die reale Preisänderungen in Folge der Euro-Einführung erklären könnten. Im Wesentlichen lassen sich zwei Erklä rungsansätze abgrenzen, die im Folgenden unter den Begriffen „Geldschleier des Euro" und „Menu-Kosten des Euro" firmieren. Die Vermutung, dass der Geldschleier des Euros zu signifikanten realen Preisanpassungen um die Jahreswende 2001/2002 geführt haben könnte, be ruht auf einer Analogie zur These der Nicht-Neutralität des Geldes, die spätes2 In einer ersten Studie haben Glauben, Loy und Meyer (2004) für zwei Produkte (Eissalat und Hähnchen) für einen kürzeren Analysezeitraum Ergebnisse mit dem Fokus auf einzelne Geschäfte vorgelegt. Wahrend bei den betrachteten Produkten keine im Mittel signifikanten Preiseffekte des Euros festzustellen sind, ließ sich für einen Teil der Geschäfte individuelle Preiseffekte nachweisen. Schmollers Jahrbuch 127 (2007) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.127.3.457 | Generated on 2023-04-04 12:38:39 460 Thomas Glauben, Jens-Peter Loy und Julia Körner tens seit David Hume (1752) ein zentrales Thema der Ökonomik ist. Nicht Neutralität impliziert, dass Individuen in nominalen Größen und nicht nur in realen Werten denken, wirtschaftlich entscheiden und damit einen gewissen Grad an Rationalität vermissen lassen.3 Dieser Zusammenhang wurde von ver schiedenen Autoren zur Erklärung von volkswirtschaftlichen Phänomenen, wie z. B. Preisrigiditäten bei einer drastisch geänderten Geldmenge (Akerlof et al., 1996) genutzt. Außerdem scheint man damit auch die hohe Attraktivität von so genannten Signalpreisen oder psychologischen Preisen mit den wohl bekannten „9er" oder „5er" Endungen in der preispolitischen Praxis des Ein zelhandels oder auch Unterschiede zwischen wahrgenommenen und realen Preissteigerungen begründen zu können (Brachinger 2005, 2006; Fluch/ Stix, 2005; Högl, 1989: 375; Schindler/Kirby 1997). Die Verbreitung von attraktiven Preisen in der Marketingpraxis basiert im Wesentlichen auf der Annahme, dass zwischen „attraktiven" und „unattrak tiven" Preisen bestimmte psychologische Preisschwellen bestehen,4 die zu dis kontinuierlichen Verläufen der Preis-Absatz-Funktion führen (Gedenk/ Sattler, 1999).5 Da durch eine exakte Umrechnung der attraktiven DM-Preise zwangs läufig gebrochene, preispsychologisch unvorteilhafte Euro-Preise entstehen, wäre eine Aufoder Abrundung in attraktive Euro-Preise zu erwarten.6 Empi rische Evidenz für „Euro-attraktive" Preisanpassungen findet man bei Diller und Brambach (2002). Die Autoren berichten, dass im Konsumgüter-Einzel3 Geldillusion kann auch als „Framing-Effekt" interpretiert werden. Demnach unter liegt ein Individuum der Geldillusion, wenn seine Handlungen davon abhängen, ob die selbe Entscheidungssituation real oder nominal dargestellt wird (Tversky / Kahneman, 1981). Da einige Handlungen in einer Darstellung attraktiver wirken als in einer ande ren, können unterschiedliche Darstellungen derselben Situation zu unterschiedlichen Handlungen führen. Nach Brandstätter et al. (2003) fällt das Frarning-Konzept unter das allgemeinere Konzept des „Aufforderungscharakters der Situation" nach Lewin (1926). Eine Übersicht empirischer Studien zum Frarning-Effekt gibt Kühberger (1998). Für eine Anwendung auf den Finanzmarkt siehe u. a. Statman (1995) sowie Weber et al. (2000). Eine weitere Modellgruppe in diesem Zusammenhang sind die Risiko-Wahl-Modelle nach Atkinson (1957). 4 Der Begriff „psychological pricing" geht auf Mason und Mayer (1990) zurück. Als alternative Bezeichnung hat sich weiterhin der Begriff „odd pricing" nach Hawkins (1954) verbreitet. s Theorien zur Existenz dieser psychologischen Preise liegen vielfach vor. Eine Übersicht über die Motive auf Seiten der Konsumenten, die zu diesem Sprung in der Preis-Absatz-Funktion führen, stellen beispielsweise Stiving und Winer (1997) zu sammen. Während die Theorien vornehmlich absatzsteigernde Begründungen anführen, liefern die empirischen Ergebnisse kein einheitliches Bild. Die Preise mit Endungen auf 9 können einen negativen, keinen oder einen positiven Effekt auf die Absatzmengen ausüben (vgl. u. a. Blattberg/Wisniewski, 1989; Stiving/Winer, 1997; Kalyanam/Shi vely, 1998). 6 Beispielsweise wäre eine Preisänderung in Folge der Euro-Einführung von 1,99 DM (1,02 Euro) auf 1,09 Euro (2,13 DM) eine euro-bedingte Preiserhöhung, während 0,99 Euro (1,94 DM) eine euro-induzierte Preissenkung darstellt. Schmollers Jahrbuch 127 (2007) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.127.3.457 | Generated on 2023-04-04 12:38:39 Euro-Einführung und Preisentwicklung bei Lebensmitteln 461 handel zum Jahreswechsel 2001/ 02 nur knapp 30 % der Preise im Sinne die ser Preisoptik angepasst wurden, wobei mehr als doppelt so viele Abrundun gen als Aufrundungen beobachtet wurden. Aus der Studie lässt sich folgern, dass eine preisoptische Verteuerung der Einzelhandelspreise im Zuge der Währungsumbenennung nur eingeschränkt eingetreten ist.7 Im Kontext der Euro-Bargeldeinführung weisen neuere empirische Studien (Brachinger, 2006; Stix, 2006; Wunder et al., 2006) auch auf Unterschiede zwischen tatsächlichen Preisanpassungen nach der Einführung des Euros und von den Konsumenten wahrgenommenen Preissteigerungen hin. So stellen etwa Wunder et al. heraus, dass mit der Euro-Bargeldeinführung eine deutlich höhere Unzufriedenheit von Verbrauchern mit ihrer finanziellen Situation einherging. Mit der Einführung des Euro kam es zu einer drastischen Veränderung nominaler monetärer Größenordnungen. Folgt man der Geldillusionsthese, dann neigen Wirtschaftssubjekte, insbesondere Händler und Verbraucher, in gewissem Maße dazu, weiterhin in den bisherigen monetären Einheiten zu budgetieren. Beispielsweise könnten Konsumenten die „neuen" drei Euro für ein Pfund Kaffee als günstiger wahrnehmen als die „alten" sechs DM (genau: 5,85 DM) und eher geneigt sein, einen real höheren Preis zu zahlen oder mehr Kaffee zu kaufen. Analog könnten auch Unternehmen der Illusion des Geldes unterliegen und verleitet werden, reale Preiserhöhungen vorzunehmen. Empirische Evidenz für zumindest temporäre reale Preiserhöhungen bzw. nominale Preisträgheiten auf oligopolistisch strukturierten Märkten in Folge eines negativen monetären Schocks, ähnlich dem der Euro-Einführung, findet man in einer experimentellen Studie von Fehr und Tyran (2001). Deren Er gebnissen zufolge neigen sämtliche Firmen dazu, die realen Preise zu erhöhen bzw. die nominalen Preise nur langsam bzw. verzögert anzupassen. 8 Das aggregierte Preisniveau steigt dann umso stärker, umso eher Firmen es für wahrscheinlich halten, dass andere Firmen der Preisillusion unterliegen. Fer ner liefert die Studie von Brandstätter und Kehl (2000) Hinweise, dass der mit der Euro-Einführung verbundene monetäre Schock zu geldillusionsbedingten Preiserhöhungen im Einzelhandel geführt haben könnte. Demnach signali sieren österreichische Verbraucher in Euro-Geldeinheiten eine höhere Kauf bereitschaft nach verschiedenen Getränken als in Schilling-Geldeinheiten: Offensichtlich wurden diese Produkte in der Euro-Notierung als vergleichs weise preiswerter empfunden. Abbildung 1 illustriert vereinfacht die Auswirkungen einer „Euro-Geldillu sion" bedingten höheren Kaufbereitschaft (DvD---+ DED) auf die Preisfest7 Für eine weitere Diskussion der Preisänderungen infolge der Umstellung von DM Signalpreisen auf Euro-Signalpreise (vgl. Chlumsky / Engelhardt, 2003). s Dieses Ergebnis gilt, solange sich die Unternehmen strategisch komplementär ver halten. Diese strategische Komplementarität sehen verschiedene Autoren als eine „na türliche Eigenschaft" des Preiswettbewerbs an. Schmollers Jahrbuch 127 (2007) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.127.3.457 | Generated on 2023-04-04 12:38:39 462 Thomas Glauben, Jens-Peter Loy und Julia Körner setzung im Lebensmitteleinzelhandel. Dabei wird angenommen, dass der Ein zelhändler einen gewissen monopolistischen Preisfestsetzungsspielraum hat.9 Signalisieren die Verbraucher eine höhere Kaufbereitschaft in Euro als in DM, dann wird der Unternehmer sich an die neue Situation anpassen und geneigt sein, einen höheren Preis festzusetzen (Pv ----+ PE)- Bei gegebenen variablen Stückkosten, die im Wesentlichen durch die Einstandsbzw. Großhandelsprei se bestimmt werden, wird er entsprechend höhere Preisaufschläge festlegen (Pv - C ----+ PE -C).10 Folgt man der Geldillusionsthese, so lässt sich zusam menfassend feststellen, dass infolge der Euro-Einführung Preiserhöhungen, die mit höheren Preisaufschlägen einhergehen, erwartet werden können. Preis � C D Var. Stückkosten Menge Quelle: Eigene Darstellung in Anlehnung an Brandstätter und Kehl (2000). Abbildung 1: Geldschleier des Euro Nachdem zuvor Euro-bedingte Preisanpassungen aufgrund von Geldillu sion diskutiert wurden, ist noch darauf hinzuweisen, dass dem Einzelhandel etwa durch Neuauszeichnungen, Umstellung der Computersysteme, etc. direk te Menu-Kosten der Euro-Einführung entstanden sind. Entsprechend Abbil dung 2 werden diese teilweise an den Verbraucher weitergegeben, so dass sich das reale Preisniveau erhöhen wird (Pv----+ PM)- Folglich werden die Preis9 Benson und Faminow (1985) betonen, dass gerade im Einzelhandel die regionale Komponente einen bedeutenden Einfluss auf das Kaufverhalten der Konsumenten und damit auf den Preisbildungsprozess der Einzelhändler nimmt. Die Konsumenten ent scheiden sich für ein Geschäft entsprechend der räumlichen Verfügbarkeit sowie nach den monetären Kosten und den Opportunitätskosten der Entfernungsüberwindung. 10 Azzam (1999) hebt hervor, dass die Annahme konstanter Grenzkosten vor allem im Bereich Einzelhandel und Ernährungsindustrie eine realitätsnahe Modellierung dar stellt. Gerade in der Ernährungsindustrie stehen die Proportionen der eingesetzten Roh stoffe in einem festen Verhältnis zueinander, der Ertrag aus einer Mengeneinheit eines Rohstoffes kann als eine feste Größe angesehen werden. Schmollers Jahrbuch 127 (2007) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.127.3.457 | Generated on 2023-04-04 12:38:39 Euro-Einführung und Preisentwicklung bei Lebensmitteln 463 aufschläge, d. h. die Differenz zwischen den wesentlichen variablen Stück kosten (Großhandelspreise) und den Verkaufspreisen, erhöht werden (Pv -C -----+ PMC). Quelle: Eigene Darstellung in Anlehnung an Brandstätter und Kehl (2000). Abbildung 2: Menu-Kosten des Euro Nach Fiesser und Schneider (2001) rechnete die verarbeitende Industrie da mit, dass der Einzelhandel aufgrund seiner dominierenden Stellung gegenüber den Herstellern die Kosten der Anpassung an den Euro auf die Produzenten abwälzt. Neben der Übernahme der Menu-Kosten verlangt der Einzelhandel den Autoren zufolge festgeschriebene Abgabepreise für die Jahre 2001 und 2002, Spannenausgleich für abgesenkte Euro-Ladenverkaufspreise und zusätz liche Festbeträge für Aufwendungen und Aktivitäten während der Euro-Ein führung in den ersten Monaten des Jahres 2002 (Fiesser / Schneider, 2001, 6). Folgt man dieser Auflistung, scheinen tatsächlich Transaktionskosten in nicht unerheblichem Maße zu entstehen, die aber nicht vom Einzelhandel zu tragen sind. Pollan (1998) bezieht sich auf Simulationen, die von nicht mehr als 1 % des Umsatzes als direkte Kosten der Euro-Einführung ausgehen. Kosten im Ausmaß von 1 % des Umsatzes bewirken nach Pollan (1998) eine Erhöhung der Verbraucherpreise um knapp ½ %, verteilt über mehrere Jahre.11 Auch in dem Fall, dass dem Einzelhandel Kosten entstehen, die er nicht abwälzen kann, wären die Auswirkungen auf die Konsumentenpreise vernachlässigbar gering. Folgt man den obigen Ausführungen, dann wären beobachtete Preisstei gerungen zum Jahreswechsel 2001 /2002 der neuen Währung „anzulasten", wenn diese mit signifikant höheren Preisaufschlägen -das heißt der Differenz 11 Levy et al. (1997) schätzen durchschnittliche Menu-Kosten in Einzelhandelsketten in den USA in Höhe von 0,7% des Umsatzes, so dass ein Wert von 1 % nicht unrealis tisch erscheint. Schmollers Jahrbuch 127 (2007) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.127.3.457 | Generated on 2023-04-04 12:38:39 464 Thomas Glauben, Jens-Peter Loy und Julia Körner zwischen Einzelhandelspreis und den „üblichen" variablen Stückkosten (Groß handelspreis) -verbunden wären. Die Preisaufschläge steigen entweder auf grund von Nachfrageverlagerungen (Geldillusion) oder durch zusätzliche Kos ten (Menu-Kosten). Eine empirische Unterscheidung zwischen diesen beiden Ursachen kann ohne untemehmensspezifische Informationen nicht getroffen werden. Höhere Preise in Verbindung mit niedrigeren Preisaufschlägen impli zieren hingegen, dass nicht Euro-bedingte Faktoren, wie etwa durch exogene Angebotsschocks gestiegene Großhandelspreise, für die Preisänderung verant wortlich sind. Höhere Preise zum Zeitpunkt der Euro-Einführung bedeuten demnach nicht zwangsläufig, dass die Wahrungsumstellung für diese Entwick lung heranzuziehen wäre. Da die vorhandene Datenbasis keine nachgefragten Mengen enthält, lassen sich keine Nachfragefunktionen zur empirischen Überprüfung der Hypothese bestimmen. Stattdessen wählen wir den Weg, die Preisaufschläge direkt zu überprüfen. Für den Fall, dass Geldillusion vorliegt oder Menu-Kosten die Preisanpassungen beeinflusst haben, müsste der Zusammenhang zwischen dem Großhandelsund dem Einzelhandelspreis nach der Euro-Einführung von der Beziehung vor dem Jahreswechsel 2001 /02 abweichen. Es lägen in die sem Fall zwei unterschiedliche Gleichgewichtsbeziehungen vor. Inwieweit höhere Preisaufschläge realisiert wurden und entsprechend der neuen Wäh rung anzulasten sind, bleibt damit eine empirische Frage. Im anschließenden Abschnitt stellen wir deshalb empirische Ergebnisse für verschiedene Frische produkte des deutschen Lebensmitteleinzelhandels vor.12 Nach der Prüfung der Zeitreiheneigenschaften und der Darstellung einiger deskriptiver Statis tiken für die betrachteten Variablen werden mit Hilfe eines Fehlerkorrektur modells die Veränderungen der Preismargen im Zuge der Euro-Einführung bei den einzelnen Produkten bestimmt. 3. Empirische Analysen 3.1 Beschreibungen der Datenbasis Für die empirische Prüfung der Hypothesen wird eine von der ZMP (Zen trale Marktund Preisberichtstelle, Bonn) erhobene Datenbasis verwendet. Dieser Datensatz enthält Verbraucherpreise auf Einzelhandelsebene für 71 ver schiedene Lebensmittelprodukte, die in folgende Kategorien eingeordnet wer den: Fleisch und Wurstwaren, Geflügel, Obst, Gemüse, Kartoffeln, Milchund Milchprodukte, Margarine, Mehl und Brot. Für die meisten Produkte werden 12 Wie eingangs erwähnt, wird in diesem Beitrag der Effekt der Euro-Einführung durch die Veränderungen gemessen, die seit dem 1. Januar 2002 aufgetreten sind. Aller dings könnten solche Wirkungen auch vor-oder nachgelagert, durch zeitlich vorgezo gene oder verzögerte Reaktionen, eintreten. Schmollers Jahrbuch 127 (2007) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.127.3.457 | Generated on 2023-04-04 12:38:39 Rindfleisch Euro-Einführung und Preisentwicklung bei Lebensmitteln Tabelle 3 Einheitswurzeltests für die durchschnittlichen Einzelhandels und Großhandelspreise Einzelhandelspreise Großhandelspreise Lag ADF KPSS UR Lag ADF KPSS Break -2,86 0,46 -2,88 -2,86 0,46 3 -1 65 0 67 -1 90 2 -2 55 1 62 Schweinefleisch 3 -1 06 2 53 -0 96 2 -2 30 1 31 Hähnchen 3 -0 89 0 76 -0 75 10 -1 29 0 74 Putenfleisch 2 -0,93 1,48 -0,95 5 -0,90 0,68 Anfel 6 -3 00 2 36 -3 25 3 -3 64 0 94 Birnen 2 -4 15 1 42 -4 28 1 -3 85 2 15 Zitronen 5 -3,98 0,65 -3,86 1 -3,88 1,14 Eissalat 3 -4 44 027 -4,49 2 -3 34 0 33 Salataurken 4 -4 97 0 11 -4 92 3 -3 72 0 17 Tomaten 2 -3 72 1 22 -3 74 2 -5 02 0 26 Paorika 1 -4 10 045 -4 10 4 -4 25 0 15 Zucchini 1 -3 79 0 68 -3 80 3 -4 09 0 38 Möhren 5 -3 51 019 -4,36 3 -4,00 0 19 Zwiebeln 3 -4, 17 0,36 -4,20 3 -2,99 1,23 471 UR Break -2,88 -2 55 -2 31 -2 36 -1,70 -3 60 -3 88 -3,90 -3,17 -3 82 -5 04 -4 17 -4 01 -3 99 -3,08 Legende: Lag: Lagordnung bei der Schätzung der Prozesse basierend auf dem Hannan-Quinn und Schwarz-Kriterium, ADF: Augmented-Dickey-Fuller Test. KPSS: Test auf Einheitswurzel mit der Nullhypothese Stationarität nach Kwiatkowski et al. (1992). UR Break: Einheitswurzeltest mit Strukturbruch bei der Einführung des Euro nach Saikkonen, P. and Lütkepohl, H. (2000). Dir kriti schen Werte stanunen aus Lanne et al. (2002). Die schattierten Werte kann Nicht-Stationarität nicht abgelehnt oder Stationarität abgelehnt werden. Für die nicht schattierten Werte ist von Stationarität auszugehen. Quelle: Eigene Berechnungen auf Basis der ZMP-Daten, 2004. Lütkepohl und Krätzig, JMULTI Version 4.2, 2004. obachtungen zunächst viel erscheint, so zeigen diese Tests doch selbst bei die sen Stichprobenumfängen immer noch eine geringe Trennschärfe. Das heißt, ob diese Prozesse wirklich eine Einheitswurzel besitzen und damit einer Art ,,random walk" folgen, ist unsicher, insbesondere da dies theoretisch bei Prei sen wenig plausibel erscheint. So müssten z. B. auch negative Werte möglich sein und auch im positiven Bereich dürften Preise keine Grenzen aufweisen. Granger (1993, 309) bemerkt in diesem Zusammenhang: ,,There are also many series that are nearly unit root processes in various ways of measuring this concept. These processes have similar properties, are smooth compared to the usual stationary series and will be lumped together under the title 'Generic Unit Root' or GUR processes". Für diese Prozesse schlägt Granger eine Be handlung wie für integrierte Prozesse erster Ordnung vor. Das heißt, sind zwei integrierte Prozesse cointegriert, dann existiert eine Fehlerkorrekturdarstel lung für diese Prozesse, die mittels OLS-Verfahren geschätzt und zumindest teilweise auch getestet werden kann. Bei den meisten Tests für die Obstund Gemüseproduktion lässt sich die Hypothese stationärer Reihen nicht ablehnen, so dass für diese Produkte die Eigenschaft der Cointegration nicht getestet wird. Schmollers Jahrbuch 127 (2007) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.127.3.457 | Generated on 2023-04-04 12:38:39 472 Thomas Glauben, Jens-Peter Loy und Julia Körner 3.4 Tests auf Cointegration Unter Anwendung der von Johansen (1988, 1991, 1992a, 1992b) vorge schlagenen Maximum-Likelihood-Methode wird für die Fleischprodukte die Eigenschaft der Cointegration geprüft. Dabei wird unter Berücksichtigung eines Euro-Dummies untersucht, ob zwischen dem jeweiligen Einzelhandels preis und dem entsprechenden Großhandelspreis eine langfristige Gleich gewichtsbeziehung existiert. Um die Möglichkeit eines Euro-induzierten Strukturbruchs zu testen, wird eine Dummy-Variable in das Modell eingeführt. Diese nimmt den Wert Null vor 2002:01 an und den Wert Eins danach. Wegen des Strukturbruchs in der deterministischen Komponente des Cointe grationsvektors gelten nicht mehr die von Johansen (1988, 1995) tabellierten kritischen Werte, sondern es müssen die Werte aus Johansen et al. (2000) zur Testentscheidung herangezogen werden. Die Ergebnisse für den Arna,c Test und den Trace-Test auf Signifikanz der Eigenwerte sind in Tabelle 4 aufgeführt. Für alle Fleischprodukte konnte danach die Existenz einer signifikanten Langfrist beziehung zwischen Großund Einzelhandelspreis bei 5 % Irrtumswahrschein lichkeit nicht abgelehnt werden. Das gilt nicht nur für die Einzelhandelspreise im Mittel, sondern auch für die Mittelwerte der einzelnen Geschäftstypen. Die wiederum nach Informationskriterien bestimmten Lagordnungen der Prozesse liegen zumeist zwischen drei bis fünf Verzögerungen. Folglich exis tiert für diese Prozesse eine Fehlerkorrekturdarstellung, die im nächsten Schritt erläutert wird. 3.5 Modellspezifikation Um den Einfluss der Euro-Einführung auf die Änderung der Preistransmis sion und damit auf die Preisaufschläge zu prüfen, wird die Beziehung zwi schen den Preisen auf der Einzelund Großhandelsstufe ökonometrisch mit Hilfe eines Fehlerkorrekturmodells (FKM) geschätzt. Ausgangspunkt ist ein allgemeines Lagmodell (AL), das um eine Dummyvariable zur Prüfung des Euroeinflusses erweitert wird. 17• 18 p " (1) PT= ßo + LßjPT-j + L DjP�k + >JJ1fu + Ut . p1f: Einzelhandelspreis pf Großhandelspreis j=l k=O u. { IYfU = 0'it:::; 209 D'f . Euro-Dummy �Fu v; = 0'it > 209 p, r;, : Lagordnung der jeweiligen Variablen 17 Ein Vorteil dieser Spezifikation liegt in diesem Fall darin, dass das FKM sowohl für integrierte Prozesse der Ordnung 1 als auch für stationäre Prozesse eine geeignete Spezifikation darstellt. 1s Die 209te Beobachtung im Datensatz ist die für die letzte Woche in 2001. Schrnollers Jahrbuch 127 (2007) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.127.3.457 | Generated on 2023-04-04 12:38:39 J 1 � j u.) Tabelle 4 Tests auf Cointegration nach Johansen Beziehung Ama.x-Test Trace-Test Produkt Großhandel Lag Ho : r = 0 Ho: r = l Ho :p-r=2 Ho :p-r = l CV = 10,29 CV =7,50 CV = 17,79 CV =7,50 Rindfleisch Einzelhandel 4 14,42 5,15 19,57 5,15 Kleiner LEH 10 15,14 6,14 21,28 6,14 Großer LEH 8 12,32 5,68 18,00 5,68 Discounter 8 12,73 6,33 19,05 6,33 Verbrauchermarkt 8 14,02 6,52 20,54 6,52 Fachgeschäft 8 27,74 1,40 29,13 1,40 Schweinefleisch Einzelhandel 4 38,36 3,11 41,47 3,11 Kleiner LEH 4 23,36 4,94 28,30 4,94 Großer LEH 4 31,62 4,16 35,78 4,16 Discounter 4 28,08 2,67 30,75 2,67 Verbrauchermarkt 4 17,37 5,63 23,00 5,63 Fachgeschäft 4 29,67 3,75 33,42 3,75 Hähnchenfleisch Einzelhandel 3 32,01 6,84 38,85 6,84 Kleiner LEH 3 34,28 3,37 37,66 3,37 Großer LEH 3 29,78 4,75 34,53 4,75 Discounter 3 30,26 3,88 34,14 3,88 Verbrauchermarkt 3 27,14 6,96 34,10 6,96 Fachgeschäft 3 45,16 1,62 46,78 1,62 Putenfleisch Einzelhandel 8 25,38 7,22 32,59 7,22 Kleiner LEH 4 22,85 3,64 26,49 3,64 Großer LEH 4 33,97 5,84 39,82 5,84 Discounter 6 14,31 6,84 21,15 6,84 Verbrauchermarkt 4 55,85 1,18 57,04 1,18 Fachgeschäft 4 30,65 7,43 38,08 7,43 Legende: Einzelhandel: Mittel über alle Geschäfte; Kleiner LEH: Kleine Lebensmitteleinzelhandelsgeschäfte ( < 400 qm Ladenfläche); Großer LEH: Große [ i. 1 [ §. Lebensmitteleinzelhandelsgeschäfte (> 400 qm und < 800 qm Ladenfläche); Fachgeschäft: Bei Fleisch handelt es sich um Fleischereifachgeschäfte und bei ::; Obst und Gemüse um Obstund Gemüsefachhandel. w Quelle: Eigene Berechnungen auf Basis der ZMP-Daten, 2004. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.127.3.457 | Generated on 2023-04-04 12:38:39 474 Thomas Glauben, Jens-Peter Loy und Julia Körner Ein positiv signifikanter Schätzer für den Parameter >.. bedeutet dabei ceteris paribus, dass sich der Preisaufschlag zwischen Großhandelsund Einzelhan delspreis im Zuge der Euro-Einführung um einen konstanten Betrag in Höhe von >.. erhöht hat. Das allgemeine Lagmodell wird für die Fleischprodukte um einen BSE-Dummy und bei den Obstund Gemüseprodukten um Saison dummies erweitert, um die Wirkungen der neuerlichen BSE-Krise in 2001 und die Saisonfigur der Preise von Obst und Gemüse zu berücksichtigen. Diese Variablen werden hier aus Gründen der Übersicht aber nicht aufgeführt. Aus Gleichung (1) lässt sich das langfristige Gleichgewicht bestimmen. Für einen symmetrischen Prozess mit der Lagordnung 2 (AL(2,2)) gilt folgendes lang fristiges Gleichgewicht. 19 E ßo 80 + 81 + 82 c >. JY!U (l) Pt = 1 -ß1 + ß2 + 1 -ß1 + ß2 Pt + 1 -ß1 + ß2 t . Gleichung (1) kann in ein FKM überführt werden. Um die Interpretation der Koeffizienten im FKM gegenüber der im allgemeinen Lagmodell zu verdeutli chen, beschränken wir uns wie eben in der Darstellung auf eine symmetrische Lagordnung von zwei, d. h. p = "' = 2. (3a) /:::;.p1{ = ßo + (ß1 + ß2 -l)p1{_1 + (80 + 81 + 82)p�1 + >.d{u -/:::;.ß2p;_l + 80/:::;,.p7 -82/:::;.p�l + Ut !::;.p1{: Einzelhandelspreis erste Differenzen /:::;.p7: Großhandelspreis erste Differenzen Um das langfristige Gleichgewicht in der FKM-Repräsentation zu bestim men, ist folgende Parametertransformation notwendig, die für die Interpreta tion und für das Testen der Restriktionen hilfreich ist: Es wird deutlich, dass der Koeffizient für das Niveau der zeitverzögerten endogenen Variablen die Reduktion von Abweichungen vom langfristigen Gleichgewicht misst. Bei cointegrierten Prozessen muss dieser Parameter sig nifikant von Null verschieden und zwischen Null und minus Eins liegen. Diese Eigenschaft kann näherungsweise unter Anwendung eines T-Testes für diesen 19 Zur Herleitung vgl. Banerjee et al. (1993). Schmollers Jahrbuch 127 (2007) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.127.3.457 | Generated on 2023-04-04 12:38:39 Euro-Einführung und Preisentwicklung bei Lebensmitteln 475 Parameter geprüft werden (vgl. Kremers/Ericsson/Dolado, 1992). Grundsätz lich gilt: Je größer der absolute Wert ist, desto schneller werden Ungleich gewichte abgebaut. Zur Prüfung der Euro-Hypothese, ob die Währungsumstellung in 2002 einen signifikanten Einfluss auf die Einzelhandelsmargen gehabt hat, wird die Signifikanz des Euro-Dummy's getestet. Dazu werden folgende Restriktionen geprüft:20 (5) (6) B A Ho: ß ß = 0. 1 -1 - 2 Die erste Restriktion prüft den kurzfristigen Einfluss der Euro-Einführung in jeder Periode, die zweite Hypothese prüft den Effekt, der sich nach der dynamischen Anpassung zum langfristigen Gleichgewicht einstellt. 3.6 Kausalitätstests Für die nicht stationären Prozesse, für die bereits die Eigenschaft der Co integration nicht abgelehnt werden konnte, steht damit fest, dass zumindest eine unidirektionale kausale Beziehung zwischen dem Großund dem Einzel handelspreis vorliegen muss. Um die Wirkungsrichtung zu untersuchen, wer den im Rahmen von Vektorfehlerkorrekturmodellen für die nicht stationären Prozesse und mit Hilfe von vektorautoregressiven Modellen für die stationären Prozesse Granger-Kausalitätstests und Tests auf kontemporäre Kausalität ba sierend auf den Prozeduren von Dolado und Lütkepohl (1996) und Lütkepohl (1991) durchgeführt.21 Für die Fleischprodukte dominiert die im Abschnitt 3.5 dargestellte Modell spezifikation, nach der der Großhandelspreis den Einzelhandelspreis bestimmt und nicht umgekehrt. Das Ergebnis für Hähnchen widerspricht dem obigen Resultat, dass der Großund Einzelhandelspreis cointegriert sind. Diese Divergenz könnte in der Definition der Granger-Kausalität begründet sein, nach der sich eine Variable X nur dann nicht Granger-kausal zu einer Variablen Yverhält, wenn für X und alle Verzögerungen von X kein signifikant von Null verschiedener Einfluss auf Y vorliegt. Nichtsdestoweniger könnten gemäß der Eigenschaft der Cointegration Abweichungen vom langfristigen Gleich20 In der Tabelle 6 wird der Term aus Summe über alle ß -1 zur besseren Übersicht ß* genannt. 21 Da die Ergebnisse für die einzelnen Ladentypen nicht systematisch von denen der durchschnittlichen Einzelhandelspreise abweichen, werden hier nur die Ergebnisse für letztere präsentiert. Schmollers Jahrbuch 127 (2007) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.127.3.457 | Generated on 2023-04-04 12:38:39 476 Thomas Glauben, Jens-Peter Loy und Julia Körner gewicht systematisch abgebaut werden, auch wenn diese nicht eindeutig kau sal zuzuordnen sind. Im Ergebnis für die pflanzlichen Produkte können in den meisten Fällen Feedbackbeziehungen, und zwar häufig kontemporärer Ausprägung, nicht ab gelehnt werden. Das heißt, es kann von Ursache-Wirkungsbeziehungen in bei den Richtungen ausgegangen werden. Außerdem gibt es Reaktionen, die zu mindest aufgrund der zeitlichen Aggregation als zeitgleich oder kontemporär erscheinen. Der kontemporäre Charakter der Preisbeziehungen wird im FKM berücksichtigt. Tabelle 5 Ergebnisse für Kausalitätstests zwischen Großund Einzelhandelspreisen Lag Einzelhandelspreise Großhandelsoreise Rindfleisch 4 ➔ Schweinefleisch 4 ➔ .. 3 no Putenfleisch 8 ➔ Äofel 6 B Birnen 2 � Zitronen 5 ➔• Eissalat 3 B* Salataurken 4 B* Tomaten 2 ➔• Paorika 1 B* Zucchini 1 B* Möhren 5 B* Zwiebeln 3 �· Legende: Einzelhandelspreise: Mittel über alle Geschäfte; +--> Feedbackbeziehung, <- Einzelhan delspreis wirkt Grangerkausal auf den Großhandelspreis, ----> der Großhandelspreis wirkt Granger kausal auf den Einzelhandelspreis, * Kontemporäre Kausalbeziehung. Quelle: Eigene Berechnungen auf Basis der ZMP-Daten, 2004. Für die Berechnungen wurde das Progranun JMulti Version 4.03 verwendet: Lütkepohl und Krätzig (2004). 3.7 Empirische Ergebnisse Für die Fleischprodukte ist die in Gleichung 3a dargestellte Modellspezifi kation geeignet. Die Zeitreihen sind cointegriert und es liegt zumeist eine ein deutige Kausalrichtung vor. Für die stationären Preisreihen bei den pflanzli chen Produkten wird häufig keine eindeutige Kausalrichtung durch die Tests angezeigt. Da es sich um vektorautoregressive Systeme handelt, die in allen Gleichungen die gleichen Variablen verwenden, sind die Ergebnisse für Sys temschätzungen identisch mit denen einfacher Kleinstquadrateschätzungen für die Einzelgleichungen (Gujarati, 1995, 752). Aufgrund der besseren Ver gleichbarkeit der Ergebnisse wird deshalb auch in diesen Fällen die Gleichung Schmollers Jahrbuch 127 (2007) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.127.3.457 | Generated on 2023-04-04 12:38:39 Euro-Einführung und Preisentwicklung bei Lebensmitteln 477 3a geschätzt. Nur für zwei Produkte (Birnen und Zwiebeln) wird diese Kausal richtung ausgeschlossen. Für diese Produkte wird zusätzlich geprüft, ob sich die Ergebnisse bei Annahme der anderen Kausalrichtung verändern. 22 Die oben beschriebene Modellspezifikation wird um zwei Variablen er gänzt. Bei den tierischen Produkten wird ein BSE-Dummy eingefügt, um den Einfluss dieser Tierkrankheit auf die Preisbeziehung zwischen Großund Ein zelhandelspreis bei Rindfleisch und bei den Substituten (Schweinefleisch, Hähnchen-und Putenfleisch) zu berücksichtigen. Für die pflanzlichen Pro dukte werden monatliche Saisondummies in das Modell aufgenommen, da die Zeitreihen ausgeprägte saisonale Muster zeigen, wie das Beispiel Eissalat in Abbildung 3 zeigt. 180 100 80 20 0 01 .01.98 01.11.98 01.09.99 01 .07.00 01 .05.01 Quelle: Eigene Darstellung auf Basis der ZMP-Daten, 2004. 01.03.02 01 .01.03 Abbildung 3: Durchschnittliche Einzelhandels-und Großhandelspreise bei Eissalat Die Lagordnung wird sukzessive symmetrisch erhöht, bis die Autokorrela tion der Residuen auf dem 5 % lrrtumswahrscheinlichkeitsniveau nicht mehr nachweisbar ist. Dazu wird eine F-Version des Tests von Breusch und God frey verwendet (Harvey, 1990). Für die meisten Prozesse ist eine Lagordnung von 3 für einen unkorrelierten Störterm ausreichend. Nur in fünf Fällen ließ sich die Korrelation der Residuen nicht durch eine Variation der Laglänge erreichen.23 22 Die Ergebnisse weichen nicht von den hier dargestellten ab. Auf Anfrage werden diese von den Autoren zur Verfügung gestellt. Schmollers Jahrbuch 127 (2007) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.127.3.457 | Generated on 2023-04-04 12:38:39 478 Thomas Glauben, Jens-Peter Loy und Julia Körner In Tab. 6a und 6b sind die Ergebnisse im Sinne der zentralen Fragestellung zusammengefasst. In der ersten Spalte sind die Anpassungskoeffizienten abge tragen. Bis auf zwei der 84 geschätzten Preisbeziehungen weisen alle eine sig nifikante Reduktion von Abweichungen vom langfristigen Preisgleichgewicht auf. Allerdings sind die Abbauraten bis auf die bei Eissalat, Salatgurken und Zucchini als vergleichsweise gering einzustufen. Nur etwa 5 % bis 25 % einer Abweichung werden pro Woche abgebaut. Bei einer Abbaurate von 0, 1 oder 10 % wird ein Abbau einer Abweichung vom langfristigen Preisgleichgewicht erst nach 22 Wochen zu 90 % erreicht sein. Bei den nicht stationären Prozes sen mit Integrationsgrad 1 (Fleischprodukte) bestätigt die Signifikanz dieser Schätzer die Ergebnisse der Cointegrationstests, wonach in diesen Fällen von der Existenz eines langfristigen Preisgleichgewichts ausgegangen werden kann. Die Vorzeichen der Steigungskoeffizienten in den langfristigen Gleich gewichtsbeziehungen sind dabei durchweg positiv, so dass Preisänderungen auf der jeweiligen Stufe langfristig gleichgerichtete Preisänderungen auf der andern Stufe implizieren. Aufgrund der langsamen Anpassung kann es den noch zu länger anhaltenden Ungleichgewichten kommen. Dem Einfluss des Euros auf die Preisaufschläge wird, wie zuvor erläutert, mit Hilfe des Euro-Dummy nachgegangen. Der Schätzer für den kurzfristigen Effekt ist in Spalte 2 der Tabelle 6 abgetragen (Ht). Der langfristige Effekt ergibt sich bei Division des Euro-Dummy's (Spalte 2) durch den Anpassungs parameter (Spalte 1). Der Signifikanztest für diesen Schätzer gemäß Hg (Glei chung 6) ist in der dritten Spalte abgetragen. Die Spalten 4 und 5 beinhalten die Ergebnisse für den Test auf Residuenautokorrelation und die Bestimmt heitsmaße. In 31 von 84 Fällen (37 %) werden Ht oder Hg abgelehnt, in 25 Fällen werden beide Hypothesen zurückgewiesen. Demnach ist in über einem Drittel der Produkte und Ladentypen ein signifikanter Effekt der Euro-Einführung nachweisbar. Im Widerspruch zu der dargestellten Theorie ist aber in 21 der 31 Fälle das Vorzeichen der Dummy-Variable negativ, d. h. der Preisaufschlag hat sich im Zuge der Euro-Einführung signifikant reduziert. Die signifikant positiven Vorzeichen treten zumeist bei Tomaten und Äpfeln auf, die signifi kant negativen Vorzeichen sind hauptsächlich bei Möhren, Salatgurken und Paprika zu finden. Bei den Geschäftstypen zeigt sich, dass Fachgeschäfte bei knapp der Hälfte der Produkte einen signifikanten Effekt aufweisen, in vier der sechs Fälle ist zudem das Vorzeichen positiv, was mit den höheren Menu Kosten der Fachgeschäfte begründet werden könnte. 23 Bei dem Umfang der Schätzungen wäre aber aufgrund des Fehlers erster Art in 5 % der Fälle mit einer Ablehnung von Ho zu rechnen gewesen, obwohl Ho zutrifft. Schmollers Jahrbuch 127 (2007) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.127.3.457 | Generated on 2023-04-04 12:38:39 Produkt Euro-Einführung und Preisentwicklung bei Lebensmitteln Tabelle 6a Ergebnisse für das Fehlerkorrekturmodell (vgl. Gleichung 3b und 5) (1) (2) (3) (4) Lag Endogen Anpassung Euro Euro-Test ARl-Test 479 (5) ß' .X x2(1) : 3,84 F(l,258) : 3,88 R2 Rindfleisch 3 Einzelhandel ---0,09* -2,20* 3,17 3,68 0,41 5 Kleiner LEH ---0,15* -3,23 2,12 2,41 0,45 3 Großer LEH ---0,27* --4,17* 7,09* 1,68 0,36 4 Discounter ---0,10* 0,35 0,00 0,81 0,34 4 Verbrauchermarkt ---0,18* -3,96 3,20 2,92 0,51 4 Fachgeschäft ---0,04 -0,78 0,37 2,98 0,31 Schweinefleisch 3 Einzelhandel ---0,10* 1,36 0,75 0,06 0,42 3 Kleiuer LEH ---0,14* 1,08 0,13 3,67 0,53 3 Großer LEH ---0,15* 3,10 1,43 1,94 0,47 3 Discounter ---0,15* 0,88 O,ü7 1,69 0,32 3 Verbrauchermarkt ---0,15* 2,95 1,44 0,78 0,47 3 Fachgeschäft ---0,06* 0,98 0,68 2,01 0,32 Hähnchen 4 Einzelhandel ---0,09* -0,66 1,66 1,23 0,33 3 Kleiner LEH ---0,22* -0,47 0,36 1,87 0,40 3 Großer LEH ---0,17* -0,13 0,05 3,57 0,32 4 Discounter ---0,05* -0,81 4,67* 2,87 0,23 4 Verbrauchermarkt ---0,13* -0,17 0,04 3,18 0,38 3 Fachgeschäft ---0,40* --4,80* 68,56* 0,12 0,33 Putenfleisch 3 Einzelhandel ---0,07* -1,03 0,29 2,75 0,36 3 Kleiner LEH ---0,14* 1,17 0,07 0,00 0,48 5 Großer LEH ---0,13* 0,26 0,00 0,91 0,43 3 Disco unter ---0,38* ---08,85* 128,06* 0,11 0,40 4 Verbrauchermarkt ---0,09* -3,94 1,57 0,43 0,39 5 Fachgeschäft ---0,06* 1,80 0,83 0,24 0,39 Äpfel 3 Einzelhandel ---0,05 0,84 2,22 1,95 0,36 3 Kleiner LEH ---0,13* 1,61 1,44 3,28 0,25 3 Großer LEH ---0,12* 1,19 1,76 3,65 0,31 3 Discounter ---0,30* 3,86* 11,38* 3,18 0,35 3 Verbrauchermarkt ---0,10 1,59 2,93 0,01 0,39 3 Fachgeschäft ---0,35* 5,49* 31,68* 2,04 0,35 Birnen 3+ Einzelhandel ---0,09* 0,50 0,53 14,41 * 0,28 3 Kleiner LEH ---0,21* 2,08 2,91 2,62 0,24 3+ Großer LEH ---0,12* 0,26 O,ü7 8,49* 0,21 8 Discounter ---0,20* 3,31 2,97 2,53 0,30 4 Verbrauchermarkt ---0,18* 1,81 2,81 3,37 0,28 3 Fachgeschäft ---0,09* 1,09 0,87 0,91 0,28 Zitronen 3 Einzelhandel ---0,05* -0,07 1,50 0,16 0,35 3 Kleiner LEH ---0,09* -0,22* 5,04* 0,20 0,31 3 Großer LEH -0,11 * -0,09 1,14 0,51 0,27 3 Discounter ---0,15* -0,21 * 8,00* 0,17 0,27 3 Verbrauchermarkt ---0,07* -0,04 0,23 0,08 0,29 3 Fachgeschäft ---0,06 0,06 0,41 2,05 0,30 Legende: Euro-Test: Hg : .X/ -ß*. Quelle: Eigene Berechnungen mit PcGive, Version 10 (Hendry und Doomik, 2001), auf Basis der ZMP Daten, 2004. Schmollers Jahrbuch 127 (2007) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.127.3.457 | Generated on 2023-04-04 12:38:39 480 Produkt Eissalat Salatgurken To maten Paprika Zucchini Möhren Zwiebeln Thomas Glauben, Jens-Peter Loy und Julia Körner Tabelle 6b Ergebnisse für das Fehlerkorrekturmodell (vgl. Gleichung 3b und 5) (1) (2) (3) (4) Lag Endogen Anpassung Euro Euro-Test ARl-Test ß* .X x2(1) : 3,84 F(l,258) : 3,88 3 Einzelhandel ---0,42* ---0,76 1,08 0,86 3 Kleiner LEH ---0,40* ---0,03 0,00 0,06 4 Großer LEH ---0,41* -1,25 1,96 0,75 3 Discounter ---0,48* -1,52 3,01 0,15 3 Verbrauchermatkt ---0,54* -1,37 2,44 0,72 3 Fachgeschäft ---0,28* 1,22 2,93 1,44 3 Einzelhandel ---0,54* -1,52* 6,75* 0,04 3 Kleiner LEH ---0,57* -1,73* 4,89* 0,15 3 Großer LEH ---0,63* -2,88* 17,23* 0,63 3 Discounter ---0,46* -1,63* 5,20* 1,73 3 Verbrauchermatkt ---0,62* -1,95* 7,82* 0,04 3+ Fachgeschäft ---0,40* 1,64* 9,20* 7,43* 3 Einzelhandel ---0,11 * 2,34 5,00* 1,13 3 Kleiner LEH ---0,16* 3,79* 5,23* 0,07 3 Großer LEH ---0,14* 2,83 3,57 0,19 3 Discounter ---0,19* 3,20* 5,36* 1,35 3 Verbrauchermatkt ---0,12* 3,05 4,74* 1,72 7 Fachgeschäft ---0,11 * -7,40 1,67 3,09 3 Einzelhandel ---0,24* -5,04 4,06* 0,11 3 Kleiner LEH ---0,29* -5,44 3,01 0,01 3 Großer LEH ---0,25* -7,75* 6,53* 0,41 3 Disco unter ---0,26* -3,84 2,62 0,15 3 Verbrauchermatkt ---0,28* -5,59 3,17 0,25 3 Fachgeschäft ---0,28* -5,41 * 4,77* 1,29 3 Einzelhandel ---0,40* -1,08 0,47 0,60 3 Kleiner LEH ---0,35* -2,10 1,18 0,90 3 Gtoßer LEH ---0,49* --4,89* 6,48* 0,94 3 Discounter ---0,43* -7,28 3,40 0,22 3 Verbrauchermatkt ---0,44* ---0,41 0,05 0,22 3 Fachgeschäft ---0,26* 3,76 4,33* 0,36 3 Einzelhandel ---0,13* -1,24* 18,64* 1,29 3 Kleiner LEH ---0,24* -2,09* 21,61 * 0,51 3 Großer LEH ---0,17* -2,05* 23,69* 0,00 3 Discounter ---0,15* -1,29* 10,67* 0,85 3 Verbrauchermatkt ---0,17* -2,25* 32,10* 3,33 3 Fachgeschäft ---0,23* 1,88* 19,50* 0,08 3 Einzelhandel ---0,04* ---0,12 0,22 0,13 3+ Kleiner LEH ---0,10* ---0,60 1,54 10,27* 3 Gtoßer LEH ---0,07* ---0,54 1,77 1,66 3 Discounter ---0,08* 0,04 0,01 1,98 3 Verbrauchermatkt ---0,04 ---0,11 0,06 0,01 3+ Fachgeschäft ---0,20* 1,72* 16,20* 16,27* (5) R2 0,71 0,60 0,67 0,65 0,66 0,58 0,76 0,67 0,74 0,70 0,72 0,63 0,60 0,43 0,50 0,53 0,47 0,33 0,52 0,43 0,47 0,33 0,48 0,41 0,69 0,58 0,66 0,39 0,67 0,50 0,57 0,40 0,45 0,36 0,48 0,34 0,58 0,36 0,41 0,34 0,42 0,35 Legende: Euro-Test: Ho : >,./ - ß*; * signifikant bei 5 % Irrtumswabrscheinlichkeit; + Prozesse, die auch bei Variation der Laglänge Autokorrelation für den Störterm anzeigen. Quelle: Eigene Berechnungen mit PcGive, Version 10 (Doornik, 2001), auf Basis der ZMP-Daten, 2004. Schmollers Jahrbuch 127 (2007) 3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.127.3.457 | Generated on 2023-04-04 12:38:39