Was ist den Bürgern die Verminderung eines Risikos wert? Eine Anwendung des kontingenten Bewertungsansatzes auf das Giftmüllrisiko

Römer, Anselm Book — Digitized Version Was ist den Bürgern die Verminderung eines Risikos wert? Eine Anwendung des kontingenten Bewertungsansatzes auf das Giftmüllrisiko Allokation im marktwirtschaftlichen System, No. 34 Provided in Cooperation with: Peter Lang International Academic Publishers Suggested Citation: Römer, Anselm (1992) : Was ist den Bürgern die Verminderung eines Risikos wert? Eine Anwendung des kontingenten Bewertungsansatzes auf das Giftmüllrisiko, Allokation im marktwirtschaftlichen System, No. 34, ISBN 978-3-631-75610-2, Peter Lang International Academic Publishers, Berlin, https://doi.org/10.3726/b14112 This Version is available at: https://hdl.handle.net/10419/182617 Standard-Nutzungsbedingungen: Die Dokumente auf EconStor dürfen zu eigenen wissenschaftlichen Zwecken und zum Privatgebrauch gespeichert und kopiert werden. 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Dabei wird nicht nur deutlich, daß die Bürger der risikovermindernden Maßnahme im Durchschnitt einen weit über ihre Kosten hinausgehenden Nutzen beimessen, sondern es wird auch auf Grund einer ökonometrischen Analyse der Einzelgebote (Schätzung multipler Zahlungsbereitschaftsfunktionen) gezeigt, daß die erfaßten Wertschätzungen in vergleichsweise hohem Maß valide sind, der Nutzen Umweltrisiken vermindernder Maßnahmen also zumindest in der Tendenz abschätzbar ist. Anselm U. Römer wurde 1959 in Heidelberg geboren. Nach einer Ausbildung zum Bankkaufmann studierte er Volkswirtschaftslehre an der Universität Mannheim und der University of Manchester. 1987 bis 1990 war er wissenschaftlicher Mitarbeiter am Institut für öffentliche Finanzen, Steuern und Sozialpolitik an der Freien Universität Berlin; seitdem ist er in gleicher Position am Institut für Finanzwissenschaft an der Universität des Saarlandes tätig. ALLOKATION IM MARKTWIRTSCHAFTLICHEN SYSTEM ANSELM U. RÖMER WAS IST DEN BÜRGERN DIE VERMINDERUNG EINES RISIKOS WERT? Was ist den Burgem die Verminderung eines Risikos wert? Eine Anwendung des kontingenten Bewertungsansatzes auf das Giftmullrisiko ALLOKATION IM MARKTWIRTSCHAFTLICHEN SYSTEM Herausgegeben von Heinz König, Hans-Heinrich Nachtkamp, Ulrich Schlieper, Eberhard Wille Band34 • PETER LANG Frankfurt am Main • Berlin · Bern · New York • Paris • Wien ANSELM U. RÖMER WAS IST DEM BÜRGERN DIE VERMINDERUNG EINES RISIKOS WERT! Eine Anwendung des kontingenten Bewertungsansatzes auf das Giftmüllrisiko ~ PETER LANG Frankfurt am Main • Berlin • Bern • New York • Paris • Wien Open Access: The online version of this publication is published on www.peterlang.com and www.econstor.eu under the international Creative Commons License CC-BY 4.0. Learn more on how you can use and share this work: http://creativecommons. org/licenses/by/4.0. This book is available Open Access thanks to the kind support of ZBW – Leibniz-Informationszentrum Wirtschaft. ISBN 978-3-631-75610-2 (eBook) Die Deutsche Bibliothek -CIP-Einheitsaufnahme Römer, Anselm U.: Was ist den Bürgern die Verminderung eines Risikos wert? : Eine Anwendung des kontingenten Bewertungsansatzes auf das Giftmüllrisiko/ Anselm U. Römer. -Frankfurt am Main ; Berlin ; Bern; New York; Paris; Wien: Lang, 1993 (Allokation im marktwirtschaftlichen System; Bd. 34) Zugl.: Saarbrücken, Univ., Diss., 1992 ISBN 3-631-45506-2 NE: GT D291 ISSN 0939-7728 ISBN 3-631-45506-2 © Verlag Peter Lang GmbH, Frankfurt am Main 1993 Alle Rechte vorbehalten. Das Werk einschließlich aller seiner Teile ist urheberrechtlich geschützt. Jede Verwertung außerhalb der engen Grenzen des Urheberrechtsgesetzes ist ohne Zustimmung des Verlages unzulässig und strafbar. Das gilt insbesondere für Vervielfältigungen, Übersetzungen, Mikroverfilmungen und die Einspeicherung und Verarbeitung in elektronischen Systemen. Printed in Germany 1 2 3 4 6 7 Für Thorid XIII 5.3.3 Varianten der Bewertungsfrage 174 5.3.4 Das Zahlungsinstrument 180 5.4 Zahlungsund Implementierungsregeln 183 5.5 Andere Teile des Fragebogens 189 6 Die Befragung 191 6.1 Vorbereitung der Befragung 191 6.2 Durchführung der Befragung 194 6.3 Ablauf der Befragung 197 6.4 Sozioökonomisches Profil von Stichprobe und Grundgesamtheit 198 7 Analyse der Durchschnittsund der Nullgebote 205 7.1 Ergebnisübersicht 205 7.2 Hypothesentests auf Grundlage der Durchschnittswerte 210 7.3 Analyse der strategischen und protestbedingten Gebote 219 7.3.1 Nullgebote 220 7.3.1.1 Nullgebote für die erste Risikoverminderung 221 7.3.1.2 Nullgebote für die zweite Risikoverminderung 235 7.3.2 Positive Gebote 239 8 Analyse der individuellen Gebote 243 8.1 Das traditionelle Modell 244 8.1.1 Ein Rumpfmodell ohne Berücksichtigung strategischer oder protestbedingter Gebote 244 8.1.2 Das traditionelle Modell unter Berücksichtigung strategischer und protestbedingter Gebote 250 8.1.2.1 Berücksichtigung strategieund protestbedingter Gebote im Rahmen eines einstufigen Ansatzes 251 8.1.2.2 Berücksichtigung strategieund protestbedingter Gebote im Rahmen des zweistufigen Heckman Verfahrens 252 8.2 Das erweiterte Modell 258 XIV 8.3 Das erweiterte Modell für die zweite Risikoverminderung 273 Anhang SA: Zur Diagnose und Korrektur von Regressionsmodellen mit heteroskedastischen Störtermen 278 Anhang SB: Zur konsistenten Schätzung selektierter Modelle auf Basis des zweistufigen Heckman Verfahrens 281 Anhang SC: Zur Entdeckung multikollinearer Regressoren 287 9 Illustrative Hochrechnung der Ergebnisse für die Bevölkerung von Berlin (West) 291 9.1 Illustrative Hochrechnung der Nutzenschätzung 291 9.2 Illustrative Ermittlung von Nutzen-Kosten-Relationen 295 10 Zusammenfassende Einschätzung der Ergebnisse 299 10.1 Die theoretischen Erkenntnisse 299 10.2 Zur Auswahl des verwendeten Ansatzes 301 10.3 Die Validität der Ergebnisse 303 10.4 Bedeutung der Zahlungsregel und Behandlung der strategischen und protestbedingten Gebote 308 10.5 Zur Relevanz des Einbettungsphänomens 311 10.6 Zur Genauigkeit der vorliegenden Nutzenschätzungen 313 10.7 Die finanzwissenschaftliche Bedeutung der Ergebnisse 314 10.8 Schlußbetrachtung: Für eine kontingente Bewertung ohne Apologie 315 Appendix: Befragungsunterlagen 319 Literaturverzeichnis 359 Tabelle 4.1 Tabelle 4.2 Tabelle 4.3 Tabelle 4.4 Tabellenverzeichnis Der hedonische Ansatz zur Bewertung der Luftqualität; prozentuale Wertminderung der Häuserpreise bei XV einprozentiger Zunahme der Luftverschmutzung 79 Der hedonische Ansatz zur Bewertung des Lärms; prozentuale Wertminderung der Häuserpreise bei einer Zunahme des Straßenlärms um 1 dB Hedonische Lohnstudien zu Arbeitsplatzrisiken Der hedonische Ansatz zur Erfassung öffentlicher Risiken 80 82 84 Tabelle 4.5 Das Experiment von Kahneman und Knetsch (1990) 104 Tabelle 4.6 Der KBA im Methodenvergleich 116 Tabelle 4.7 KBA Studien zur Wertermittlung einer Verminderung öffentlicher Risiken 125 Tabelle 4A.1 Hypothetisches kontingentes Szenario, Aufbau und 138 MZB Tabelle 4A.2 Hypothetisches kontingentes Szenario, marginale Tabelle 5.1 Tabelle 5.2 Tabelle 5.3 Tabelle 5.4 maximale Zahlungsbereitschaft (MMZB) 139 Mortalitätsrisiko durch die kontaminierten Brunnen der Stadt Acton 148 Ausgangsrisiko und Risikoverminderung in den Teilstichproben 162 MZB versus MKF in kontingenten und experimentell simulierten Märkten Verzerrungen aufgrund des gewählten Startpunkts 167 176 XVI Tabelle 6.1 Tabelle 6.2 Tabelle 6.3 Tabelle 7.1 Tabelle 7.2 Tabelle 7.3 Tabelle 7.4 Tabelle 7.5 Tabelle 7.6 Tabelle 7.7 Tabelle 7.8 Von der Ausgangsstichprobe zur Befragtenstichprobe Verteilung der deutschen Privathaushalte in der Grundgesamtheit, der Grundstichprobe und der realisierten Stichprobe auf die Berliner Bezirke in Prozent Sozioökonomische Charakteristika der Grundgesamtheit und der Stichprobe Monatliche MZB für eine Risikoverminderung in den nächsten zehn Jahren Differenzentest zwischen dem Durchschnittsgebot für die erste und zweite Risikoverminderung, volle und 195 200 202 208 getrimmte Stichprobe 212 Differenzentest zwischen dem Durchschnittsgebot für die erste Verminderung der Teilstichprobe Bund dem Durchschnittsgebot für die erste Verminderung der Teilstichprobe A; volle und getrimmte Stichprobe 214 Unglaubwürdige Aspekte des kontingenten Szenarios Differenzentest zwischen dem Durchschnittsgebot für die erste Verminderung in Teilstichprobe A und dem Durchschnittsgebot für die zweite Verminderung in 215 Teilstichprobe B; volle und getrimmte Stichprobe 218 Anzahl der Nullgebote für die beiden Risikoreduktionen nach Teilstichproben getrennt Gründe für die Nullgebote bei der ersten angebotenen Verminderung (offene Fragestellung) Gründe für die Nullgebote bei der ersten angebotenen Verminderung (geschlossene Frage) 220 222 224 Tabelle 7.9 Wilcoxon-Vorzeichen-Rangtest auf Unterschiede bei der Bewertung der vorgegebenen Gründe für Nullgebote Tabelle 7 .10 Mittelwerte für die unbereinigte, um strategische sowie um strategische und protestbedingte Nullgebote bereinigte Stichprobe, getrennt nach Versionen Tabelle 7 .11 Differenzentest zwischen dem Durchschnittsgebot für die erste Verminderung der Teilstichprobe Bund dem Durchschnittsgebot für die erste Verminderung der Teilstichprobe A auf Basis der um strategische sowie um strategische und protestbedingte Nullgebote bereinigten Stichprobe Tabelle 7 .12 Probit Modell zur Erklärung positiver Gebote für die erste Risikoverminderung Tabelle 7 .13 Gründe für die Nullgebote bei der zweiten Risikoverminderung Tabelle 7 .14 Probit Modell zur Erklärung positiver Gebote für die zweite Risikoverminderung Tabelle 8.1 Traditionelles Modell zur Erklärung der MZB für die erste Risikoverminderung, ohne und mit BerücksichXVII 226 229 230 233 235 238 tigung strategieund protestbedingter Gebote 252 Tabelle 8.2 Tabelle 8.3 Tabelle 8.4 Traditionelles Modell zur Erklärung der MZB unter Berücksichtigung strategieund protestbedingter Gebote, Selektionsversus einstufiges Modell Erweitertes Modell zur Erklärung der MZB für die erste Risikoverminderung Einfache Korrelationsmatrix der erklärenden Varia256 266 blen 270 XVIII Tabelle 8.5 Tabelle 9.1 Tabelle 9.2 Erweitertes Modell zur Erklärung der MZB für die zweite Risikoverminderung Hochrechnung des Nutzens verschiedener risikovermindernder Maßnahmen Nutzen-Kosten-Relationen für die hochgerechneten Wertschätzungen einer risikovermindernden Maßnahme 274 293 297 XIX Figurenverzeichnis Figur 2.1 Das ökonomisch optimale Belastungsniveau 11 Figur 3.1 Wohlfahrtsmaße für eine Erhöhung der bereitgestellten Menge eines öffentlichen Gutes 33 Figur 4.1 Die Bedingung schwacher Komplementarität 74 Figur 4.2 Visuelles Hilfsmittel zur Wahrscheinlichkeitsdarstel122 lung bei Acton (1973) Figur 4.3 Visuelles Hilfsmittel zur Wahrscheinlichkeitsdarstellung bei Smith et al. für Szenario 3.1.1 131 Figur 4.4 Visuelles Hilfsmittel zur W ahrscheinlichkeitsdarstellung bei Smith et al. für Szenario 3.3.1. 133 Figur 7.1 Zahlungsbereitschaften für die erste Risikoverminderung getrennt nach Versionen 206 Figur 7.2 Zahlungsbereitschaften für die zweite Risikoverminderung getrennt nach Versionen 207 1 1 Einführung "To say that the benefits ... cannot be measured is to say that there is no way to estimate whether the costs are worth incurring. Those who take the view that . . . benefits . . . are not measurable never accept its logical implication, since it implies that the subject is not worth discussing. "l In seinem Sondergutachten "Altlasten" schätzt der Rat von Sachverständigen für Umweltfragen (SRU) den Finanzbedarf für die Sanierung von Altlasten in den nächsten zehn Jahren auf insgesamt über 20 Mrd. DM (SRU 1990, Tz.697). Dieser Betrag dürfte jedoch selbst für die alten Bundesländer konservativ bemessen sein, weil ständig neue Altstandorte entdeckt werden (SRU 1990, Tz.63). Mit der deutsch-deutschen Vereinigung hat sich die Anzahl der entdeckten wie der dringend sanierungsbedürftigen Standorte weiter erhöht. Der Rat betont, daß das Problem der Altlasten einen typischen Fall gesellschaftlicher, d.h. den Bürgern unfreiwillig auferlegter Risiken darstellt (SRU 1987, Tz.1676 sowie 1990, Tz.81). Solche Risiken werden im Rahmen dieser Arbeit als öffentliche Risiken bezeichnet.2 Entscheidend für den Umgang mit solchen Risiken ist dem Rat zufolge die gesellschaftliche Akzeptanz des Risikos selbst sowie die Entscheidung über Art, Ausmaß und Zeitpunkt des Einsatzes risikovermindernder Maßnahmen. Den Zugang zur individuellen Akzeptanz sieht der Rat nicht "über allgemeine Risikobetrachtungen" (SRU 1987, Tz.1962). Vielmehr erfordere die Bewertung von Umweltbelastungen eine subjektive Abschätzung von Risiken und Nutzen (SRU 1987, Tz.69). Übersetzt man den -eher soziologisch ausgerichteten -Akzeptanzbegriff in die ökonomische Begriffswelt, so könnte man sagen, daß Risiken bzw. der 1 Feenburg und Mills (1980) S.16. 2 Dies schließt nicht aus, daß die Bürger eigene Aktivitäten ergreifen, um qje Auswirkungen des Risikos für sich (und gegebenenfalls andere) zu vermindern. Das Offentlich~_eitsattribut ist also eher gradueller denn absoluter Natur. Vgl. zur Diskussion um den Offentlichkeitsgrad Bonus (1980). 2 Einsatz risikovermindernder Maßnahmen umso eher akzeptiert werden, je stärker die Präferenzen der Bürger Berücksichtigung finden. Soll dieser Einsicht praktische Bedeutung zukommen, so müssen empirische Informationen über die Präferenzen der Bürger erhältlich sein. Damit ist eine der zentralen Fragen dieser Abhandlung angesprochen: Ist es möglich, öffentliche Risiken und insbesondere den Nutzen, der sich aus ihrer Verminderung ergibt, auf der Basis individueller Präferenzen zu bewerten? Aus theoretischer Perspektive kann diese Frage zunächst bejaht werden. Im Rahmen der Wohlfahrtsökonomie sind monetäre Maße entwickelt worden, mit deren Hilfe der Wert erfaßt werden kann, den ein Individuum einer (öffentlichen) Maßnahme wie etwa einer Luftqualitätsverbesserung, der Instandhaltung eines Erholungsgebiets oder eben der Verminderung eines Risikos beimißt. Konkret wird bei solchen theoretischen Überlegungen in aller Regel auf die maximale Zahlungsbereitschaft der Bürger für die Durchführung der betrachteten Maßnahme -also etwa einer öffentlichen Risikoverminderung - abgestellt. Die maximale Zahlungsbereitschaft stellt jenen Geldbetrag dar, den man dem einzelnen Bürger nach Realisierung der Maßnahme nehmen kann, so daß er sich auf dem gleichen Nutzenniveau wie vor Durchführung der Maßnahme befindet. Intuitive Überlegungen legen nahe, daß die Zahlungsbereitschaft insbesondere vom Einkommen der Bürger, dem Ausgangsniveau des Risikos sowie dem Ausmaß der betrachteten Risikoverminderung abhängt. Stehen die entsprechenden Daten zur Verfügung, so können diese Zusammenhänge quantifiziert und damit Determinanten und Güte der erfaßten Zahlungsbereitschaften überprüft werden. Letzteres ist erforderlich, um Qualität und Aussagekraft der Ergebnisse einzuschätzen. Die Bestimmung der Determinanten der Zahlungsbereitschaft ist von großer Bedeutung, weil die Wertschätzungen -schon aus Kostengründen -allenfalls für eine Stichprobe von Bürgern ermittelt werden können, das Interesse der Praktiker sich aber auf den Nutzen, den die Gesamtbevölkerung der Maß- 2 Zur ökonomischen Bewertung des Nutzens von Umweltrisiken vermindernden Maßnahmen 9 In diesem Kapitel werden die Prinzipien einer ökonomisch orientierten Nutzenerfassung dargestellt. In Abschnitt 2.1 wird das grundlegende Konzept zur Ermittlung eines gesellschaftlich optimalen Risikobzw. Belastungsniveaus entwickelt. Dabei spielt die Grenznutzenfunktion der Bürger für eine weitere Verminderung des Risikos eine entscheidende Rolle. Die damit verbundenen Implikationen und Werturteile werden in Abschnitt 2.2 diskutiert. Anschließend wird die Bedeutung der Nutzenmessung aus ökonomischer sowie aus politisch-ökonomischer Perspektive aufgezeigt. 2.1 Zum Konzept eines "optimalen" Risikoniveaus • Der ökonomische Grundgedanke Risiken stellen seit eh und je einen integralen Bestandteil menschlichen Lebens dar. Für lange Zeit waren Menschen insbesondere durch natürliche Risiken -etwa Überschwemmungen, Erdrutsche oder Epidemien -bedroht. Mit zunehmendem technischem Fortschritt haben diese Risiken in den industrialisierten Ländern an Bedeutung verloren. So haben beispielsweise Entwicklungen in der chemischen und pharmazeutischen Industrie dazu geführt, daß einst gefürchtete Epidemien wie Pest und Syphilis praktisch ausgestorben sind.1 Allerdings sind mit der Produktion dieser und anderer an sich ausgesprochen nützlichen Güter auch gewisse Probleme verbunden. So fallen schon bei störungsfreiem Ablauf der Produktion unerwünschte Kuppelprodukte wie Abgase, Abwässer oder Abfälle an, die (früher oder später) über die verschiedenen Umweltmedien (Luft, Wasser und Boden) nicht nur Flora und Fauna belasten, sondern auch die Nutzung dieser Medien durch 1 Auch der mit der wirtschaftlichen Entwicklung einhergehende allgemeine Anstieg des Wohlstandes hat hierzu beigetragen. 10 den Menschen beeinträchtigen.2 Solche Belastungen erfolgen oft über einen langen Zeitraum und sind für den Bürger häufig gar nicht wahrnehmbar oder er kann sich ihnen -wie im Fall der Luftverschmutzung -kaum entziehen. Ist der einzelne diesen Belastungen lange genug ausgesetzt, so können sie Gesundheitsschäden verursachen und letztlich zum Tod führen. 3 Daneben treten bei der Produktion gelegentlich Störungen auf, die je nach Art und Ausmaß katastrophale Konsequenzen für die Umwelt wie für den Menschen haben können. Die bekanntesten Beispiele für solche Katastrophen sind das durch eine Explosion verursachte Dioxinunglück in Seveso, das Giftgasunglück im indischen Bhopal oder die Reaktorunglücke in Harrisburg und Tschernobyl. Eine rationale Umweltpolitik muß sich mit solchen Risiken beschäftigen. Insbesondere muß sie klären, ob und in welchem Ausmaß entsprechende Umweltbelastungen und die daraus resultierenden Risiken akzeptiert werden können. Aus der idealtypischen ökonomischen Sichtweise nähert man sich der Frage nach dem optimalen Belastungsniveau dadurch, daß die erwarteten Nutzen und Kosten für verschiedene Belastungsverminderungen analysiert werden. Normalerweise wird davon ausgegangen, daß eine Verminderung der Umweltbelastung ceteris paribus um so höher bewertet wird, je höher das Ausgangsniveau der Belastung ist. Trägt man, wie in Figur 2.1, den Grenznutzen einer Verminderung der Umweltbelastung in Abhängigkeit vom wachsenden Belastungsniveau ab, so ergibt sich für die mit G N bezeichnete Grenznutzenfunktion ein steigender Verlauf. Der dieser Kurve zugrundeliegende Nutzenbegriff ergibt sich aus einer anthropozentrischen und individualistischen Sichtweise, die im nächsten Abschnitt näher erörtert wird. 2 Eine anschauliche Beschreibung dieser Wirkungskette am Beispiel des Dioxins gibt Vorholz (1990) S.41. 3 Im Rahmen dieses einführenden zweiten Kapitels werden die Begriffe Umweltbelastung und Umweltrisiko sowie Belastun~sund Risikoverminderung noch synonym benutzt. Im dritten Kapitel wird den Unterschieden zwischen der Bewertung einer Umweltbelastung (unter Sicherheit) und der eines Umweltrisikos Rechnung getragen. Figur 2.1.: Das ökonomisch optimale Belastungsniveau GN GK GK GN 11 Die Kosten einer marginalen Belastungsverminderung sind dagegen meist umso niedriger, je höher das Ausgangsniveau der Belastung ist.4 Geht man von einer Situation aus, in der keine Umweltschutzmaßnahmen ergriffen werden, die Umwelt also bei gegebenem Output und gegebener Technologie maximal belastet wird, so kann das Niveau der Belastung zunächst durch relativ einfache und kostengünstige Modifikationen des Produktionsprozesses gesenkt werden. Um weitere Verminderungen der Umweltbelastung zu erreichen, müssen jedoch kompliziertere und teurere Änderungen vorgenommen werden, so daß sich für die mit G K bezeichneten Grenzkosten einer Belastungsverminderung der in Figur 2.1 dargestellte fallende Verlauf ergibt. Das optimale Belastungsniveau R • befindet sich gerade an jener Stelle, an der sich die Grenznutzenund Grenzkostenkurve schneiden. Alle Punkte rechts von R • können kein Wohlfahrtsmaximum sein, weil eine weitergehende 4 Streng genommen bestehen die Kosten einer Senkung des Belastungsniveaus bzw. des spezifischen Umweltrisikos nicht in den Ausgaben für die dazu erforderlichen Maßnahmen, sondern darin, daß die entsprechenden finanziellen Mittel anderen Verwendungsarten entzogen werden und damit Opportunitätskosten verursachen. Da solche Opportunitätskosten in aller Regel kaum zu ermitteln sind, werden in der Praxis fast immer die monetären Kosten der Maßnahme betrachtet. Vgl. hierzu beispielsweise Hesse (1980) S.371 f. oder Andel (1983) S.103. 12 Verminderung des Umweltrisikos weniger Kosten verursacht als ihr die Bürger Nutzen beimessen. Umgekehrt kann die Wohlfahrt der Gesellschaft bei einem Belastungsniveau links von R • durch eine Ausdehnung der Umweltbeeinträchtigung bzw. der mit ihr verbundenen Produktion eines Gutes erhöht werden, da in diesem Bereich die eingesparten Grenzkosten höher sind als der mit dem Anstieg der Belastung verbundene Nutzenverlust. 2.2 Implikationen des Nutzenkonzepts Anders als etwa bei einer ökologischen Betrachtung liegt dem ökonomischen Nutzenkonzept eine anthropozentrische Sichtweise zugrunde. Soll beispielsweise das spezifische Belastungsniveau eines Sees verringert werden, so besteht der Nutzen ausschließlich in der Wohlfahrtssteigerung, welche die Bürger aus dieser Verminderung ziehen. Die damit einhergehende Verbesserung der Lebensbedingungen von Flora und Fauna sowie die geringere Belastung der unbelebten Umwelt werden nur insoweit berücksichtigt, als sie das Wohlfahrtsniveau der Bürger berühren. Dies bedeutet jedoch nicht, daß nur güterwirtschaftliche oder konsumorientierte Aspekte in die Nutzenermittlung einfließen, wie dies gelegentlich von Kritikern behauptet wird. Vielmehr werden einige Bürger der verbesserten Wasserqualität des Sees auch dann einen Wert beimessen, wenn sie ihn derzeit nicht in Anspruch nehmen, weil sie schon aus der Möglichkeit, in Zukunft dort mit geringerem Gesundheitsrisiko baden zu können, einen positiven Nutzen ziehen. Auch der Vorwurf, solche Nutzenüberlegungen würden den Nutzen zukünftiger Generationen grundsätzlich nicht berücksichtigen, trifft so nicht zu. Angenommen manche Bürger werden den See auch in Zukunft nicht persönlich nutzen -etwa weil sie grundsätzlich nicht in Seen baden -, so können sie dennoch dem Wissen, daß andere von der Umweltbeeinträchtigung weniger bedroht sind, einen positiven Wert beimessen. Diese Überlegung wird 13 sich häufig auch auf zukünftige Generationen erstrecken, zumal bei vielen Umweltrisiken zwischen der Exposition und dem Ausbruch einer sich daraus ergebenden Krankheit oft Jahrzehnte vergehen können.5 Nur wenn die Bürger solchen Überlegungen keinerlei Wert beimessen, bleiben die Interessen zukünftiger Generationen gänzlich unberücksichtigt. Davon ist jedoch nicht grundsätzlich auszugehen. Vielmehr haben Versuche, solche nicht nutzungsabhängigen Wertschätzungskomponenten für bestimmte Umweltgüter zu erfassen, gezeigt, daß ihr Anteil an dem Gesamtwert bedeutend sein kann.6 Unabhängig davon, wie stark die Bürger die Interessen zukünftiger Generationen berücksichtigen, ist zu fragen, wer außer den Bürgern selbst dazu legitimiert sein sollte, die Interessen zukünftiger Generationen im Entscheidungsprozeß zu vertreten. Von den im demokratischen Prozeß gewählten Politikern ist nicht notwendigerweise eine stärkere Berücksichtigung der Interessen zukünftiger Generationen zu erwarten, weil die stimmenmaximierenden bzw. der Wiederwahlrestriktion unterliegenden Politiker tendenziell eine höhere Gegenwartspräferenz als die übrigen Bürger aufweisen dürften.? Gegen den Willen der Bevölkerung könnten allenfalls im Rahmen einer "Öko-Diktatur" (vermeintliche) Interessen zukünftiger Generationen 5 Bis Mitte der achtziger Jahre wurden die entsprechenden Nutzen als Options-, Existenzund Vermächtniswert bezeichnet. Vgl. hierzu beispielsweise Bishop (1982), Smith (1983), J::reeman (1985) und Randall (1987). Erst in jüngster Zeit ist mit Hilfe modelltheoretischer Uberlegungen gezeigt worden, daß eine solche Aufspaltung aus analytischer Perspektive nicht aufrechtzuerhalten ist und man besser von nicht nutzungsabhängigen Wertschätzungskomponenten (non-use values) spricht. Vgl. hierzu insbesondere Smith (1987). 6 So haben Greenly, Walsh und Young ( 1981) einen Anteil von mehr als 50% für die nicht nutzungsabhängi,gen Komponenten an der Gesamtwertschätzung einer Verbesserung der Wasserqualität emes Flusses in Colorado ermittelt. Zu einem ähnlichen Ergebnis kommen Brookshire, Eubanks und Randall (1983) sowie Fisherund Raucher (1984). Nur Edwards (1988) hat für den Anteil nicht nutzungsabhängiger Wertkomponenten im Falle des Grundwasserschutzes einen sehr niedrigen Wert (2%) berechnet. 7 Eine Einschätzun~ der in politischen und marktlichen Prozessen implizit enthaltenen Zeitpräferenzrate gibt Zimmermann (1983) S.193 f. 14 stärker berücksichtigt werden, ein Vorschlag, der wohl kaum als taugliches Mittel zur Problemlösung angesehen werden kann. 8 Mit dem ökonomischen Nutzenbegriff ist aber nicht nur die anthropozentrische, sondern auch eine individualistische Sichtweise verbunden. Sie besagt, daß der aus der Verminderung der Umweltbelastung resultierende Nutzen nur von den Bürgern selbst, nicht aber von Wissenschaftlern, Bürokraten oder Politikern über ihre Köpfe hinweg bestimmt werden kann. 9 In ihr kommt das für die Mikroökonomie zentrale Prinzip der Konsumentensouveränität zum Ausdruck. Nun könnte man einwenden, daß Informationsdefizite der Bürger gegen eine Anwendung des Prinzips der Konsumentensouveränität sprechen. Denn gerade im Bereich von Umweltrisiken sind die Wirkungszusammenhänge oft komplex und der Informationsstand der Bürger gering, so daß zu bezweifeln ist, ob die Bürger in der Lage sind, solche Risiken adäquat zu bewerten. Sicher ist eine von völlig uninformierten Bürgern vorgenommene Bewertung wenig sinnvoll. Doch ist die daraus abgeleitete Folgerung, die Bewertung Experten zu überlassen, ebenso problematisch. Erstens kann man der fehlenden Information durch Aufklärung begegnen. Zweitens geht es bei der Bewertung von Umweltrisiken um die Einschätzung von Gefährdungstatbeständen, die auch von benevolenten Fachleuten unterschiedlich eingeschätzt werden. Es ist kaum zu begründen, warum ihre Risikopräferenz wichtiger sein soll als jene der betroffenen Bürger (Endres 1982, S.257). Drittens ist der 8 Vgl. hierzu einführend Müller und Meyer-Abich (1990) S.45 f. 9 Da dieser Nutzen nicht ohne Schwierigkeiten zu ermitteln ist, dienen gelegentlich die Kosten, zu denen eine Umweltbeeinträchtigung rückgän~ig 8emacht bzw. vermieden werden kann, als Ersatzgröße. Vgl. hierzu beispielsweise Hemz ( 1980) S.137 ff., Heinz und Klaaßen-Mielke (1990), sowie Isecke, Weltchev und Heinz (1990). Weitere Beispiele für diese in der Bundesrepublik Deutschland recht beliebte Art der Nutzenermittlung finden sich in Wicke (1989) S.59 ff. Allerdings weist dieses Vorgehen erhebliche theoretische Mängel auf. So wird in Kapitel 3 gezeigt, daß nicht einmal die Ausgaben für die von den Bürgern selbst er~riffenen Abwehraktivitäten als Untergrenze für den individuellen Nutzen einer Beseitigung der Umweltbeeinträchtigung interpretiert werden können. 15 Verdacht nicht von der Hand zu weisen, daß sich Fachleute nicht immer von benevolenten Überlegungen leiten lassen. Ebenso wie andere Bürger werden auch sie nicht (nur) das Allgemeinwohl, sondern (auch) ihre eigenen Interessen im Auge haben. Aus dieser Perspektive ist es nicht überraschend, wenn die Experten im Streit zwischen der kleinen, homogenen, gut organisierten und zahlungskräftigen Gruppe der betroffenen Produzenten und der großen, heterogenen, wenig organisierten Gruppe der betroffenen Bürger zu eher konservativen, den Interessen der Produzenten entgegenkommenden Risikoeinschätzungen gelangen.10 Und schließlich kann viertens festgestellt werden, daß nicht nur Fragen der Risikobewertung, sondern auch die meisten politischen Prozesse und Entscheidungen komplex sind. Im letzteren Fall wird dennoch kaum jemand den Schluß ziehen, daß deshalb auch das Wahlrecht der Bürger abgeschafft werden sollte (Endres et al. 1991, S.27). Weiterhin wird gelegentlich eingewandt, daß es für eine monetäre Bewertung zumindest erforderlich sei, die quantitativen Größenordnungen der physischen Schäden einschließlich ihrer Folgewirkungen zu kennen. Zweifellos ist es bei jeder Art von Bewertung von Vorteil, wenn die Folgen der Umweltbelastung möglich exakt quantifiziert werden können. Hiervon darf jedoch bei vielen Umweltproblemen nicht ausgegangen werden. Vielmehrweisen die meisten naturwissenschaftlichen Abschätzungsversuche der physischen Belastung wie auch insbesondere der daraus resultierenden Folgen für Mensch und Umwelt einen hohen Unsicherheitsgrad auf.11 Die Folgerung, auf eine Bewertung zu verzichten, bis der naturwissenschaftliche Fortschritt den Unsicherheitsgrad drastisch vermindert hat, ist jedoch für die Umwelt und die betroffenen Bürger die schlechteste Lösung, weil damit die Entscheidung über potentielle Einschränkungen der Umweltbelastung bzw. die Verminderung 10 Vgl. zum Einfluß unterschiedlicher Gruppen Olson {1965). 11 Vgl. hierzu Otway und Pahner {1976) S.122 ff., Starr und Whipple (1984) S.455 sowie ausführlich Lowrance (1976) S.18-70. 16 des Umweltrisikos in die Zukunft verschoben wird.12 Im übrigen zeigt diese Überlegung auch, daß man zwar prima facie auf eine Bewertung der Umweltbelastung bzw. eine Entscheidung über eine Belastungsverminderung verzichten kann. Faktisch werden die entsprechenden Kosten jedoch implizit deutlich höher eingeschätzt als die unbekannten bzw. nicht quantifizierbaren Nutzen, so daß man die belastungsvermindernde Maßnahme zum jetzigen Zeitpunkt nicht durchführt. Schließlich betrifft das Problem der naturwissenschaftlichen Schadensabschätzung die monetäre Bewertung genauso wie jede andere Art von Evaluierung, so daß hieraus keine Begründung für einen Verzicht auf die spezifisch monetäre Bewertung hergeleitet werden kann. Häufig wird gerade in nicht ökonomischen Kreisen argumentiert, Gesundheit und Leben der Menschen dürften und könnten nicht monetär bewertet werden, da sie eben keine handelbaren Güter seien. Letzterem werden zweifellos die meisten Bürger, seien sie nun Politiker, Naturwissenschaftler oder Ökonomen, zustimmen, sofern es sich um eine Entscheidung aus der ex post Perspektive handelt. Ist beispielsweise ein Bürger einem Verkehrsunfall zum Opfer gefallen, dann besteht weitgehend Übereinstimmung, daß alles medizinisch mögliche zur Rettung seines Lebens und der Wiederherstellung seiner Gesundheit unternommen werden soll. Aus der ex ante Perspektive stellt sich der Fall jedoch ganz anders dar: Hier sind viele Bürger nicht bereit, etwa einem allgemeinen Tempolimit auf der Autobahn oder einem verschärften Limit im innerstädtischen Verkehr zuzustimmen, obwohl sie genau wissen, daß aufgrund solcher Maßnahmen das Unfallrisiko für jeden einzelnen Verkehrsteilnehmer drastisch sinken und folglich der Straßenverkehr weniger Verletzungs-und Todesopfer fordern würde.13 Offensichtlich be12 Diese Strategie scheint beispielsweise auf internationaler Ebene von einigen Regierungen (insbesondere jener der Vereinigten Staaten) bei der Diskussion um die drastische Einschränkung der Emissionen jener Gase, die den Treibhauseffekt verursachen, angewendet zu werden. Vgl. hierzu beispielsweise Yohe (1991) S.1. 13 Dieses Beispiel verdeutlicht, daß die Bewertung eines Gutes unter Unsicherheit aus der ex ante Perspektive von jener aus der ex post Perspektive in aller Regel abweichen wird. Vgl. hierzu die modelltheoretische Darstellung von Gallagher und Smith (1985). 17 werten diese Bürger die mit einem Tempolimit verbundene Risikoverminderung geringer als die mit Beschränkung einhergehenden Nutzenverluste14, während die Befürworter eines Tempolimits der Risikoverminderung einen höheren Nutzen beimessen. Entscheidend ist, daß beide Gruppen die potentielle Risikoverminderung implizit bewerten. Daß eine (mindestens) implizite Bewertung umweltverbessernder bzw. risikovermindernder Maßnahmen unumgänglich ist, zeigt auch die folgende Überlegung. Entschließen sich die politischen Entscheidungsträger zu einem bestimmten risikoreduzierenden Projekt (A), so stehen die dafür erforderlichen (monetären) Mittel für eine anderweitige Verwendung, beispielsweise für ein dringliches Programm zur Verbesserung des Gesundheitswesen (B) nicht mehr zur Verfügung. Der politische Entscheidungsträger wird bei gegebenem Budget zwangsweise zwischen Projekt A und B wählen müssen. Dabei kommt er aber um eine zumindest implizite Bewertung der durch A geretteten Menschenleben nicht herum. Entweder er verzichtet auf die Durchführung des Projektes B - dann bewertet er implizit die geretteten Menschenleben bei Durchführung von Projekt A höher als den Wert des Programms B. Es kann aber auch sein, daß ethische und moralisch nachvollziehbare Gründe für einen Verzicht auf Projekt A zugunsten von Projekt B sprechen. Dies wird dann der Fall sein, wenn der erwartete Nutzen für die Gesamtheit aus der Realisierung von Projekt B größer ist als der Nutzen bei Durchführung des Projektes A (gleich hohe Kosten unterstellt sowie einen monetären Nutzen, der in jedem Falle die entsprechenden Projektkosten übertrifft). Damit wird deutlich, daß jede Entscheidung für oder gegen ein Projekt die implizite Abschätzung der Nutzen beider Projekte beinhaltet. Während sich die vorangegangenen Aspekte auf die Bestimmung des Nutzens bezogen, der für den einzelnen Bürger aus der Verminderung eines spezifi14 Solche Nutzenverluste können zum einen durch die gegebenfalls längere Fahrzeit sowie durch das entgangene Vergnügen, das bei schnellem Fahren empfunden wird, entstehen. 18 sehen Belastungsniveaus resultiert, unterliegt auch die Aggregation des individuellen Nutzens zu der in Figur 2.1 skizzierten Grenznutzenfunktion gewissen Implikationen. Zwar kann für jeden einzelnen Bürger (im idealtypischen Kontext) ein Maß für die Nutzenänderung (im Sinne von "utility change") angegeben werden, die mit der Verringerung der Umweltbeeinträchtigung einhergeht. Nutzenänderungen verschiedener Personen können jedoch nur mit Hilfe einer sozialen Wohlfahrtsfunktion aggregiert werden. Hierzu muß aber der soziale Grenznutzen des Einkommens entweder bekannt oder für alle Haushalte gleich sein (Hesse 1980, S.368). Die moderne mikroökonomische Theorie versucht weitgehend ohne solche strittigen Annahmen auszukommen und faßt den Nutzenbegriff überwiegend als ordinales nicht aber als kardinales Konzept auf.15 Um dennoch zu Aussagen über die Gesamtwertschätzung einer Veränderung der Güteroder Ressourcenausstattung (bzw. im vorliegenden Fall einer Umweltbeeinträchtigung) zu gelangen, hat man eine Hilfskonstruktion entwickelt. Der Nutzen wird nicht mehr als Differenz zwischen den Nutzenniveaus vor und nach der Veränderung gemessen, sondern es wird nach dem Geldbetrag gesucht, der jedem einzelnen Bürger gewährt werden muß oder genommen werden kann, damit er nach der Realisierung der Veränderung auf dem gleichen Nutzenniveau wie vorher bleibt.16 Der so quantifizierte monetäre Nutzen (im Sinne von "benefit") läßt sich dann zu einer monetären Gesamtwertschätzung der Veränderung aggregieren, ohne daß das strittige Konzept einer sozialen Wohlfahrtsfunktion benötigt wird. Anders als bei der Erfassung des "utility change" werden hier nicht verschiedene Nutzenniveaus interpersonell verglichen, sondern es werden ausgehend von einem konstanten Nutzenniveau 15 Dies gilt allerdings nicht für die Bewertung von Risiken auf der Basis der Erwartungsnutzentheorie, die immer kardinale Züge aufweist. Vgl. hierzu die Diskussion in Shoemaker (1982) S.533 ff. und die dort zitierte Literatur. 16 Alternativ kann dazu der Geldbetrag gesucht werden, der dem Bürger gegeben werden muß oder genommen werden kann, damit er ohne Realisierung der Veränderung das gleiche Nutzenniveau erreicht wie mit ihr. Vgl. hierzu die Ausführungen in Kapitel 3 sowie die dort zitierte Literatur. 25 jenen Fällen, in denen die im Rahmen einer Steueroder Zertifikatslösung realisierten staatlichen Einnahmen für ergänzende umweltpolitische Maßnahmen aufgewendet werden sollen. Schließlich müssen Umweltbeeinträchtigungen nicht zwangsläufig auf Aktivitäten im privaten Sektor zurückgehen, sondern können auch durch die Tätigkeit öffentlicher Unternehmen verursacht werden.34 Diese Unternehmen unterliegen aber in aller Regel nicht dem privatwirtschaftlichen Gewinnmaximierungskalkül, so daß herkömmliche Internalisierungsstrategien nicht anwendbar sind. Welche Motive für direkte staatliche Aktivitäten zur Verbesserung der Umweltqualität auch ausschlaggebend sein mögen, es stellt sich die Frage, in welchem Umfang solche Aktivitäten durchgeführt werden sollen, bzw. welche allokativen Konsequenzen mit einer spezifischen Maßnahme verbunden sind. Möchte man den optimalen Umfang einer öffentlichen Maßnahme, welche auf die Verminderung einer Umweltbeeinträchtigung abzielt, ermitteln, so sollte das in Abschnitt 2.1 diskutierte grundlegende Entscheidungskalkül zugezogen werden, demzufolge die Maßnahme so zu dimensionieren ist, daß die Grenzkosten der letzten Einheit der geplanten Belastungsverminderung gerade dem dadurch geschaffenen Grenznutzen entsprechen. Nur in diesem Fall ist das Belastungsniveau, das sich nach Durchführung der öffentlichen Maßnahme einstellt, (pareto-) optimal. Dieses Kalkül ist für die praktische Umweltpolitik häufig nur beschränkt geeignet. Entgegen der theoretischen Betrachtungsweise sind die Maßnahmen zur Belastungsverminderung meist nicht beliebig teilbar. Den öffentlichen Entscheidungsträgern stehen statt dessen häufig nur einige wenige Maßnahmen zur Auswahl, die das Belastungsniveau in unterschiedlichem Ausmaß reduzieren. Als Entscheidungshilfe bietet sich in diesem Fall die 34 Beispielsweise kann die kommunale Müllentsorgung -insbesondere in der Form der Müllverbrennung - zu gravierenden Umweltbeeinträchtigungen führen. Vgl. hierzu etwa Engels {1988). 26 Nutzen-Kosten-Analyse an.35 Das Grundanliegen dieses Verfahrens besteht darin, den Entscheidungsträger über alle volkswirtschaftlich relevanten Nutzen und Kosten eines Projektes zu informieren. Wird ein einzelnes Projekt betrachtet, etwa weil nur eine bestimmte Belastungsverminderung technisch realisierbar ist, so wird mit Hilfe der Nutzen-Kosten-Analyse das Verhältnis von projektbezogenen Nutzen und Kosten ermittelt. Dieses Verhältnis gibt Auskunft darüber, ob eine Durchführung des Projektes aus gesellschaftlicher Perspektive vorteilhaft ist oder nicht. Bei Nutzen-Kosten-Betrachtungen geht es also nicht mehr um das ambitiöse Ziel, ein Paretooptimum zu realisieren. Vielmehr wird das wesentlich bescheidenere Anliegen verfolgt, potentielle Paretoverbesserungen zu identifizieren. Erlaubt der Stand der Technik mehrere Maßnahmen zu implementieren, die unterschiedlich weitgehende Belastungsverminderungen bewirken, und wird für jede dieser Maßnahmen eine Nutzen-Kosten-Analyse durchgeführt, so kann nicht nur für jede einzelne Maßnahme festgestellt werden, ob sie eine Verbesserung der Allokation gegenüber dem status quo darstellt, sondern es ist auch möglich, die Maßnahme mit dem höchsten Nutzen-Kosten-Verhältnis zu identifizieren. 2.4 Die Bedeutung der Nutzenmessung aus politisch-ökonomischer Perspektive Neben den rein ökonomischen Motiven sprechen weitere Gründe dafür, Nutzen, die aus einer Verminderung von Umweltbelastungen bzw. Risiken resultieren, quantitativ abzuschätzen. Soll eine spezifische Belastung durch eine direkte staatliche Maßnahme (und nicht durch die indirekte Wirkung pretialer Steuerung) vermindert werden, so müßte eigentlich für größere Projekte schon aus juristischen Gründen eine Nutzenabschätzung erfolgen, da der Gesetzgeber in der Bundesrepublik Deutschland fordert, daß für 35 Einen ersten Überblick über die Nutzen-Kosten-Analyse gibt Andel (1977). Ausführlichere Abhandlungen bieten beispielsweise Mishan (1982) oder Hanusch (1987). 27 ''geeignete Maßnahmen von erheblicher finanzieller Bedeutung"36 NutzenKosten-U ntersuchungen durchgeführt werden sollen. Die gesetzliche Vorschrift eröffnet jedoch einen weiten Interpretationsspielraum, welche Maßnahmen zum einen für die Nutzen-Kosten-Analyse ''geeignet" und zum anderen von "erheblicher finanzieller Bedeutung" sind. Es überrascht daher kaum, daß Nutzen-Kosten-Analysen im allgemeinen37, sowie im Umweltbereich38 im besonderen bislang wenig eingesetzt worden sind. Hieraus ergeben sich vielfältige Probleme. So haben die Überlegungen in Abschnitt 2.2 gezeigt, daß die Entscheidungsträger immer eine implizite Bewertung umweltverbessernder bzw. risikovermindernder Maßnahmen vornehmen, und zwar sogar in jenen Fällen, in denen sie die entsprechenden Maßnahmen nicht einmal näher diskutieren. Damit Planungsund Entscheidungsprozesse dem Rationalitätskriterium genügen, sollte diese implizite Bewertung offengelegt werden, da nur so Bewertungsmaßstäbe und Informationsgrundlagen intersubjektiv überprüfbar sind.39 Bei einer solchen expliziten Bewertung werden die Entscheidungsträger möglicherweise von sich aus den Rat der Ökonomen suchen und wissen wollen, welchen Wert die Bürger einer umweltverbessernden bzw. risikovermindernden Maßnahme beimessen. Das Motiv hierfür kann darin liegen, daß sie sich dem Allgemeinwohl verpflichtet fühlen und deshalb die Präferenzen der Bürger als wichtigen Maßstab für ihre Entscheidung ansehen. Diese Sichtweise entspricht der traditionellen und normativen Theorie der Finanzwissenschaft bzw. der Wirtschaftspolitik, deren deskriptiver Gehalt allerdings in jüngerer Zeit immer stärker bezweifelt worden ist. So wird aus 36 Vgl. hierzu §6 Abs.2 Gesetz über die Grundsätze des Haushaltsrechts des Bundes und der Länder sowie §7 Bundeshaushaltsordnung. 37 Vgl. hierzu die Einschätzung bei Andel (1983) S.101. 38 Vgl. hierzu das Resümee von Pflügner (1988) S.354. 39 Vgl. hierzu Streit (1982) S.4 ff. Ausführlichere Darstellungen des Rationalitätsbegriffs finden sich beispielsweise in Gäfgen (1974), Mishan (1982a) oder Wille (1985). 28 politisch-ökonomischer Perspektive vermutet, daß die Entscheidungsträger - wie andere Bürger auch -primär eher am Eigennutz denn am Gemeinwohl interessiert sind.40 Doch auch in diesem Fall können Informationen über die Präferenzen der Bürger für die Entscheidungsträger von hohem Wert sein, da Politiker der Wiederwahlrestriktion unterliegen. Kennen sie die Präferenzen der Bürger und realisieren entsprechende Programme, so können sie sich bei Wahlen gegenüber ihren Konkurrenten besser durchsetzen. Natürlich werden diese ebenfalls versuchen, ihre Programme auf die Wünsche der Bürger abzustellen, so daß dadurch der politische Wettbewerb intensiviert und der diskretionäre Spielraum der entscheidungsbefugten Politiker, innerhalb dessen sie "ungestraft" von den Wünschen der Bürger abweichen können, verkleinert wird. Verfahren, mit deren Hilfe der monetäre Wert einer umweltverbessernden Maßnahme erfaßt werden kann, bewegen somit die Politiker, den entsprechenden Bürgerpräferenzen stärker Rechnung zu tragen.41 Solange solche Nutzenabschätzungen nicht vorliegen, werden nicht nur die Bürgerpräferenzen grundsätzlich weniger berücksichtigt, sondern es ist auch zu befürchten, daß Ausmaß und Anzahl der tatsächlich realisierten umweltverbessernden bzw. risikosenkenden Maßnahmen systematisch zu gering ausfallen. Betrachtet man den Allokationsprozeß des Budgets öffentlicher Entscheidungsträger näher, so ist zu vermuten, daß Projekte, für deren Nutzen nicht einmal grobe Schätzungen vorliegen, schlechte Realisierungschancen haben. Die Befürworter alternativer Projekte, deren Nutzen klarer auf der Hand liegen, werden sowohl den Nutzenüberschuß ihrer Projekte als auch die Kosten der Belastungsverminderung betonen, ohne daß die Befürworter der 40 Vgl. hierzu beispielsweise die Darstellung in Frey (1981) S.253 ff. 41 Vgl. hierzu Pommerehne (1987) S.253, der hierin die praktische Bedeutung dieser Verfahren sieht. 29 Umweltqualitätsverbesserung die oft hohen Kosten mit entsprechenden Nutzenabschätzungen relativieren können. Dies gilt sowohl für die Entscheidungen über die Allokation der finanziellen Ressourcen innerhalb der Umweltministerien als auch insbesondere für die Ressourcenaufteilung zwischen den Ressorts. Berücksichtigt man, daß jeder Ressortchef bemüht ist, den Anteil seines Hauses am Gesamtbudget konstant zu halten, da ein geringerer Budgetanteil mit Machtund Prestigeverlust assoziiert wird, und zieht man weiter in Betracht, daß gleichzeitig die Zuwachsraten öffentlicher Gesamthaushalte in den letzten Jahren ein eher bescheidenes Maß angenommen haben, so dürften die überwiegend erst in den achtziger Jahren entstandenen Umweltministerien zwangsläufig gewisse Probleme bekommen, eine ihren ständig wachsenden Aufgaben und Anforderungen angemessene Mittelausstattung zu erhalten. Ähnliche Konsequenzen sind auch bei pretialen Steuerungsversuchen zu erwarten. Werden solche Maßnahmen diskutiert, so treten automatisch die Kosten, welche den Produzenten im Falle ihrer Realisierung entstehen, in den Vordergrund und können leicht als überzogen und wirtschaftlich nicht tragbar erachtet werden. Als Konsequenz hieraus kann die Verminderung der Umweltbeeinträchtigung zu gering ausfallen.42 Diese Gefahr ist umso höher zu bewerten, als die Interessen der Umweltverschmutzer aus den oben erwähnten Gründen deutlich leichter zu organisieren sind als jene der Umweltschützer. Die Produzenteninteressen dürften bei entsprechend ausgerichteten Lobbyaktivitäten somit ein Übergewicht haben. Damit liegen eine Reihe von Anhaltspunkten für die Vermutung vor, daß die Verminderungen von Umweltbelastungen ohne Nutzenabschätzungen tendenziell zu niedrig ausfallen. Die Ermittlung des Nutzens Umweltrisiken vermindernder Maßnahmen kann dem entgegenwirken. Ihre eigentliche 42 Bonus (1980) S.60 spricht in diesem Zusammenhang sogar von einem Gefangenendilemma. 30 Bedeutung besteht jedoch nicht darin, grundsätzlich mehr Umweltschutz zu ermöglichen, sondern -wie bereits betont -die Politiker zu einer stärkeren Berücksichtigung der Bürgerpräferenzen zu bewegen. 3 Der Nutzen einer risikovermindernden Maßnahme in einem wohlfahrtstheoretischen Modell 31 In diesem Kapitel wird das formale Gerüst dargestellt, in dem die Bewertung einer risikoreduzierenden Maßnahme abgebildet werden kann. Dazu wird in Abschnitt 3.1 der grundlegende Gedanke der Nutzenmessung öffentlicher Güter oder Projekte skizziert und in Abschnitt 3.2 der formale Rahmen entwickelt, in dem quantitative Veränderungen eines öffentlichen (Umwelt-) Übels unter Sicherheit bewertet werden können. Auf diesen Überlegungen aufbauend wird in Abschnitt 3.3 modelliert, wie Individuen die Verminderung eines Mortalitätsrisikos bewerten. Neben der Ableitung des entsprechenden Nutzenmaßes wird insbesondere die Frage geprüft, wie dieses Nutzenmaß auf eine Änderung der Risikohöhe und des verfügbaren Einkommens reagiert. Gelingt es, hierfür eindeutige Ergebnisse abzuleiten, so können die entsprechenden Hypothesen im weiteren Verlauf der Arbeit empirisch getestet und somit die Validität des benutzten Ansatzes zur Erfassung der Wertschätzung einer risikovermindernden Maßnahme überprüft werden. 3.1 Die Grundidee Soll der Nutzen einer öffentlichen Maßnahme im Rahmen der Wohlfahrtstheorie bewertet werden, so geschieht dies - wie in Kapitel 2 erörtert -auf Basis der individuellen Präferenzen. Ausgangspunkt zur Erfassung der entsprechenden Wohlfahrtseffekte stellt somit das Nutzenniveau der betroffenen Individuen dar. Verändert ein öffentliches Projekt dieses Nutenzniveau, so können aus einem Vergleich zwischen dem neuen Nutzenniveau nach Projektrealisierung und dem alten Rückschlüsse auf den Nutzen der Maßnahme gezogen werden. Für einen solchen Vergleich stehen zwei Referenzpunkte zur Verfügung: das Nutzenniveau vor Projektrealisierung sowie dasjenige, welches das Individuum nach Projektrealisierung erreichen kann. 32 Geht man davon aus, daß das Individuum einen Anspruch auf das Nutzenniveau im status quo hat, so ist es sinnvoll, das Nutzenniveau vor Projektrealisierung als Referenzniveau zu benutzen. Der mit dem Projekt verbundene Nutzengewinn (bzw. -verlust) entspricht dann jenem Betrag, den man dem Individuum nehmen kann (bzw. geben muß), so daß es sich nach Projektrealisierung auf dem gleichen Nutzenniveau befindet wie zuvor. Dieser Betrag wird als Kompensationssurplus bezeichnet.1 Hat das Individuum dagegen einen Anspruch auf das Nutzenniveau nach Projektrealisierung, so sollte dieses als Referenzniveau herangezogen werden. Der Nutzengewinn (-verlust) des Projekts entspricht in diesem Fall jenem Betrag, den man dem Individuum geben muß (bzw. nehmen kann), damit es sich ohne Projektrealisierung auf dem gleichen Nutzenniveau befindet, das es bei Realisierung des Projekts erreicht hätte. Dieser Betrag wird als Äquivalenzsurplus bezeichnet. Entgegen der Wortanalogie bezieht sich der Ausdruck "Surplus" in beiden Fällen nicht auf den mit dem Projekt erzielbaren Rentengewinn - wie dies bei dem Konzept der Konsumentenrente (consumer surplus) von Marshall (1920) der Fall ist -, sondern beschreibt die Restriktion, das mittels Projekt bereitgestellte Niveau des öffentlichen Gutes zu konsumieren. Besteht eine solche Restriktion nicht, etwa weil das betreffende Gut handelbar ist 2, so wird das Individuum seine Konsumnachfrage nach diesem Gut entsprechend sei1 Vgl. hierzu Hicks (1941) oder Ng (1983) S.87 ff. sowie speziell in bezug auf öffentliche Güter Randall und Stoll (1980) S.449 ff. 2 Eine andere Möglichkeit besteht darin, daß das öffentliches Projekt nur insofern den Nutzen des Individuums tangiert, als es den Preis eines privaten Gutes verringert. Fast alle Darstellungen der Wohlfahrtsmaße stützen sich auf diesen Fall, so z.B. Das~uta und Pearce (1972) S.44 ff., Mishan (1982) S.31 ff., Ng (1983) S.84 ff., Hesse (1980) S.364 ff., Hanusch (1987) S.22 ff. und Pflügner (1988) S.75 ff. Gerade bei der letzgenannten Untersuchung ist dies um so unverständlicher, als sie eine Analyse des ökonomischen Wertes von Wasser und Luft zum Gegenstand hat. Bei diesen Gütern sind aber direkte Nutzeneffekte quantitativ erheblich bedeutender als indirekte Nutzeneffekte, die sich über Preisänderungen bei privaten Gütern ergeben. Die Nutzenmessung der direkten Effekte muß für unteilbare bzw. nicht handelbare Güter jedoch auf Basis der Surplusmaße erfolgen. 33 nen individuellen Präferenzen optimieren. In diesem Fall wird der Nutzen durch die Variationsmaße beschrieben. Figur 3.1: Wohlfahrtsmaße für eine Erhöhung der bereitgestellten Menge eines öffentlichen Gutes X X o Ai,,, i oi X , ------------------------j-------------------------------, R o R' U' u 0 R In Figur 3.1 ist die Konstruktion der Surplusmaße graphisch dargestellt. Auf der Ordinate ist ein repräsentatives Konsumgut X und auf der Abszisse das öffentliche Gut R abgetragen. In der Ausgangssituation konsumiert das Individuum die Mengen X O und R 0und erreicht somit das Nutzenniveau U O im Punkt A. Zu bewerten ist nun eine Veränderung der bereitgestellten Menge des öffentlichen Gutes von R O auf R 1 • Offensichtlich könnte das Individuum nach Projektrealisierung das Nutzenniveau U I mit X O und R I erreichen. Das Kompensationssurplus ist nun gerade jener Betrag an X, der dem Individuum weggenommen werden kann, so daß es bei Realisierung von R I nach wie vor auf dem Nutzenniveau U O verbleibt. Dieser Betrag entspricht gerade ( X O -X 2) oder der Strecke ( R I C -R I D ). Er wird im weiteren auch als 34 maximale Zahlungsbereitschaft (MZB) bezeichnet. Das Äquivalenzsurplus ist dagegen jener Betrag, mit dem das Individuum ohne Projektrealisierung, das heißt bei R ~ das Nutzenniveau U I erreichen kann. Er beträgt ( X 1 -X O) oder ( R OB -R O A ). Dieser Betrag beschreibt die minimale Kompensationsforderung (MKF) des Individuums. Offensichtlich sind die beiden Maße nicht identisch; das Äquivalenzsurplus ist größer als das Kompensationssurplus. Dieses Ergebnis gilt allerdings nur, falls -wie in Figur 3.1 unterstellt -die Einkommenselastizität der Zahlungsbereitschaft3 größer Null ist. Ist die Einkommenselastizität kleiner Null, so übersteigt das Kompensationssurplus das Äquivalenzsurplus; ist sie gleich Null, so fallen beide Maße zusammen. Im folgenden wird diese Konzeption nun formalisiert. 3.2 Bewertung eines öffentlichen Übels unter Sicherheit In diesem Abschnitt wird ein theoretisches Modell entwickelt, das die Wertschätzung eines Individuums für ein verändertes Bereitstellungsniveau eines öffentlichen Gutes abbildet. Im Gegensatz zum vorangegangenen Abschnitt wird das öffentliche Gut R nun als Umweltbeeinträchtigung bzw. öffentliches Übel interpretiert. Dabei wird zunächst angenommen, daß das betrachtete Individuum über keinerlei Aktivitäten verfügt, mit deren Hilfe es die Auswirkungen des Übels zu mindern versuchen kann (Abschnitt 3.2.1). Anschließend wird eine solche Aktivität in das Modell integriert (Abschnitt 3.2.2) und verdeutlicht, daß das Wohlfahrtsmaß für eine exogene Verminderung und seine komparativ-statischen Eigenschaften auch davon abhängen, ob dem Individuum eine solche Abwehraktivität zur Verfügung steht. 3 Diese Elastizität gibt an, wie sich die Zahlungsbereitschaft für eine bestimmte Menge von R bei einer Variation des Einkommens verändert. Für eine formale Definition siehe Randall und Stoll (1980) S.452. 41 Es wird also die Abwehraktivität s solange variieren, bis der Grenznutzenentgang durch die letzte ins investierte Mark gleich dem Grenznutzenzuwachs durch die Abwehr der Auswirkungen von Rist. Weiterhin wird angenommen, daß diese notwendige Bedingung für ein Nutzenmaximum auch hinreichend und damit die Bedingung zweiter Ordnung für das Vorliegen eines Nutzenmaximums erfüllt sei. (3.22) Bei der komparativ-statischen Untersuchung von Kompensationszahlungen ist nun zu berücksichtigen, daß das optimale Niveau von s sowohl von dem Niveau des öffentlichen Übels R als auch von den erhaltenen oder geleisteten Kompensationszahlungen C beeinflußt wird. Diese Anpassungsvorgänge können durch totale Differentiation von ( 3 . 2 1 ) erfaßt werden. Dabei ergibt sich (3.23) und (3.24) • GsU VG - lj VV Sc=---,0,--- Beide Ausdrücke sind nicht signierbar, das heißt die Individuen können auf eine Erhöhung des exogenen Risikoniveaus oder der Kompensationszahlungen sowohl mit zuals auch mit abnehmenden privaten Abwehraktivitäten reagieren. Die komparativ-statischen Eigenschaften der Kompensationszahlung lassen sich nun durch totale Differentiation von ( 3 . 1 3) unter Berücksichtigung von (3 .23) sowie(3. 24) und unter der AnnahmedY = 0 ableiten. Dabei ergibt sich zunächst 42 (3.25) 0 = dU =(-U v + U GG.)(s~dR + s~dC) Nach Substitution von (3 .23) sowie (3 .24) in (3 .25) erhält man für das Kompensationsmaß / { G s G u V u VG -G s u G u vv + G s u G u VG Dieser Ausdruck erscheint zunächst unbestimmbar. Durch Einsetzen der Optimalbedingung ( 3 . 2 1 ) kann der Ausdruck aber wesentlich vereinfacht werden zu (3.27) öR G. Dieser Ausdruck ist -wie bei dem Modell ohne private Abwehraktivitäten - eindeutig negativ, was bedeutet, daß das Individuum bei einer marginalen Zunahme des öffentlichen Übels einen positiven Kompensationsbetrag fordert, bzw. bei marginal abnehmendem Niveau des Übels eine positive Zahlungsbereitschaft hat. Die Kompensationsforderung, bei der ein Anstieg des Umweltübels um eine Einheit gerade noch hingenommen wird, entspricht dabei gerade dem Verhältnis der Grenzproduktivitäten von Runds. Da G s (gemäß ( 3 . 21 ) ) gerade dem Quotienten aus U" und U G entspricht, gleicht die marginale Kompensationsforderung (3. 27) dem Verhältnis zwischen 43 dem Grenznutzenverlust, der mit der Verschlechterung des Umweltniveaus einhergeht, und dem Grenznutzengewinn, der sich durch die Erhöhung des verfügbaren Einkommens ergibt. Da in ( 3. 1 9) G •• > o angenommen wurde, ist der Kompensationsbetrag bestenfalls auf den ersten Blick von der Nutzenfunktion unabhängig.9 Tatsächlich kann er aber nicht allein aus dem produktionstechnischen Zusammenhang zwischen G , s und R bestimmt werden, weil zur Quantifizierung von G s das nutzenmaximierende Nachfrageniveau s bekannt sein muß. Dieses hängt aber wiederum von der Nutzenfunktion ab. Schließlich wird auch deutlich, daß die Wertschätzung einer Veränderung von R nicht durch die darauf folgende Veränderung der Abwehrausgaben s; erfaßt werden kann. Da die Veränderung der Abwehrausgaben wie oben erläutert sowohl in positiver wie negativer Richtung erfolgen und betragsmäßig größer oder kleiner als das Kompensationsmaß sein kann, ist auch ihre Interpretation als Untergrenze der Wertschätzung nicht zu rechtfertigen. (3 .28) gibt die Änderung der marginalen Kompensationszahlung bei variierendem R an: Setzt man (3.23), (3.24) und (3.27) ein, so erhält man nach einigen Umformungen: 9 Die Unabhängigkeit der Wertschätzung von der Nutzenfunktion ist eines der zentralen Ergebnisse des Modells von Courant und Porter (1981) S.325. Sie läßt sich aber nur mit ihrer kritischen -und im Rahmen des vorliegenden Modells nicht verwendeten -Annahme einer linearen Abwehrtechnologie, das heißt G •• = O , aufrecht erhalten. 44 (U vv2G,U vc + U ccG!) Der Nenner ist eindeutig positiv (wegen (3 .18) und (3 .22) ). Der erste Multiplikand im Zähler ist genau dann größer Null, falls G ( s , R ) quasikonvex ist.10 Ist G ( s , R ) nicht nur quasikonvex, sondern konvex, so ist dies auch eine hinreichende Bedingung dafür, daß der zweite Summand negativ ist. Damit ist der Gesamtausdruck signierbar, falls U vv -2 G. U vc + U cc G ~ < O. Da dieser Ausdruck nahezu ~ entspricht und ~ annahmegemäß negativ ist, wird der Ausdruck immer dann kleiner Null sein, falls I U c G •• 1 ziemlich klein ist.In diesem Fall ist ( 3 . 2 9) immernegativ, das heißt das Individuum verlangt für einen weiteren marginalen Anstieg einen immer größeren Kompensationsbetrag, bzw. seine marginale MZB nimmt für eine weitere Risikosenkung immer mehr ab. Es lassen sich also Bedingungen angeben, unter denen( 3 . 2 9) negativ ist. Im Gegensatz zum Modell ohne individuelle Abwehraktivitäten können diese Bedingungen jedoch nicht allgemein vorausgesetzt werden, so daß nicht a priori von einer steigenden marginalen Kompensationsforderung bei einem Anstieg der exogenen Belastung ausgegangen werden kann. Für den Einfluß des Einkommens auf die Kompensationszahlung ergibt sich schließlich 10 Eine hinreichende Bedingung für die Quasikonvexität von G ( s , R ) besteht in: [0 G, GR] 1 B 1 = G s G R G sR < 0 G R G,R G RR Der Wert der Determinante ist aber gerade der mit (-1) multiplizierte Ausdruck in der ersten Klammer, weshalb dieser Ausdruck bei Quasikonvexität von G ( s , R) positiv sein muß. 45 (3.30) sowie durch Substitution von ( 3 . 2 4) (3.31) Auch dieser Ausdruck kann nicht eindeutig signiert werden. Eine hinreichende Bedingung für die Zunahme der marginalen Kompensationsbeträge bei steigendem Einkommen besteht darin, daß U vc < O (dann ist die erste Klammer größer Null) und G sR > O ( dann ist die zweite Klammer und damit auch der Gesamtausdruck negativ). Von beidem kann jedoch a priori nicht ausgegangen werden. Insgesamt bleibt festzuhalten, daß die quantitative Dimension der Kompensationsbeträge im Modell mit Abwehraktivitäten durchaus verschieden sein kann von jener des Grundmodells, wie sich aus einer Gegenüberstellung von ( 3 . 9) und ( 3 . 2 7) , ( 3 . 1 O) und ( 3 . 2 9) sowie ( 3 . 1 1 ) und ( 3 . 3 1 ) ergibt. Anders ausgedrückt: Stehen solche Abwehraktivitäten zur Verfügung, so wird die Wertschätzung für eine (marginale) Variation des Niveaus des Übels auch vom gewählten Niveau der Abwehraktivitäten abhängen. Außerdem kann beim Modell mit Abwehraktivitäten im Unterschied zum Grundmodell keineswegs a priori von einem Anstieg der marginalen Kompensationsbeträge bei Variation der exogenen Belastung oder bei Variation des Einkommens ausgegangen werden. 3.3 Bewertung einer öffentlichen Risikoverminderung Im folgenden ist nun zu untersuchen, inwieweit diese Ergebnisse auf die Bewertung einer Veränderung des Mortalitätsrisikos im Rahmen eines Erwartungsnutzenmodells übertragbar sind. 46 3.3.1 Zur Modellierung des Mortalitätsrisikos Ein Individuum sieht sich einem Risiko gegenüber, wenn ex ante mehrere sich gegenseitig ausschließende Ereignisse oder Zustände möglich sind und das Individuum alle möglichen Ereignisse sowie die dazugehörigen Wahrscheinlichkeiten ihrer Realisation kennt. Solche Risiken werden als Prospekte oder Lotterien dargestellt. Ein Prospekt oder eine Lotterie A ist durch die möglichen n Ereignisse oder Zustände O; , ( i = 1 , ... , n) und die dazugehörigen Wahrscheinlichkeiten pi , ( i = 1 , ... , n) hinreichend beschrieben. Von Neumann und Morgenstern (1953, S.25 ff.) haben nun gezeigt, daß unter Gültigkeit bestimmter Axiome 11 ein Nutzenindex U ( O i) existiert, mit dessen Hilfe der Nutzen des Prospekts A , W ( A ) , als mathematischer Erwartungswert der Einzelnutzen der Ereignisse dargestellt werden kann. (3.32) n = L piU(Oi). ;-1 Dieser Nutzen wird im folgenden als Erwartungsnutzen E W ( A) bezeichnet. Im einfachsten Fall eines Risikos besteht der Prospekt A lediglich aus zwei Einkommen, V I und V 2 , die das Individuum realisieren kann, falls Zustand 1 oder 2 eintritt. Zustand 1 wird mit der Wahrscheinlichkeit p erwartet. Da hier nur zwei Zustände möglich sind, wird Zustand 2 mit der Wahrscheinlichkeit ( 1 - p) eintreten. Der erwartete Nutzen aus diesem Prospekt ist (3 .32) zufolge 11 Die Axiome verlan~en, daß über alle Ereignisse eine vollständige Präferenzordnung existiert, die dem Trans1tivitätsaxiom, dem Kontinuitätsoder Archimedes-Axiom und dem Unabhängigkeitsaxiom genügen. Vgl. zur Darstellung der Axiome beispielsweise von Neumann und Morgenstern (1953), S.266 ff. ~pd 618 ff., Savage (1972) S.73 ff. oder Fishbum (1974) S.36 ff. Einen nicht technischen Uberblick über die Axiome einschließlich ihrer empirischen Relevanz bietet Shoemaker (1982) S.531 ff. 47 (3.33) EW(A) = pU(V 1) + ( 1 - p)U(V 2 ). Für gegebenes p und gegebene Nutzenfunktion u ( V i), i = I , 2, hängt der Erwartungswert des Prospektes ausschließlich von V i ab. Dies impliziert, daß für jede ( p , V i) Kombination eine finanzielle Kompensation existiert, bei deren Zahlung das Individuum indifferent ist, ob Zustand 1 oder 2 eintritt. Finanzielle Risiken mögen so adäquat modelliert sein. Zur Darstellung des Mortalitätsrisikos muß der Ansatz jedoch noch modifiziert werden. Der wesentliche Unterschied zum finanziellen Risiko besteht darin, daß im Fall des Mortalitätsrisikos ein nicht ersetzbares Gut zur Disposition steht: das menschliche Leben. Für ein solches nicht ersetzbares Gut wird es in der Regel keinen endlichen Kompensationsbetrag geben, für den ein Individuum freiwillig den sicheren Verlust dieses Gutes in Kauf zu nehmen bereit ist. Der Nutzen des Zustandes hängt nicht nur von dem bei Eintritt des Zustandes erzielbaren Einkommen, sondern auch von dem Zustand selbst ab. Eine Mark Einkommen beim Zustand "Individuum lebt" muß als ein anderes Gut betrachtet werden -mit dem ein anderes Nutzenniveau erreicht werden kann - als eine Mark Einkommen bei dem Zustand "Individuum ist tot" (Cook und Graham 1977, S.142f.). Oder um es mit Arrow (1974,S.2) auszudrücken: "... the marginal utility of income will in general not only depend on the amount of income but also on the state of the individual or more generally on the state of the world. " Die zustandsunabhängige Formulierung in ( 3. 33) muß deshalb durch eine zustandsabhängige ersetzt werden.12 Im folgenden soll der Index a den Zustand "Individuum lebt" und der Index d den Zustand "Individuum ist tot" beschreiben. Letzterer trete mit der Wahrscheinlichkeit p ein, so daß das 12 Zur Theorie zustandsabhängiger Nutzenfunktionen vgl. Arrow ( 1964) und ( 1974 ), Luce und Krantz (1971), Cook und Graham (1977), Karni (1983) sowie Karni, Schmeidler und Vind (1983). 48 Individuum mit der Wahrscheinlichkeit ( 1 - p) am Leben bleibt. Geht man weiterhin davon aus, daß Einkommenstransfers vom einen Zustand in den anderen nicht möglich sind, das heißt V a = V d = v13, so ergibt sich der Erwartungsnutzen als (3.34) Der zweite Term in ( 3 . 3 4) mag manchem Leser als unsinnig erscheinen, schließlich kann ein totes Individuum wohl kaum Nutzen empfinden. Dieser Einwand übersieht jedoch die strikte ex ante Perspektive des Bewertungskonzepts. ( 3 . 3 4 )stellt den erwarteten Nutzen dar, bevor darüber entschieden ist, welcher Zustand tatsächlich eintriu.14 In dieser ex ante Situation wird ein Individuum aus dem Wissen, daß sein (Kapital-) Einkommen seinen Hinterbliebenen zur Verfügung stehen wird, durchaus einen Nutzen ziehen.15 Zweifellos wird jedoch der Nutzen des Individuums im Zustand des Lebens ex ante für jedes Einkommensniveau höher eingeschätzt als für den Zustand des Todes, das heißt 13 Die Gründe für diese Annahme werden in Abschnitt 3.3.3 diskutiert. 14 Die ex ante Perspektive wird in der Kosten-Nutzen-Analyse fast einhellig als die relevante Bewertungsperspektive angesehen. Vgl. hierzu Mishan (1971) S.105, Jones-Lee (1979) S.257, Buchanan und Faith (1979), Williams (1979) sowte M1shan (1981) S.326. Eine iegenteilige Position vertritt lediglich Broome (1978 und 1979). Die ex ante Perspektive wird deshalb als relevant erachtet, weil sie die Präferenzen der Betroffenen zu dem Zeitpunkt widerspiegelt, an dem noch Unsicherheit darüber herrscht, welcher Zustand realisiert wird. Dies entspricht der tatsächlichen Entscheidungssituation. Im Gegensatz dazu wird aus der ex post Perspektive jeder Zustand separat unter der Annahme, er trete tatsächlich ein, bewertet und anschließend mit der entsprechenden Eintrittswahrscheinlichkeit gewichtet, was offensichtlich der realen Entscheidungssituation zuwiderläuft. Im übrigen spiegelt die ex post Perspektive eine extrem risikoaverse Einstellung wider. Wird der sichere Verlust eines Menschenlebens unendlich hoch bewertet, so sind auf dieser Basis auch jene Projekte abzulehnen, bei denen sich ein solcher Verlust mit extrem kleiner Wahrscheinlichkeit ereignen kann (wie etwa der Bau eines Tunnels). Ein solch hoher Grad an Risikoaversion widerspricht jedoch dem beobachtbaren Verhalten der meisten Individuen und ist daher als Grundlage für soziale Entscheidungen nicht geeignet. Vgl. hierzu ausführlicher Römer (1989). 15 Im übrigen sind alle folgenden Ergebnisse auch unter der Annahme, daß der Nutzen (und Grenznutzen) im Zustand des Todes für jedes Einkommen bzw. Vermögen Null sei, herleitbar. 49 (3.35) Für beide zustandsabhängigen Nutzenfunktionen wird ein positiver Grenznutzen des verfügbaren Einkommens angenommen, (3.36) öU; . -=U' >O· öV V • i= a,d. Der Grenznutzen sei jedoch für jede Einheit V im Zustand des Lebens höher als im Zustand des Todes, (3.37) Weiterhin sei das Individuum risikoavers hinsichtlich seines Einkommens im Zustand des Lebens. Für den Zustand des Todes wird dagegen nur die schwächere Annahme getroffen, daß das Individuum seinen Erben keinen Zuwachs an finanziellem Risiko wünscht. Formal bedeutet dies (3.38) und (3.39) Mit diesem analytischen Rahmen können nun Veränderungen des Mortalitätsrisikos p in einem wohlfahrtstheoretischen Modell bewertet werden. Allerdings gilt dies nicht für das gesamte Intervall von p E [ O, l ] . Vielmehr ist, wie oben bereits erläutert, zu erwarten, daß ein Individuum nicht bereit sein wird, eine Risikoänderung, die das Todesrisiko zu einem (nahezu) sicheren Ereignis macht, gegen eine endliche Kompensationsforderung hinzunehmen. Formal bedeutet dies, daß die zustandsabhängige Nutzenfunktion im Einkommen beschränkt ist. Die im Mittelpunkt dieser Untersuchung 50 stehenden Mortalitätsrisiken durch Umweltbelastungen sind jedoch durch sehr kleine individuelle Sterbewahrscheinlichkeiten charakterisiert, so daß sich das Problem der Beschränkung in diesem Fall nicht stellt.16 3.3.2 Das wohlfahrtstheoretische Grundmodell Analog dem Vorgehen in Abschnitt 3.2.1 wird im folgenden eine Änderung des Risikos vom Ausgangsniveau p O auf p I untersucht, ohne daß dem Individuum Abwehraktivitäten zur Verfügung stehen.17 Die Veränderung des Ausgangsrisikos bedingt, daß sich das Erwartungsnutzenniveau des Individuums ändert. Wiederum wird der Geldbetrag gesucht, bei dem das Individuum nach einer Variation von p gerade indifferent zwischen der neuen Situation und der Ausgangssituation ist. Für das Kompensationssurplus C ergibt sich (3.40) (1p0 )Ua(Y)+ p0 Ud(Y) = ( 1 - p 1 )Ua(Y - C) + p I Ud(Y - C), wobei Y wie oben das verfügbare Einkommen in der Ausgangssituation darstellt. Um die komparativ-statischen Eigenschaften von C zu ermitteln, ist die rechte Seite von ( 3. 40) total zu differenzieren: (3.41) öC ud-ua öp (1-p)Uf;+put· 16 Aus diesem Grund wurde hier auch auf eine Formalisierung der Beschränkung verzichtet. Entsprechende Modelle finden sich jedoch in Jones-Lee (1974, 1989) oder Bergstrom (1982). 17 Ähnliche modelltheoretische Betrachtungen bieten Jones-Lee (1974 und 1989) sowie Weinstein, Shepard und Pliskin (1980). 57 (3 .53) , p 5 ( lj ~ - lj ~) + ( 1 - p) lj ~V + p lj ~V Sc= - _______ ß ______ _ Das Individuum reagiert eindeutig mit einer Verringerung der optimalen Nachfrage nach s, falls es (höhere) Kompensationszahlungen leistet.23 Dagegen hängt die Richtung, in die sich die optimale Nachfrage nach Abwehrausgaben bei einer Erhöhung des öffentlichen Risikoniveaus verändert, von der Kreuzableitung p sR ab. Nur für p sR ~ O wird das Individuum auf jeden Fall mit einer Nachfrageerhöhung nach s reagieren. Für p sR > O ist die Veränderung der Abwehrausgaben s bei einer Riskoerhöhung allgemein unbestimmt. Die Abwehrausgaben nehmen in diesem Fall nur dann zu, wenn 1 PsR(Ud - ua) I< PR(U~ - U~). Diese Ergebnisse mögen insofern überraschen, als es nicht möglich gewesen ist, die entsprechenden Ausdrücke ( 3 . 2 3) und ( 3 . 2 4) im Modell unter Sicherheit zu signieren, was insbesondere in der Unbestimmtheit der Kreuzableitung U vG begründet war. Da das Erwartungsnutzenmodell auf Grund des Unabhängigkeitsaxioms linear in den Wahrscheinlichkeiten ist, erscheint die entsprechende Kreuzableitung in diesem Fall nicht. Für das totale Differential von ( 3. 45) unter Berücksichtigung aller Anpassungsreaktionen ergibt sich (3.54) 0 = dEW =(p 5 (Ud - Ua)- ( 1 - p)U~ - pUi )(s~dC + s ~dR) + PR(Ud-Ua)dR-(( 1p)U~ + pui)dc, bzw. aufgelöst nach dem marginalen Kompensationsbetrag 23 Das entsprechende Resultat ergibt sich selbstredend bei einer Verringerung des Einkommens. 58 + ( lj d - lj a) ( - p R ( p s ( lj ~ - lj i) + p ss ( lj d - lj a) +( 1 - p)U~v + pUiv)) + PsR(Ud - Ua)((p.(Ud - ua)-( 1 - p)U~ - pU~)) l{p.(U~-ui)((lp)U~+ pUi) In obigem Ausdruck bilden die vier ersten Zeilen den Zähler und die drei unteren den Nenner. Die erste Zeile im Zähler ist negativ (aufgrund von (3. 48), (3. 37)und (3. 36 )), die beiden folgenden sind insgesamt negativ, da der erste Multiplikand negativ (wegen ( 3. 35) ), der zweite Multiplikand aber insgesamt positiv ist (wegen(3. 48),(3. 46 ), (3. 37), (3. 4 7), (3 .36) sowie (3. 38) und (3 .39)). Die vierte Zeile ist völlig unbestimmt; ein eindeutiges Ergebnis erscheint daher nur für p sR = O ableitbar. In diesem Fall ist der Zähleringesamtnegativ. Die fünfte Zeile (die erste des Nenners) ist negativ (wegen ( 3. 46), ( 3. 37 )und ( 3. 36 )), ebenso wie das Produkt in den beiden letzten Zeilen (aufgrund von (3. 36), (3. 46), (3. 38), (3. 39), (3 .37)und (3 .47) ). Setzt man die Optimalbedingung ( 3. 50) ein, so wird deutlich, daß sich fast alle Terme in Zähler und Nenner gegenseitig aufheben. Übrig bleibt (3.56) öC PR öR Ps Demnach ist die Kompensationsforderung für eine marginale Risikoerhöhung -wie im Fall der Bewertung eines öffentlichen Gutes unter Sicherheit 59 -gleich dem Verhältnis der Grenzproduktivitäten von Runds. Da in bezug auf die Veränderung der Grenzproduktivität des Faktors R lediglich angenommen wurde, daß R mindestens linear zunimmt, ist es möglich, daß der Zähler für verschiedene Risikoniveaus konstant ist. Die Grenzproduktivität von s hängt aber von der optimalen Nachfragemenge nach Abwehraktivitäten ab, die ihrerseits durch die modellexogenen Parameter der zustandsabhängigen Nutzenfunktion, dem verfügbaren Einkommen und dem öffentlichen Risikoniveau determiniert wird. Deshalb ist es auch in diesem Modell nicht möglich, den marginalen Kompensationsbetrag aus den produktionstechnischen zusammenhängen zu bestimmen. Da ( 3. 56) eindeutig negativ ist, wird der Haushalt wie gehabt für eine marginale Risikoerhöhung einen Kompensationsbetrag fordern, für eine marginale Risikosenkung weist er dagegen eine positive Zahlungsbereitschaft auf. Im übrigen ist es wie bei dem Modell unter Sicherheit nicht möglich, die Veränderung der Abwehrausgaben s ~ als Indikator für die Wertschätzung einer risikoreduzierenden Maßnahme zu verwenden, da (3 .52) betragsmäßig größer oder kleiner als ( 3. 56) sein kann.24 Im folgenden soll untersucht werden, wie sich die marginalen Kompensationszahlungen bei variierendem Risikoniveau verändern. Durch totales Differenzieren von ( 3. 56) erhält man zunächst ( • , tiC) ( • , 6C) d (6C) PRR+ PsR sR+Sci;ii PRPsR+ PRPss sR+Sci;ii (3.57) - - = -------- 2 • dR 6R Ps Ps und nach Substitution von (3 .52), (3 .53) und (3. 56) 24 Vgl. hierzu auch Berger et al. (1987) S.974, die in anderem modelltheoretischen Kontext das gleiche Ergebnis abgeleitet haben. 60 d ( bC) 1 d a 2 2 (3.58) dR bR = p;6. {(U -u )P.(PRRPssPsR) (2p.(U~ - ui) + ( 1 - p)U~v + pUiv)}. Dieses Ergebnis entspricht dem Resultat unter Sicherheit ( 3. 28). Auch hier kann nicht zwangsläufig von einer Zunahme der Kompensationsbeträge bei Veränderung des öffentlichen Risikoniveaus ausgegangen werden. Hinreichende Bedingung für eine Zunahme der marginalen Kompensationsforderung bei steigendem Risiko ist jedoch die Konvexität der Funktion p ( s , R) . Dann ist nämlich der zweite geklammerte Ausdruck im ersten Summanden größer Null, so daß dieser Summand insgesamt negativ ist (wegen ( 3. 46) und ( 3. 35) ). Die Eigenschaft der Konvexität ist hinreichend für die der Quasikonvexität. Die erste Klammer im zweiten Summanden muß deshalb positiv sein. Da der zweite Multiplikand in diesem hinteren Summanden auf jeden Fall negativ ist (aufgrund von (3 .46) , (3 .37) , (3 .38) und ( 3. 39) ), ist auch der zweite Summand und somit der Gesamtausdruck ( 3. 58) negativ. Es muß aber betont werden, daß die Konvexität von p ( s , R) und damit eine Zunahme der marginalen Kompensationsbeträge nicht zwangsläufig vorausgesetzt werden kann, so daß konstante oder abnehmende marginale Zahlungsbzw. Kompensationsbereitschaft bei sinkendem (steigendem) Risiko nicht grundsätzlich dem Erwartungsnutzenmodell widersprechen, falls den Individuen private Abwehraktivitäten zur Verfügung stehen. Abschließend soll die Reaktion des marginalen Kompensationsbetrages auf eine Veränderung des Einkommens abgeleitet werden. Dabei erhält man zunächst sowie nach Substitution von ( 3 . 5 3) (3. 60 ) .5!:._(öC)=PRPss-PsPsR dY öR p~-6. (Ps(uiu~)- ( 1 - p)U~v - pUiv ). 61 Der Term in der Klammer ist eindeutig positiv (wegen ( 3. 46) , ( 3. 37) , (3.38) und (3.39)). Der Nenner des ersten Terms ist eindeutig negativ (wegen ( 3. 5 l )). Hinreichende Bedingung für eine Zunahme der marginalen Kompensationsbeträge bei steigendem Einkommen ist deshalb p sR ~ O , da in diesem Fall der Zähler des ersten Terms positiv und mithin der Gesamtausdruck negativ ist. Vergleicht man nun die berechneten Wertschätzungen im Modell mit individuellen Abwehraktivitäten mit jenen des Grundmodells, so fällt auf, daß sie sich in ihrer quantitativen Dimension substantiell unterscheiden können, da die Wertschätzung im Modell mit Abwehraktivitäten unter anderem auch vom gewählten Einsatzniveau dieser Aktivitäten abhängt. Darüber hinaus führen die Modelle zu unterschiedlichen Prognosen hinsichtlich der Veränderung der marginalen Kompensationsbeträge bei Variation des Risikos oder des Einkommens: Während das Grundmodell eindeutig zunehmende Kompensationszahlungen für eine marginale Riskoverminderung bei steigendem Ausgangsrisko oder zunehmendem Einkommen prognostiziert, gilt diese Aussage im Modell mit Abwehrmaßnahmen nur unter der Konvexitätsannahme hinsichtlich p( s, R) sowie der Annahme p sR ~ O. Im folgenden wird nun der Einfluß von zwei weiteren Modellmodifikationen untersucht. 62 3.3.4 Modellerweiterung II: Durchschnittliche Nutzenfunktion mit Präferenzparameter Bislang wurde das Wohlfahrtsmaß basierend auf der Nutzenfunktion eines einzelnen Individuums betrachtet. Um Aussagen über die kollektive Wertschätzung einer öffentlichen Maßnahme treffen zu können, werden jedoch im Rahmen von Nutzen-Kosten-Analysen Wohlfahrtsmaße in bezug auf eine durchschnittliche Nutzenfunktion ermittelt. Diese hat zunächst die gleiche formale Struktur wie die in den vorangegangenen Abschnitten konstruierte individuelle Nutzenfunktion. Da es in der Bevölkerung jedoch zweifellos Bürger mit hohen und solche mit erheblich geringeren Sicherheitsbzw. Umweltpräferenzen gibt, wird im folgenden ein Präferenzparameter a in die Erwartungsnutzenfunktion eingebaut, der diesen Unterschieden Rechnung trägt. Für die Nutzenfunktion ergibt sich dann (3.61) EW =(1-p(a,s,R))Ua(Y-s-C) + p(a,s,R)Ud(Y-s-C), wobei Bürger mit hoher Sicherheitspräferenz den Eintritt des Risikofalls subjektiv wahrscheinlicher empfinden als jene Bürger, die ein niedrigeres Sicherheitsbedürfnis aufweisen, das heißt die erste Gruppe weist einen höheren Wert für a auf als die zweite. Anders ausgedrückt: je höher das individuelle Sicherheitsbedürfnis, umso höher wird ceteris paribus das individuelle Risikoempfinden sein. Also ist (3 .62) öp -=p >0. öa a Weiterhin wird angenommen, daß das individuelle Bedrohungsempfinden bei einem marginalen Anstieg des exogenen Risikos mit steigenden Umweltbzw. Sicherheitspräferenzen zunimmt, 63 (3.63) ~(öp)=p >O. öa öR Ra Schließlich wird unterstellt, daß die verschiedenen Umweltpräferenzen keinen Einfluß auf die (vermutete) Grenzproduktivität der privaten Risikoabwehrmaßnahme s haben25, mithin also gilt (3.64) ~(öp)=p =0. öa ös sa Prinzipiell gelten die im vorangegangenen Abschnitt abgeleiteten Resultate für die komparativ-statischen Eigenschaften der marginalen Kompensationsbeträge auch in diesem Modellrahmen. Insbesondere gilt nach wie vor ( 3. 56). Allerdings hängen die partiellen Ableitungen jetzt auch von a ab. (3.65) öC PR(a,s,R) -= öR p.(a,s,R) Um zu sehen, welchen Einfluß die Präferenzenvariable a auf den marginalen Kompensationsbetrag hat, muß ( 3. 65) nach dem Parameter a abgeleitet werden: (3.66) .5!:__(öC) = PRaPsPRPsa • da öR p; Da der zweite Term im Zähler gleich Null und der erste Ausdruck negativ ist, steigen die marginalen Kompensationszahlungen wie a priori erwartet mit zunehmender Stärke der Umweltpräferenzen. 25 Alternativ kann auch die weniger restriktive Annahme, die Individuen überschätzter die Grenzproduktivität der privater Abwehrmaßnahme s mit zunehmender Umweltpräferenz nicht, das heißt p sa :5 0, verwendet werden, ohne daß sich die folgenden Ergebnisse ;;-..la- 64 3.3.5 Modellerweiterung III: Aktivitäten zur Verminderung des kollektiven Risikos Im Rahmen der bisher modellierten Abwehraktivitäten konnte das Individuum das individuell relevante Risikoniveau beeinflussen, indem es ein privates Abwehrguts erwarb. Neben solchen privaten Aktivitäten ist jedoch bei vielen real existierenden Umweltrisiken zu beobachten, daß Individuen Anstrengungen unternehmen, um die öffentlichen Entscheidungsträger zu einer diskretionären Änderung (meist einer Senkung) des öffentlichen Risikoniveaus zu bewegen. Solche Anstrengungen bestehen beispielsweise in einer Beschwerde oder Petition, mit der Politiker oder Verwaltung zu entsprechenden risikoreduzierenden Handlungen aufgerufen werden oder aber in der Unterstützung einer Bürgerinitiative oder Partei, die sich für eine entsprechende Risikoverminderung einsetzt. Interessanterweise werden solche Aktivitäten unternommen, obwohl sie - im Erfolgsfall -ein öffentliches Gut bereitstellen.Wird der Petition stattgegeben, so ändert sich das relevante Risikoniveau nicht nur für jene Individuen, welche die Kosten der entsprechenden Aktivitäten auf sich genommen haben, sondern auch für alle anderen Betroffenen. Daneben unterscheiden sich derlei Aktivitäten von der oben modellierten privaten Abwehrmaßnahme aber auch dadurch, daß das für die Individuen relevante Risikoniveau nicht mit Sicherheit sinkt. Vielmehr wird sich jedes Individuum aus der ex ante Perspektive eine gewisse Erfolgswahrscheinlichkeit ausrechnen, mit der das Risiko vom Ausgangspunkt R um einen diskretionären Betrag auf R abnehmen wird. Diese Wahrscheinlichkeit wird im folgenden als ( 1 - q) bezeichnet. Entsprechend bleibt die Aktivität mit der Wahrscheinlichkeit q ohne Erfolg. Dabei ist die Erfolgswahrscheinlichkeit eine zunehmende Funktion des eigenen Ressourceneinsatzes r sowie des erwarteten Ressourceneinsatzes aller anderen r • : (3.67) q=q(r,r 0) 65 mit (3.68) bq -=q <0 br r sowie (3.69) bq -=- = q_, < 0. or· r r soll wiederum gerade so dimensioniert sein, daß eine Einheit eine Mark kostet. Damit stehen dem unsicheren Erfolg sichere, individuell zu tragende Kosten in Höhe von r Mark gegenüber. Das Individuum wird also die folgende Erwartungsnutzenfunktion hinsichtlich der Parameter r und s maximieren. (3.70) EW =(1p(s,(1-q(r,r•))R + q(r, r0 )R)Ua(Y - sr - C) +p(s,(1-q(r,r•))R + q(r' r·)R)Ud( y -s -r - C). Ein Vergleich dieser Erwartungsnutzenfunktion mit jener, die eine Situation beschreibt, in der ausschließlich eine individuelle Abwehraktivität möglich ist, das heißt mit ( 3. 45), macht deutlich, daß einerseits die Grundstruktur des individuellen Optimierungsproblems ähnlich ist, andererseits jedoch die Komplexität des Modells durch die Einführung einer zweiten, das Risiko unter Umständen vermindernden Aktivität deutlich zugenommen hat. Insbesondere erfordert die analytische Herleitung und Signierung des Kompensationsbetrages bei marginaler Variation des exogenen Risikos R eine Fülle von zusätzlichen Annahmen unter anderem über die Kreuzableitungen p sr, p -, , sr Pqr und p -• sowie den Einfluß von r• auf r (etwa im Rahmen eines qr Cournot-Nashoder eines Stackelbergmodells). Solche Annahmen können jedoch kaum aufgrund von Plausibilitätsüberlegungen getroffen werden. 66 Darüber hinaus ist zu vermuten, daß die algebraischen Ausdrücke der marginalen Kompensationsbeträge einen Grad an Komplexität erreichen, der eine Signierung selbst bei eindeutigen Annahmen hinsichtlich der gerade diskutierten Kreuzableitungen nicht gestattet. Folglich wird im Rahmen der vorliegenden Arbeit auf eine analytische Darstellung der komparativ-statischen Eigenschaften der marginalen Kompensationsbeträge für dieses erweiterte Modell verzichtet. Dennoch erlaubt ein Vergleich der Erwartungsnutzenfunktionen ( 3 . 45) und ( 3 . 7 O) den Schluß, daß die Höhe der Kompensationsbeträge unter anderem auch davon abhängt, ob dem Individuum zur Beeinflussung des relevanten Risikoniveaus p neben privaten noch weitere Abwehraktivitäten -mit mehr oder minder stark ausgeprägten Eigenschaften eines öffentlichen Gutes -zur Verfügung stehen und in welchem Ausmaß das Individuum sie nutzt. 73 In der Regel interessiert man sich für die Wertschätzung nicht marginaler Änderungen von E 1• Damit stellt sich die Frage, ob aus dem impliziten marginalen Preis ( 4 . 2) Aussagen über den Verlauf der N achfragefunktion für E I getroffen werden können. Ist der funktionale Zusammenhang in ( 4 . 2) linear, so ist der implizite Preis konstant und unabhängig vom Niveau der Luftverschmutzung. In diesem Fall ist die Nachfragefunktion nach EI nicht identifizierbar, das heißt ( 4. 2) kann lediglich als Grenznutzen für kleine Verbesserungen interpretiert werden. Rosen (1974) hat jedoch gezeigt, daß eine lineare hedonische Preisfunktion volle Arbitragemöglichkeiten der Konsumenten hinsichtlich aller Charakteristika der Häuser voraussetzt. Da diese Annahme aufgrund der Unteilbarkeiten auf dem Immobilienmarkt kaum erfüllt sein dürfte, sollte man wohl eher von nicht linearen Preisfunktionen ausgehen. In diesem Fall ist es in aller Regel möglich, die Nachfragefunktion für EI zu identifizieren, sofern die zugrundeliegende Nutzenfunktion der Individuen hinsichtlich des Gutes x und der damit verbundenen Charakteristika schwach separabel ist. 8 Inhaltlich verlangt diese Bedingung, daß keines der Charakteristika, abgesehen von ihrem Einfluß auf die Nachfrage nach Häusern, auch noch Auswirkungen auf die Nachfrage nach anderen Gütern hat. Dies ist eine recht starke Annahme, denn es ist durchaus denkbar, daß die Luftqualität auch Auswirkungen auf die Nachfrage zum Beispiel nach Naherholung oder nach Luftfiltern für Klimaanlagen hat. Sie ist jedoch unter technischen Aspekten sehr nützlich, da anderenfalls die Konsumniveaus all dieser Güter bei der Schätzung der Nachfragefunktion berücksichtigt werden müssen. Damit steigt die Komplexität des zu schätzenden Modells so, daß der Ansatz ökonometrisch nur noch schwer handhabbar ist. Das konkrete Vorgehen bei der Ableitung der Nachfragefunktion hängt nun von weiteren 8 Vgl. hierzu Freeman (1979a) S.70 ff. 74 Annahmen über die Nutzenfunktionen der Individuen und die Elastizität des Häuserangebotes ab. Es genügt hier darauf hinzuweisen, daß die Nachfragefunktion in aller Regel identifizierbar ist.9 Die Gesamtwertschätzung für eine nicht marginale Änderung von E I ergibt sich dann als Integral unter der entsprechenden Nachfragekurve. Mäler (1974) hat gezeigt, daß dieses Integral im allgemeinen Fall nicht berechenbar ist, weil bei der Integration unbekannte Terme auftauchen, die ihrerseits von E I und der Integrationskonstanten abhängen. Deshalb ist es notwendig, daß zusätzlich zur Komplementarität die Annahme der schwachen Komplementarität erfüllt ist, da nur in diesem Fall das Integral berechnet werden kann. Diese Bedingung erfordert, daß der Grenznutzen des Gutes E I Null ist, wenn die Nachfrage nach dem privaten Gut x gleich Null ist. Dazu muß ein endlicher Preis ß x existieren, für den x ( ß x , p , E 1, ••• E n , Y ) = O , wobei p der Vektor aller übrigen Preise ist. Figur 4.1.: Die Bedingung schwacher Komplementarität P. H P. x x X 9 Freeman ( 1979a) skizziert vier Fälle, in denen eine Identifizierung der Nachfragefunktion möglich ist: erstens bei kurzfristig fixem Angebot an Häusern, zweitens bei völlig preiselastischem Angebot an Häusern, drittens in einer Situation, in der sowohl An~ebot wie Nachfrage preisabhängig sind, und viertens in einer Situation, in der alle lndiVJduen die 75 Intuitiv kann man die Anforderung der schwachen Komplementarität wie folgt verdeutlichen.10 In Figur 4.1 stellt die Gerade AB die einkommenskompensierte Nachfragefunktion nach x dar. Beim Preis p x wird das Individuum die Menge x nachfragen. Dabei erhält es eine Konsumentenrente in Höhe der Fläche des Dreiecks AC D . Verringert sich nun das Niveau der Luftverschmutzung E 1 , so verschiebt sich die Nachfragekurve nach HF. Herrscht weiterhin der alte Preis p x , so verschiebt sich die nachgefragte Menge nach x von x auf x. Die Konsumentenrente ist in diesem Fall gleich der Fläche DG H. Die Zahlungsbereitschaft für diese Verbesserung von E 1 kann wie folgt in drei Schritten abgeleitet werden. Im ersten Schritt wird die Kompensationsforderung des Individuums für einen Preisanstieg von p x auf ß x erfaßt. Sie ist gleich der Fläche AC D. Im zweiten Schritt wird die Wertschätzung für die Änderung von E I bei p x berechnet. Sie ist an dieser Stelle auf Grund der schwachen Komplementaritätsannahme immer Null. Im dritten Schritt wird nun der Preisanstieg aus dem ersten Schritt wieder rückgängig gemacht. Die Zahlungsbereitschaft des Individuums für diese Preisreduktion ist gleich der Fläche des Dreiecks HG D. Der Nettoeffekt entspricht der schraffierten Fläche AHGC und stellt die Wertschätzung des Individuums für die Luftqualitätsverbesserung dar. Ohne die Annahme der schwachen Komplementarität kann dieser Nettoeffekt nicht ermittelt werden, da dann die Wertschätzung für die Änderung von EI im zweiten Schritt ungleich Null ist.11 Inhaltlich bedeutet die Annahme der schwachen Komplementarität, daß die Luftqualität für das Individuum nur dann nutzenrelevant ist, falls es das Gut x konsumiert. Anders formuliert: Der Luftqualität in Stadtteilen, in denen das Individuum nicht wohnt, mißt es auch keine Bedeutung zu. Im übrigen ist bei Verletzung der Annahme auch gleiche Nutzenfunktion und das gleiche Einkommen haben. 10 Die folgende Argumentation basiert weitgehend auf Mäler (1974) S.185 ff. 11 Ein analytischer Beweis zur Notwendigkeit der Annahme schwacher Komplementarität findet sich m Mäler (1974) S.186 ff. 76 die marginale Zahlungsbereitschaft für eine Luftqualitätsänderung in ( 4 . 2) verzerrt: Beeinflußt beispielsweise die Luftqualität im Gebiet des Arbeitsplatzes die Wohnortentscheidung, so kann ( 4 . 2) die marginale Bewertung unteroder überschätzen.12 Soll das Umweltgut E 1 einen Einfluß auf den Preis des privaten Gutes p x haben, so muß das Umweltgut von den Individuen wahrgenommen werden können. Sind die Individuen über das lokal variierende Niveau nicht hinreichend informiert, so können sich die Unterschiede auch nicht in Preisdifferentialen niederschlagen. Es überrascht deshalb nicht, daß der Ansatz bislang meist zur Bewertung jener Umweltzustände erfolgreich eingesetzt wurde, deren Qualitätsniveau direkt wahrnehmbar ist, also insbesondere zur Bewertung von Luft und Lärm.13 Als weitere Voraussetzung zur Anwendung des hedonischen Ansatzes müssen die Niveauunterschiede des zu bewertenden Umweltguts hinreichend ausgeprägt sein. Insbesondere ubiquitäre Umweltbeeinträchtigungen - wie etwa die Auswirkungen des sich vergrößernden Ozonlochs -können mit dem hedonischen Ansatz folglich nicht bewertet werden. Da der hedonische Ansatz an der beobachtbaren Marktnachfrage eines privaten Gutes ansetzt, können, wie bereits oben angedeutet, jene Wertkomponenten des Umweltgutes, die sich nicht auf dem Markt äußern, nicht erfaßt werden. Dies gilt insbesondere für Options-, Existenzund Vermächtniswerte von Umweltgütern. Je höher der Anteil dieser nicht nutzungsabhängigen Komponenten an der Gesamtwertschätzung des Umweltgutes ist, um so stärker wird die mittels hedonischem Ansatz erfaßte Wertschätzung den Gesamtnutzen unterschätzen. 12 Vgl. hierzu Mäler (1977) S.360. 13 Vgl. hierzu Abschnitt 4.2.2. 77 Weiterhin darf die Bewertung der Umweltqualität nicht nur vor einem Umzug erfolgen, sondern muß kontinuierlich stattfinden und bei Veränderung der Umweltqualität zu entsprechenden Umzugsreaktionen führen. Dies setzt vollständige Mobilität voraus, das heißt durch den Umzug dürfen weder Transaktionsoder Umwidmungskosten noch "sunk cost" in Form von aufzugebenden Nachbarschaftsbeziehungen verursacht werden. In der Realität wird diese Annahme nie erfüllt sein. Dennoch kann man davon ausgehen, daß die Bewohner großstädtischer Ballungsgebiete -zumindest in den Vereinigten Staaten -eine hinreichend hohe Mobilität haben, um die Anwendbarkeit des Ansatzes nicht grundsätzlich in Frage zu stellen. Schließlich können Verzögerungen in der Anpassung der Individuen an geänderte Preise oder geänderte Charakteristika die erfaßte Wertschätzung verzerren. Gleiches gilt für den Fall, daß der Preis des privaten Gutes auch Erwartungen über die zukünftige Veränderungen von Charakteristika reflektiert 14 oder etwa aufgrund monopolartiger Strukturen oder Regulierungvorschriften nicht als Gleichgewichtspreis interpretierbar ist. Gerade der letzte Punkt dürfte eine Anwendung des Ansatzes in der Bundesrepublik mit ihrem hochgradig regulierten Wohnungsmarkt erheblich erschweren, da in diesem Fall komplexe Ungleichgewichtsmodelle zur Marktbeschreibung erforderlich sind, deren Umfang die Umsetzung des theoretischen Modells in die Praxis erheblich kompliziert.15 Tatsächlich ist der hedonische Ansatz in der Bundesrepublik Deutschland erst zweimal angewendet worden. Borjans (1983) hat den Einfluß des durch den Kraftverkehr verursachten Lärms auf die Immobilienpreise untersucht. Dabei wurde für jeden Häusertyp (Reihenhaus, freistehendes Einfamilienhaus etc.) eine eigene hedonische Funktion geschätzt. Nur in einem Fall konnte ein statistisch signifikanter negativer 14 Vgl. hierzu Freeman (1979a) S.160 f. 15 Vgl. zur Modellierung von Ungleichgewichtszuständen für hedonische Märkte Polinsky und Shavell (1976), Anas und Eum (1984) und Follain und Jimmenez (1985) sowie zur Frage der Schätzbarkeit von Ungleichgewichtsmodellen Pommerehne (1987) S.68. 78 Einfluß des Lärmniveaus auf den Immobilienpreis festgestellt werden. Holm-Müller et al. (1991) versuchten den Wert einer Lärmverminderung an Hand von Mietpreisdifferentialen in vier deutschen Städten zu bestimmen, wobei für jede Stadt eine eigene hedonische Funktion geschätzt worden ist. Auch in diesem Fall können die Autoren nur für eine einzige Stadt einen statistisch signifikanten negativen Einfluß des Lärms auf den Mietpreis nachweisen.16 Die Ergebnisse beider Studien überraschen kaum, da in beiden Fällen der ungleichgewichtigen Situation des Wohnungsmarktes bei der Konstruktion des hedonischen Modells nicht Rechnung getragen wurde. Trotz der geschilderten Probleme stellt der hedonische Ansatz eine vielversprechende und auf der modernen Mikrotheorie basierende Methode zur Bewertung von Umweltgütern dar, die, wie der nächste Abschnitt zeigt, schon in einigen Fällen erfolgreich angewendet wurde. 4.2.2 Hauptanwendungsgebiete des hedonischen Ansatzes Der hedonische Ansatz ist bislang schwerpunktmäßig in drei Gebieten benutzt worden: erstens zur Bewertung von Maßnahmen zur Verbesserung der Luftgüte, zweitens zur Erfassung der Wertschätzung einer Flugoder Straßenlärmreduktion und drittens -im Rahmen sogenannter hedonischer Lohnstudien -zur Bewertung von Arbeitsplatzrisiken. In Tabelle 4.1 sind einige Studien wiedergegeben, in denen der Wert einer Luftqualitätverbesserung ermittelt wurde. Dabei fällt auf, daß verschiedene Indikatoren der Luftverschmutzung gewählt wurden, die allerdings untereinander meist hoch korreliert sind. Betrachtet man die Auswirkung einer einprozentigen Zunahme des Schwefelgehalts auf den Häuserpreis über die verschiedenen Studien hinweg, so erkennt man einen relativ homogenen wertmindernden Effekt von 0,06 bis 0,10% des Immobilienwertes, bezogen 16 Eine ausführliche Einschätzung dieser Studien findet sich in Römer und Pommerehne (1992) S.25 f. 79 auf einen durchschnittlichen Häuserpreis sowie ein mittleres Verschmutzungsniveau. Höhere Häuserpreise und Verschmutzungsniveaus implizieren ceteris paribus höhere prozentuale Wertverluste. Auch die Zunahme von Partikeln hat einen ähnlich homogenen Einfluß; der Immobilienwert sinkt zwischen 0,05 und 0,14%. Lediglich in jenen Fällen, in denen aus beiden Variablen ein gemeinsamer Indikator konstruiert wurde, schwankt die Wertminderung etwas stärker von 0,05 bis 0,6%. Insgesamt ist die Homogenität der Ergebnisse angesichts der oben diskutierten vielfältigen Probleme überraschend und spricht dafür, daß der Ansatz im Bereich der Luftqualität zu verläßlichen Ergebnissen führt. Tabelle 4.1: Der hedonische Ansatz zur Bewertung der Luftqualität; prozentuale Wertminderung der Häuserpreise bei einprozentiger Zunahme der LuflverschmutznngB) Land/Stadt Jahr Indikator für die prozentuale Luftverschmutzung Wertminderung bei 1%-Zunahme der Luftverschmutzung Kanada Toronto-Hamilton 1%1 Schwefelgehalt 0,10 Schweiz Zürich 1987 Partikelkonzentration 0,05-0,60 YereiniKte Staaten und Oxydverbindungen Los Angeles 1977/78 Partikelkonzentration 0,22 und Oxydverbindungen Washington 1970 Partikelkonzentration 0,05-0,12 1%7/68 Oxydverbindungen 0,01-0,02 Pittsburgh 1%9/70 Staubfall und 0,09-0,15 Schwefelgehalt Philadelphia 1%9 Partikelkonzentration 0,12 1960 Schwefelgehalt 0,10 Chicago 1964/67 Partikelkonzentration 0,20-0,50 und Schwefelgehalt St. Louis 1%3 Partikelkonzentration 0,12-0,14 1960 Schwefelgehalt 0,06-0,10 a) Die Luftverschmutzung wird durch den in Spalte 3 aufgeführten Indikator gemessen. Die Werte in Spalte 4 beziehen sich auf einen standardisierten Häuserpreis von ca. 28 000 $ (im Jahr 1970). Quelle: OECD (1989), S.31 und Pommerehne 1987. 80 In Tabelle 4.2 sind einige Anwendungen des hedonischen Ansatzes zur Bewertung des Straßenlärms zusammengefaßt. Auch in diesem Fall weisen die Ergebnisse eine plausible Struktur auf. Die größere Spannbreite der Bewertung (eine Straßenlärmzunahme um eine Einheit [1 Dezibel, dB] mindert den Immobilienwert zwischen 0,08 und 1,05%) erklärt sich leicht durch die unterschiedlichen Lärmausgangsniveaus. In den kleinen amerikanischen Tabelle 4.2: Der hedonische Ansatz zur Bewertung des Lärms; prozentuale Wertminderung der Häuserpreise bei einer Zunahme des Straßenlärms um 1 dßa) Land/Stadt Jahr prozentuale Wertminderung bei Zunahme des Straßenlärms um 1 dB ~ Toronto 1977 1,05 ~ Basel 1982 1,26 Zürich 1987 0,90 Neuchatei 1989 0,99 Vereiniite Staaten North-Springfield 1974/80 0,18-0,50 Spokane 1980 0,08 Tidewater 1980 0,14 Northern Virginia 1980 0,15 Northern King County 1977 0,30 Kingsgate 1980 0,48 Towson 1974/77 0,54 Chicago 1975 0,65 Washinirton 1978 0,88 a) Die Werte in Spalte 3 beziehen sich wiederum auf einen standardisierten Häuserpreis von ca. 28 000 $ (im Jahr 1970). Quelle: OECD (1989), Pommerehne (1987a) S.207 und Grosclaude, Soguel und Stritt (1991). Städten wie Spokane oder Tidewater dürfte das durchschnittliche Lärmniveau erheblich unter dem für Großstädte typischen Niveau liegen. Da die Ergebnisse sich auf den jeweiligen Durchschnittslärm beziehen, wirkt eine Lärmerhöhung dort als besonders störend und damit wertmindernd auf die Immobilien, wo das Ausgangsniveau bereits hoch ist. Dies gilt typischerweise 81 sowohl für Großstädte als auch für jene Städte, die aufgrund ihres historischen Alters über eine Infrastruktur verfügen, die dem gestiegenen Verkehrsaufkommen nicht mehr gewachsen ist. Somit erscheinen auch diese Ergebnisse durchaus plausibeJ.17 In einem dritten Anwendungsschwerpunkt des hedonischen Ansatzes wird versucht, den Wert einer Risikoreduktion am Arbeitsplatz und daraus abgeleitet den Wert des Lebens aus einer Analyse der Lohnstrukturen zwischen Beschäftigungsgruppen mit unterschiedlich hohem Mortalitätsrisiko zu erfassen.18 Dabei wird zunächst ein hedonischer Preis für marginale Risikoänderungen abgeleitet. Aus dieser Information kann der Wert eines statistischen Lebens ermittelt werden, obwohl kaum ein Arbeiter bereit sein wird, für eine beliebige aber endliche Lohnerhöhung einen Anstieg des Risikos zu akzeptieren, der so groß ist, daß er danach mit Sicherheit am Arbeitsplatz einen tödlichen Unfall erleidet. Für eine hinreichend große Gruppe ist nämlich der Wert eines statistischen Lebens, interpretiert als eine Änderung des Arbeitsplatzrisikos, welche die erwartete Zahl der Todesfälle genau um einen Fall vermindert, gleich den aggregierten individuellen Zahlungsbereitschaften bzw. hedonischen Preisen für die marginale individuelle Risikoverminderung.19 In Tabelle 4.3 sind die Ergebnisse einiger hedonischer Lohnstudien zusammengestellt. Dabei fällt auf, daß die Spannbreite der Resultate für den Wert eines statistischen Lebens von 0,43 Mio$ bis 14,86 Mio$ ein beträchtliches Ausmaß erreicht. In der Literatur finden sich nun Versuche, dieses Intervall zu verkleinern. So argumentieren Fisher, Chesnut und Violette (1989), daß die Ergebnisse jener Studien, die zu einer Wertschätzung von unter 1,6 Mio 17 Diese Folgerung wird auch durch eine Betrachtung hedonischer Studien zum Fluglärm gestützt, die ebenfalls konsistente Wertangaben aufweisen. Vgl. hierzu OECD (1989) S.30. 18 Vgl. hierzu auch die Überblicksaufsätze von Blomquist (1981) und Fisher, Chesnut und Violette (1989). 19 Vgl. hierzu auch Bergstrom (1982) S.7 und Jones-Lee (1989) S.43. 82 Tabelle 4.3: Hedoniscbe Lohnstudien zu Arbeitspl11tzrlsiken Studie Durcbschnitt0 Wert des Lcbensb) risilconiveaua R. Smith (1974) 1-1,5 8,34-14,6 Thaler und Rosen (1975) 11 0,43-0,86 R. Smith (1976) 1-1,5 3,53-3,83 Viscusi (1979) 1,2 4,02-5,10 Dillingham (1979) 1,7 0,37-1,18 Olson (1981) 1 7,85 Viscusi (1981) 1,04 5,30-6,87 Marin und Psacharopoulos (1982) -Arbeiter 2 2,65-3,04 -Angestellte 2 8,83 Arnauld und Nichols (1983) 11 0,71 Low und Mc Pheters (1983) 3,6 0,88 Lcigh und Folson (1984) 1,3-1,4 4,22-10,01 Gegax et.al. (1985) -Gewerkschaftsmitglied 8,2 1,86 -Arbeiter unter den Gewerkschaftsmitgliedem 10,1 1,57 Dillingham (1985) 1,4-8,3 2,06-5,69 Weiss, Maier und Gerking (1986) 2,46-4,10 Moore und Viscusi (1988) 0,79 5,1-6,48 Herzog und Schlottmann (1990) 0,04-8,5 5,18-14,86 a) bezogen auf jährliche Todesfälle pro 10 000 Arbeitnehmer in der Stichprobe. b) in Millionen $ in Preisen von 1985 (berechnet an Hand des statistischen Jahrbuchs 1990 für das Ausland (1990). Quelle: Weiss et al. (1986), Fisher et al. (1989), Herzog und Schlottmann (1990). $ gelangen, aus bestimmten Gründen systematisch nach unten verzerrt seien. Dies trifft immerhin auf 5 der 19 in Tabelle 4.3 aufgeführten Studien zu. All diese Studien überschätzen -Fisher, Chesnut und Violette (1989) zufolge - das berufsbedingte Risiko, weil sie die arbeitsplatzbedingten Todesfälle nicht direkt, sondern nur als Differenz aus den Todesfällen der Altersgruppe, die Versicherungen gemeldet werden, und den nach den Sterbetafeln zu erwartenden "natürlichen" Todesfällen erfassen. Tatsächlich werden aber einige der den Versicherungen gemeldeten Todesfällen nicht auf das Arbeitsplatzrisiko 89 der Deponie Crystal, die von der NPL als vergleichsweise gefährliche Deponie klassifiziert wurde, um 5400 $ zugenommen hat, während der Wert eines Hauses im Umfeld der Deponie Sol Lynn, die als deutlich weniger gefährlich eingestuft wurde, mit jeder zusätzlichen Meile Entfernung um 13 900 $ steigt (Kohlhase 1987, S.6). Baker (1987) hat die Immobilienpreisentwicklung in zwei Gemeinden im Bundesstaat New York untersucht, in denen jeweils eine Giftmülldeponie betrieben wird. Für Transaktionen, die vor 1979 getätigt wurden, ist der Koeffizient der Risikovariablen in beiden Fällen nicht statistisch signifikant. Für Besitzwechsel ab 1979 ist das Vorzeichen für beide Stichproben positiv und in einem Fall statistisch signifikant. Baker führt dies auf die erhöhte Risikowahrnehmung der Bürger nach der Love-Canal Affäre 1978 zurück.22 Auch bei dieser Studie ist aufgrund der geringen Stichprobengröße bei der Interpretation der Ergebnisse eine gewisse Vorsicht geboten. Als Zwischenergebnis kann festgehalten werden, daß unterschiedliche Grade an öffentlichen Risiken bislang nur unter besonderen Umständen meßbare Auswirkungen auf dem amerikanischen Immobilienmarkt verursacht haben. Zum einen muß den Marktteilnehmern das Risiko überhaupt bewußt sein. Dies scheint zwar kurzfristig insbesondere bei Informationspflicht - wie im Fall der Erdbebenrisiken -oder im Rahmen intensiver Medienkampagnen - wie etwa in Folge der Love-Canal Affäre oder der Diskussion um die gefährlichsten Deponien im Rahmen der National Priority List -der Fall zu sein, allerdings ist die Persistenz der Risikowahrnehmung nach einem Rückgang des Medieninteresses noch offen. Zum anderen darf das Risiko in dem betrachteten Bereich von den Bewohnern nicht wie im Fall der Nuklearrisiken als ubiquitär angesehen werden. 22 Über diese seit den vierziger Jahren betriebene Deponie berichtete die New York Times "82 different compounds, 11 of them suspected carcinogens have begun percolating upward through the soil, their drum containers rotting and Ieeching their contents into the backyards and basements of 100 homes and a public school built on the banks of the canal" (McNeil 1978, S.1); die Auswirkunien der Love-Canal Deponie auf das amerikanische Umweltbewußtsein diskutiert beispielsweise Sally (1990). 90 Selbst in jenen Fällen, in denen das öffentliche Risiko auf den Immobilienpreis einen entsprechend der Theorie zu eiwartenden wertmindernden Einfluß hat, scheint die Höhe des Risikos nicht hinreichend berücksichtigt zu werden, so daß das Ziel, die quantitative Wertschätzung einer risikoreduzierenden Maßnahme zu erfassen, letztlich auch in diesen Studien verfehlt wird. Die Aussichten, den Wert einer risikovermindernden Maßnahme mit Hilfe des hedonischen Ansatzes zu ermitteln, müssen somit als sehr gering eingeschätzt werden. Diese Folgerung bekommt noch zusätzliches Gewicht, wenn man bedenkt, daß mit einer Anwendung des hedonischen Ansatzes in der Bundesrepublik Deutschland wahrscheinlich noch andere Probleme verbunden sein dürften. Insbesondere müßte das hedonische Modell aufgrund der nicht wettbewerblichen Angebotsstruktur und der hohen Regulierungsintensität des gesamten Wohnungsmarktes als Ungleichgewichtsmodell geschätzt werden. Dabei wären die Effekte lokal unterschiedlicher Angebotsund Nachfragestrukturen sowie Regulierungspraktiken zu erklären und Gleichgewichtspreise der Objekte zu schätzen, die dann ihrerseits die Grundlage für die hedonische Schätzung bildeten. Vermutlich wäre mit einem solchen Vorgehen ein beachtlicher Fehler zweiter Ordnung verbunden, auf Grund dessen Effekte öffentlicher Risiken leicht untergehen können. 4.3 Der kontingente Bewertungsansatz In diesem Abschnitt soll überprüft werden, ob der KBA eher geeignet ist, den Nutzen einer Maßnahme, die ein öffentliches Risiko vermindert, zu erfassen. Dazu wird zunächst in Abschnitt 4.3.1 die Grundstruktur des Ansatzes dargestellt. In Abschnitt 4.3.2 werden sodann drei grundsätzliche Probleme des Ansatzes erörtert, nämlich inwieweit die damit gewonnenen Resultate durch strategisches Verhalten der Befragten, den hypothetischen Charakter der Befragung oder das sogenannte Einbettungsphänomen systematisch verzerrt 91 sein können. In Abschnitt 4.3.3 wird eine vergleichende Einschätzung einiger empirischer Ergebnisse vorgenommen.23 Anschließend wird in Abschnitt 4.3.4 zunächst ein kurzer Überblick über die Hauptanwendungsgebiete des KBA gegeben und dann über die Erfahrungen berichtet, die aus den wenigen Anwendungen des KBA im Bereich öffentlicher Risiken existieren. 4.3.1 Grundstruktur des KBA Das grundlegende Anliegen des KBA besteht darin, die Wertschätzung für eine Umweltbzw. Risikoveränderung abzuleiten. Die Bewertung erfolgt dabei auf der Basis individueller Präferenzen und wird im Rahmen einer strukturierten Befragung entweder in Form eines persönlichen Interviews oder als postalische Umfrage vorgenommen.24 Zunächst wird das zu bewertende Gut hinsichtlich seiner Quantität und, was häufig wichtiger ist, im Hinblick auf die Qualität im derzeitigen Zustand genau beschrieben. Sodann wird eine marktanaloge Situation geschaffen, indem den Befragten wohldefinierte Änderungen in der Qualität oder Quantität dieses Gutes "angeboten" werden. Handelt es sich bei der Veränderung der Umweltqualität um eine Verbesserung, so kann der Teilnehmer der Befragung entweder als "Käufer" auftreten und -ähnlich wie auf einer Auktion -seine maximale Zahlungsbereitschaft für diese Verbesserung bekanntgeben. Oder der Befragte wird in die Situation eines Verkäufers versetzt, so daß er seine minimale Kompensationsforderung nennen soll, die ihm zu gewähren ist, falls er auf die geplante Umweltverbesserung verzichten muß. Handelt es sich dagegen um eine Verschlechterung, so kann der Teilnehmer nach seiner MZB befragt werden, um diese zu verhindern, oder nach seiner MKF, bei der er den Eintritt der Verschlechterung gerade hinnimmt. MZB bzw. MKF entsprechen dabei sowohl im Fall einer Verbesserung wie in dem einer Verschlechterung der 23 Diese Abschnitte sind angelehnt an Römer (1991). 24 Aufgrund der Komplexität kontingenter Märkte kommen Telefoninterviews kaum in Betracht. 92 Umweltqualität genau den in Kapitel 3 dargestellten Wohlfahrtsmaßen. Beide unterscheiden sich in der Zuordnung der Eigentumsrechte an der zu bewertenden Änderung. Im Falle der MKF wird angenommen, daß das Recht beim Befragten liegt. Dagegen geht man bei der MZB davon aus, daß er sich dieses Recht erst erkaufen muß. Aus Gründen, die in Kapitel 5 noch zu erörtern sein werden, stellt die praktische Anwendung des KBA primär auf dieMZBab. Die bislang geschilderten Strukturelemente sind zentraler Bestandteil nahezu aller bislang durchgeführten Studien. Damit ist aber der kontingente Markt noch nicht hinreichend spezifiziert. Vielmehr ist es erforderlich, den Teilnehmern auch zu verdeutlichen, in welcher Form sie hypothetische Zahlungen zu leisten haben bzw. erhalten, also ob beispielsweise eine Steuererhöhung oder -entlastung, eine Benutzergebühr oder -entschädigung, ein Zubzw. Abschlag zur Stromrechnung oder Miete oder etwa eine sonstige Zahlung bzw. Gutschrift zu erwarten ist, falls die öffentliche Maßnahme durchgeführt wird. Die dabei eingesetzten Instrumente werden als Zahlungsinstrumente bezeichnet. Darüber hinaus muß den Befragten auch der Zusammenhang zwischen den von ihnen genannten Wertschätzungen und den anschließend auf sie zukommenden Beoder Entlastungen erklärt, also eine Zahlungsregel aufgestellt werden. Der einfachste Fall besteht darin, daß die Befragten den angegebenen Betrag in voller Höhe entrichten bzw. erhalten. Eine solche Vorgabe mag bei Verwendung von Zuschlägen auf oder Abschlägen von der Miete als Zahlungsinstrument glaubwürdig sein. Im Falle einer Benutzergebühr erscheint es dagegen erheblich realistischer, wenn alle Benutzer dieselbe Gebühr zu entrichten haben und diese, nach Abschluß der Befragung, aus der durchschnittlichen Wertschätzung aller Teilnehmer berechnet wird. Schließlich muß -insbesondere bei Projekten, von deren Nutzung einzelne Befragte nicht ausgeschlossen werden können, -den Teilnehmern der Einfluß ihrer geäußerten Wertschätzung auf die Realisierungschance des Vorhabens 93 verdeutlicht werden. Eine solche Implementierungsregel besteht etwa darin, hervorzuheben, daß das Projekt nur durchgeführt wird, wenn die Summe aller genannten Wertschätzungen die Kosten des Vorhabens deckt. 4.3.2 Grundsätzliche Probleme Der KBA ist zweifelsohne ein für Ökonomen unkonventionelles Instrument.25 Gewisse Zweifel an seiner grundsätzlichen Anwendbarkeit können dabei nicht überraschen. Diese kommen häufig in den Vorwürfen zum Ausdruck, daß Antworten entweder durch strategisches Verhalten der Teilnehmer oder durch den hypothetischen Charakter der Befragung systematisch verzerrt seien.26 Neben diesen schon seit längerem vorgebrachten Einwänden, wird in jüngster Zeit bemängelt, daß die Resultate des KBA willkürlich seien, da die erfragten Wertschätzungen davon abhingen, inwieweit das zu bewertende Gut in andere, umfassendere Güterbündel eingebettet sei. 4.3.2.1 Strategisches Verhalten Ökonomen unterstellen individuelle Rationalität als allgemeingültige Entscheidungsgrundlage. Diese Verhaltenshypothese legt nahe, daß die Individuen in Verfolgung ihres Eigeninteresses im Rahmen einer Befragung über den Wert einer Umweltverbesserung durchaus eine andere als ihre wahre Wertschätzung nennen, sich also bewußt strategisch verhalten. Können sie nämlich davon ausgehen, daß die erfragte MZB mit einem später aufgrund ihrer Antwort zu entrichtenden Betrag positiv verbunden ist, die Umweltverbesserung aber unabhängig von ihrer Nennung zustande kommt - etwa weil die Gebote der anderen Teilnehmer ausreichend sind oder die staatlichen 25 Nicht zuletzt deshalb werden im deutschsprachigen Wissenschaftsraum insbesondere in eher theoretisch-normativ orientierten Kreisen die kritischen Punkte des Ansatzes - nach Ansicht des Autors zu einseitig -betont. Vgl. hierzu beispielsweise Arnold (1980), S.393, Hanusch (1987), S.75 ff. sowie Recktenwald (1988) S.VI. 26 Vgl. hierzu beispielsweise Endres (1982) S.266 f., Cummings, Brookshire und Schulze (1986) S.21 ff. und S.49 ff. sowie Mitchell und Carson (1989) S.153 ff. 94 Entscheidungsträger das Projekt auf jeden Fall durchführen -so lohnt es sich, für das öffentliche Gut eine niedrigere als die wahre MZB zu nennen. Umgekehrt kann die wahre MZB für das betreffende öffentliche Gut bewußt übertrieben werden, wenn keine tatsächliche Zahlungsgefahr vermutet wird und die Wahrscheinlichkeit der Bereitstellung des entsprechenden Gutes durch eine hohe Nennung steigt. Schon Samuelson (1954, S.389) hat deshalb bezweifelt, daß der Nutzen öffentlicher Güter auf direkte Weise erfaßt werden könne, denn eine strategische Antwort eröffne jedem die Möglichkeit, einen Nutzengewinn zu erzielen. Erst in den siebziger Jahren begannen Ökonomen zu überprüfen, ob und in welchem Umfang sich Individuen tatsächlich strategisch verhalten. Die Grundstruktur der hierfür entwickelten Laborexperimente ist stets die gleiche: allen Probanden wird ein Gut zum Erwerb angeboten und ihre MZB hierfür erfragt. Die Probanden werden dabei in verschiedene Gruppen eingeteilt, denen jeweils andere Zahlungsmodalitäten in Aussicht gestellt werden. Hierbei werden einer Gruppe bewußt Anreize zum Übertreiben der MZB gegeben, etwa indem diesen Befragten mitgeteilt wird, daß die Höhe der genannten MZB zwar die Wahrscheinlichkeit, daß sie das Gut tatsächlich erhalten, positiv beeinflußt, die genannten Beträge jedoch auf keinen Fall zu entrichten sind. Den Probanden einer anderen Gruppe werden dagegen Anreize zum Untertreiben der MZB vermittelt, etwa indem in Aussicht gestellt wird, daß ihnen die genannte MZB tatsächlich abverlangt wird. Der Hypothese strategischen Verhaltens zufolge müßten die durchschnittlichen MZB dieser Gruppen signifikant voneinander abweichen. Bohm (1972) konnte diese Hypothese in seinem Pionierexperiment nicht bestätigen. Die durchschnittlichen Zahlungsbereitschaften von fünf Gruppen, denen jeweils unterschiedliche Zahlungsmodalitäten unterbreitet wurden, sind alle von Null verschieden, weisen jedoch keine statistisch signifikanten Unterschiede auf. Die Hypothese strategischen Verhaltens ist damit nicht bestätigt worden. Lediglich die MZB einer sechsten Gruppe, für die keine 95 Spezifizierung von Zahlungsregeln vorgenommen wurde, lag statistisch signifikant über den Zahlungsbereitschaften aller anderen Gruppen. Ein solches unstrukturiertes und offenes Szenario hat jedoch mit einem hoch strukturierten kontingenten Markt kaum etwas gemein. Der signifikante Unterschied der MZB zu jener aller anderen Gruppen spricht allenfalls dafür, daß Antworten auf rein hypothetische Fragen nur wenig Bedeutung beigemessen werden kann. Auch in den Folgeexperimenten27 wurden Bohms Ergebnisse weitgehend bestätigt. Die Befragten geben selbst dann, wenn sie von der Benutzung des zu bewertenden Gutes gar nicht ausgeschlossen werden können, noch 60 - 70% ihrer wahren MZB an.28 Dies bedeutet, daß strategisches Verhalten zwar nicht gänzlich auszuschließen ist,29 seine Bedeutung in der ökonomischen Literatur aber überschätzt wurde. Außer in Laborexperimenten ist die These strategischen Verhaltens auch direkt im Rahmen des KBA getestet worden. So gehen Brookshire, Ives und Schulze (1976, S.328) davon aus, daß die wahre MZB in etwa normalverteilt ist. Unterbzw. Übertreibungen der geäußerten MZB müßten dann zu einer Abweichung von der Normalverteilung führen, weil die Extremwerte vergleichsweise stärker besetzt sind. Tatsächlich weicht aber die erfaßte MZB von der Normalverteilung nicht statistisch signifikant ab. Zu einem ähnlichen Schluß gelangen Mitchell und Carson (1981 ). Sie gehen davon aus, daß das 27 Exemplarisch seien hier die Studien von Smith (1979), Pommerehne und Schneider (1980), Marwell und Ames (1981), Brubaker (1982, 1984) und Christainsen (1982) genannt. 28 Als Indikator für die unbeobachtbare wahre MZB wird die mit einem auktionsartigen und anreizkompatiblen Mechanismus ermittelte Zahlungsbereitschaft benutzt. Dieser Mechanismus ist so konstruiert, daß es für einen rationalen Teilnehmer in keinem Fall günstiger ist, eine höhere oder niedriiere als seine wahre MZB zu nennen. Vgl. hierzu Vickrey (1961), Groves und Ledyard ( 1977) sowie Smith (1979). 29 Einige Studien finden bei Experimenten, die über mehrere Runden laufen, den Probanden also Lerneffekte ermöghchen, eine zunehmende Tendenz zu strate~ischem Verhalten. Vgl. hierzu Kirn und Walker ( 1984 ), Isac, McCue und Plott ( 1985) sowie Mestelman und Feeny ( 1989). Zu gegenteiligen Schlußfolgerungen kommen jedoch Smith ( 1979, 1980) sowie Marwell und Ames (1981). 96 Haushaltseinkommen der Befragten (eine repräsentative Stichprobe amerikanischer Bürger) ihre wahre MZB determiniert. Demzufolge sollte die Verteilungsfunktion der MZB derjenigen der Durchschnittseinkommen in den Vereinigten Staaten entsprechen. Diese Vermutung wurde in ihrer Studie empirisch bestätigt.30 In Anlehnung an das oben skizzierte Vorgehen von Bohm haben andere Forscher die strategische Verhaltenshypothese überprüft, indem sie die Zahlungsund Implementierungsregeln für verschiedene Teilstichproben variierten. Cronin (1982) sowie Schulz (1985) haben einem Teil ihrer Stichprobe suggeriert, daß jemand anders -etwa die Regierung oder die Industrie -die Finanzierungslast tragen würde, während dem anderen Teil der Stichprobe mitgeteilt wurde, daß die Maßnahme durch eine von den Nutznießern zu entrichtende Steuer finanziert werden müsse. Da die durchschnittlichen MZB der beiden Teilstichproben signifikant voneinander abweichen, werten die Autoren dies als Indiz für strategisches Verhalten. Milon (1989) hat insgesamt acht unterschiedliche Kombinationen von Zahlungsund Implementierungsregeln benutzt. Allerdings findet er nur in geringem Ausmaß Anhaltspunkte für strategisches Verhalten der Befragten. Die empirische Evidenz ist somit uneinheitlich. Darüber hinaus bleibt zu fragen, ob die Interpretation unterschiedlicher MZB zwischen Teilstichproben mit verschiedenen Zahlungsregeln als Ausdruck strategischen Verhaltens überhaupt zulässig ist. Wenn von den Befragten das zu bewertende öffentliche Gut und der in Aussicht gestellte Zahlungsmodus nämlich als eine programmatische Einheit betrachtet werden, so ist das von beiden Teilstichproben zu bewertende Programm nicht mehr dasselbe. Unterschiede in der Bewertung verschiedener öffentlicher Programme können aber kaum überraschen und sind nicht notwendigerweise Ausdruck strategi30 Entsprechende Resultate finden sich auch bei Schulze, d'Arge und Brookshire (1981) und Walsh, Loomis und Gillman (1984). 97 sehen Verhaltens.31 Umgekehrt kann strategisches Verhalten aber auch nicht mit Sicherheit ausgeschlossen werden, weil es in Feldstudien nicht möglich ist, zwischen dem Einfluß des Zahlungsmodus und strategischem Verhalten der Teilnehmer zu separieren. Zusammenfassend läßt sich feststellen, daß strategisches Verhalten weder in Laborexperimenten noch in Feldstudien in größerem Umfang nachgewiesen werden konnte.32 Dennoch wäre es verfehlt, im konkreten Anwendungsfall von der Möglichkeit strategischen Verhaltens ganz zu abstrahieren. Vielmehr sollte sie bereits bei der Konzeption der Befragung berücksichtigt werden. So haben Hoehn und Randall (1987) in Anlehnung an die Struktur anreizkompatibler Auktionsmechanismen für private Güter Zahlungsund Implementierungsregeln für die zu bewertenden öffentlichen Maßnahmen entwickelt, bei deren Anwendung ein rationales Individuum seine MZB zumindest nicht übertreiben wird.33 Werden die Teilnehmer darüber hinaus nach den Motiven für die von ihnen geäußerte Wertschätzung befragt, so sollte es möglich sein, strategische Antworten (zumindest partiell) zu erkennen und die durchschnittliche Gesamtzahlungsbereitschaft entsprechend zu korrigieren. 4.3.2.2 Hypothetischer Charakter Die Individuen können sich im Rahmen der Befragung nicht nur strategisch verhalten. Möglich ist auch, daß der hypothetische Charakter der Befragung dazu führt, daß die Individuen zwar unbewußt aber dennoch systematisch von ihren wahren Wertschätzungen abweichen. 31 Diese Argumentation findet sich bei Randall, Hoehn und Brookshire (1983). Mittlerweile argumentieren auch Arrow (1986) und Kahneman (1986) ähnlich. 32 Vgl. hierzu auch ähnlich lautende Schlußfolgerungen bei Brookshire et al. ( 1981) S.137, Mitchell und Carson (1981), Cummings, Brookshire und Schulze (1986) S.26, Randall (1986) S.120 und Pommerehne (1987) S.148 ff. 33 Auf diese Regeln wird in Kapitel 5 noch ausführlich einzugehen sein. 98 Diese Vermutung ist von der sozialpsychologischen Forschung lange Zeit gestützt worden. So kommen Schumann und Johnson (1976) nach der Auswertung von mehr als 150 empirischen Studien zu dem Ergebnis, daß die Korrelation zwischen Einstellung und Verhalten so niedrig ist, daß es nicht erlaubt ist, beobachtetes Verhalten durch die auf dem Befragungsweg ermittelte Einstellung zu ersetzen. Folglich können hypothetische Antworten, wie sie im Rahmen des KBA erhoben werden, kaum als Prädiktor für tatsächliches Verhalten benutzt werden.34 Ajzen und Fishbein (1977) haben diese These allerdings weitgehend relativiert. Sie fanden heraus, daß eine hohe Korrelation zwischen Einstellung und Verhalten fast immer dann nachweisbar ist, wenn die Befragten in möglichst konkrete Situationen versetzt werden, d.h. wenn Ziel, Handlungsalternativen, Kontext und Zeitrahmen der Frage genau festgelegt sind. Da die Spezifikation dieser Parameter, wie oben erläutert, einen essentiellen Bestandteil des KBA darstellt, erscheint der hypothetische Charakter in dieser Hinsicht weniger problematisch. Einige Ökonomen haben jedoch darauf hingewiesen, daß aufgrund der hypothetischen Natur der Befragung inkonsistente bzw. mit den eigenen Präferenzen nicht in Einklang stehende Antworten ohne Sanktion bleiben, während dieselben Individuen bei gleichem Verhalten in der realen Welt - d.h. auf dem Markt -eine Nutzeneinbuße erleiden würden. Demnach gebe es in einer hypothetischen Situation nicht genügend Anreize, die eigene Wertschätzung durch sorgfältiges Überlegen genau festzulegen. Folglich weiche die hypothetische und unreflektiert geäußerte Bewertung von der wahren Wertschätzung ab.35 34 Diese Folgerung haben z.B. Bishop und Heberlein (1979) S.927 vertreten. Das zu ihrer Untermauerung angeführte klassische Experiment stammt von LaPiere (1934). Er fragte bei 251 Restaurants und Gaststätten an, ob sie bereit wären, chinesische Gäste zu bedienen. 91 % der Antwortenden verneinten dies, 9% waren unentschieden und nur einer sagte die Bedienung zu. Tatsächlich waren aber vor Durchführung der Befra~ng alle betroffenen Gaststätten von chinesischen Gästen besucht worden, und nur in emem Fall ist ihre Bedienung verweigert worden. 35 Vgl. Bohm (1972) S.127, Freeman (1979) S.216 oder Feenburg und Mills (1980) S.169. 105 Zu ähnlichen Resultaten kommen auch Studien von Hoevenagel (1991) und Strand und Taraldset (1991 ). Hoevenagel zeigt, daß die MZB zur Bekämpfung des Treibhauseffektes isoliert erfaßt mehr als doppelt so groß ist, wie wenn sie in ein Paket strengerer Umweltpolitik eingebettet wird.46 In der Studie von Strand und Taraldset (1991) beträgt die MZB für eine 50%ige Verbesserung der Luftqualität ebenfalls das Zweifache, wenn sie allein erfaßt wird, im Vergleich zu einer Konstellation, in der sie in fünf andere Umweltprobleme eingebettet ist. Zu prüfen ist nun, ob die Validität des KBA aufgrund dieser Studien tatsächlich aufs schwerste beeinträchtigt ist. Dabei geht es zum einen darum, die grundlegende Hypothese des Einbettungseffektes zu überprüfen. Derzufolge fordert die ökonomische Theorie gleiche Wertschätzungen für ein Gut, das in verschiedenen Szenarien in unterschiedlichem Ausmaß eingebettet ist, bzw. verschiedene Wertschätzungen für unterschiedlich umfassende Güterbündel in unterschiedlichen Szenarien. Zum anderen ist zu untersuchen, ob die vorgenommenen empirischen Untersuchungen tatsächlich die Hypothese adäquat testen. Für alle genannten Autoren ist ein Ausdruck des Einbettungseffektes, daß A3 < B3 < C3 (in Tabelle 4.6) ist. Dem liegt die Vorstellung zugrunde, daß alle drei Wertschätzungen identisch sein sollten, da sie sich auf das gleiche Gut beziehen. Unter der Annahme, daß das dem Haushalt zur Verfügung stehende Budget beschränkt ist, gilt diese Hypothese jedoch nur, falls alle weiteren Komponenten in A2 und At außer A3 vom Haushalt als wertlos erachtet werden. Realistischerweise ist jedoch anzunehmen, daß diese Komponenten sehr wohl einen Wert für den Haushalt darstellen. Durch das Äußern seiner MZB für diese Komponenten bei At reduziert sich sein verfügbares kontingentes 46 Ähnliches iilt auch für Maßnahmen zur Bekämpfung des sauren Regens. Vgl. Hoevenagel (1991) Tabelle 1. 106 Einkommen. Anders ist die Situation bei C3. Da dort die Frage nach der MZB nur für C3 gestellt wird, steht noch das gesamte Haushaltseinkommen zur Verfügung. Mit anderen Worten: entgegen der Einbettungshypothese sollte ein valides Meßinstrument aufgrund der Einkommenseffekte zu dem Ergebnis A3<B3<C3 kommen.47 Eine andere Frage ist, wie groß diese Einkommenseffekte sein dürfen. Der bereits mehrfach erwähnten Arbeit von Hanemann (1991) zufolge können die Einkommenseffekte bei geringer Substitutionselastizität zwischen dem öffentlichen Umweltgut und dem repräsentativen Privatgut ein Vielfaches der von Randall und Stoll (1980) berechneten Größenordnungen betragen. Wird die Wertschätzung noch auf monatlicher Basis erfaßt, so daß die genannte MZB bei A1 durchaus einen beachtlichen Teil des Haushaltsnettoeinkommens ausmachen kann, so ist nicht auszuschließen, daß die Differenzen zwischen C3, B3 und A3 jeweils ein Vielfaches von A3 betragen.48 Das Argument des Einkommenseffekts kann auch verallgemeinert werden. Hinter der Einbettungshypothese verbirgt sich die Vorstellung, daß der Wert eines Gutes unabhängig von Änderungen im ökonomischen Umfeld immer konstant bleiben sollte. Dieser Ansicht ist jedoch entschieden zu widersprechen. "Der Wert" eines ökonomischen Gutes existiert überhaupt nicht. Vielmehr bilden die Individuen ihre MZB durch Maximierung ihrer Nutzenfunktion immer unter Beachtung der gegebenen Restriktionen, zu denen auch die Verfügbarkeit von Substituten gehört. Eine Änderung der Restiktionen, etwa weil dem Individuum nunmehr ein Substitut zur Verfügung steht, zieht zwangsläufig eine Änderung in der Bewertung nach sich. Folglich muß die MZB für das Gut 3 unter der Bedingung, daß das Individuum aus47 Treibt man dieses Argument auf die Spitze und bettet ein Gut x in n Stufen ein, wobei man n gegen 00 laufen läßt, so muß aufgrund der Budgetbeschränkung die MZB für x gegen Null gehen. 48 Die von Kahneman und Knetsch (1990) erfaßten Zahlungsbereitschaften beziehen sich allerdings auf jährliche Zahlungsweise. 107 schließlich dieses Gut erwerben kann (Teilstichprobe C), eine andere sein als in den Teilstichproben B und A, in denen das Individuum zusätzlich noch die Güterbündel 2 und 1 jeweils abzüglich des Gutes 3 erwerben kann. Auch aus diesem Grund wäre die Übereinstimmung von A 3, B3 und C3 für die Validität des KBA besorgniserregender als das beobachtete Auseinanderfallen. Gemäß Kahneman und Knetsch (1990) ist ein weiterer Ausdruck des Einbettungseffektes, daß die jeweils erste Frage pro Teilstichprobe, die ja unterschiedlich umfassende Umweltgüter betrifft, gleiche Zahlungsbereitschaften hervorruft, d.h. A 1 = B2 = C3. Da die MZB jeweils zum ersten Mal erfragt wird, kann der Einkommenseffekt hierbei nicht zur Erklärung der Unterschiede herangezogen werden. Möglicherweise sehen die Befragten in der Teilstichprobe C das Gut 3 als unvollständiges Substitut für das Gut 2 an.49 Da ihnen letzteres aber gar nicht angeboten wird, nennen sie im Fall C3 eine MZB mit ähnlicher Größenordnung wie die Teilnehmer der Stichprobe B im Fall B2. Oben wurde gezeigt, daß unterschiedliche Wertschätzungen für das gleiche Gut in verschiedenen ökonomischen Kontexten zu erwarten sind. In dem hier diskutierten Fall kann argumentiert werden, daß die Wertschätzung für unterschiedlich umfassende Gütergruppen durchaus gleich sein kann, falls sich der ökonomische Kontext der Bewertung verändert. Insgesamt ist festzuhalten, daß die grundlegende Hypothese von Kahneman und Knetsch (1990), nach der gleiche Güter in unterschiedlichen ökonomischen Kontexten gleich und unterschiedliche Güter in verschiedenen Kontexten ungleich bewertet werden, aus der Sichtweise der ökonomischen Theorie nicht zutreffen muß. Die Frage, welche quantitativen Unterschiede in der Bewertung mit der ökonomischen Theorie kompatibel und welche Ausdruck einer Fehleinschätzung des Befragten im Sinne des Einbettungseffektes sind, muß vorerst offen bleiben. 49 Leider haben Kahneman und Knetsch (1990) diese Möglichkeit im Rahmen ihrer Befragung nicht überprüft. 108 Neben diesen theoretischen Fragen erscheinen auch zwei Anmerkungen zur empirischen Vorgehensweise angebracht. Die erste ist statistischer Natur: Wenngleich die Autoren nie den Begriff Einbettungseffekt klar definieren, so ist doch davon auszugehen, daß eine zentrale Hypothese lautet: Die Bewertung der verschieden umfassenden Güterbündel jeweils auf der ersten Stufe unabhängiger Teilstichproben ist gleich, d.h. A 1 = Bz = C3. Zu testen wäre damit die Nullhypothese A 1 > Bz > C3. Tatsächlich testen die Autoren aber die Nullhypothese A 1 = Bz = C3. Die Tatsache, daß diese auf dem 95 % Niveau·- basierend auf einem nicht parametrischen Mann-Whitney-Test und einer kleinen Stichprobe -nicht verworfen werden kann, besagt keineswegs, daß die eigentliche Hypothese zutrifft. Dies gilt schon deshalb, weil die Unterschiede zwischen den Teilstichproben ein sehr großes Ausmaß erreichen müssen, bevor der im Vergleich zum t-Test weniger effiziente MannWhitney-Test diese bei geringer Stichprobengröße anzeigt.SO Der zweite und wahrscheinlich gewichtigere Einwand betrifft die Darstellung der zu bewertenden Güterbündel. Alle Güterbündel werden jeweils in einem einzigen Satz beschrieben, in dem die Komponenten hintereinander benannt werden. Jegliches beschreibende oder erklärende Detail fehlt. Insbesondere die Beschreibung der angebotenen Verbesserung als " ... significant improvement" (Kahneman und Knetsch 1990, S.7) ist nebulös. Die Befragten konnten sich deshalb weder eine klare Vorstellung von dem zu bewertenden Gut noch von der in Aussicht gestellten Verbesserung bilden. Außerdem wurde weder eine Zahlungsregel -die Befragten sollten wohl implizit davon ausgehen, daß die genannte MZB auf jeden Fall zu entrichten ist -noch eine Implementierungsregel genannt. Man kann davon ausgehen, daß es den Befragten folglich unklar war, welchen Einfluß ihre Antwort auf die Realisierungschancen der angebotenen Verbesserung hat. Ein solches 50 Im Vergleich zu anderen gebräuchlichen nicht parametrischen Testverfahren ist die relative Effizienz des Mann-Whitney-Tests, bei Annahme von Normalalternativen der Lage allerdings recht hoch einzuschätzen. Vgl. hierzu Büning und Trenkler ( 1978), S.150. 109 Szenario hat mit einem hochstrukturierten kontingenten Markt wenig gemein, weil keines der wesentlichen konstitutiven Merkmale eines kontingenten Marktes -Beschreibung des Ausgangsoder Status-quo-Niveaus sowie des Zielniveaus bzw. der angebotenen Veränderung für das zu bewertende Gut (oder Güterbündel), eine Schilderung der Umstände und Höhe der Zahlung sowie der Bedingung für die Realisierung der Veränderung vom Ausgangszum Zielniveau -gegeben ist. Kahneman und Knetsch erfragen damit eher grundsätzliche Einstellungen, d.h. "general attitudes" im Sinne von Ajzen und Fishbein (1977) zum Thema Umwelt als spezifische Zahlungsbereitschaften ("intended behaviour") für wohlspezifizierte Güterbündel. Da alle Szenarien das Thema Umwelt betreffen, kann es nicht allzusehr überraschen, daß Einstellungen hierzu, ausgedrückt in MZB für das Gut 1, 2 und 3 in der Situation A1, Bz und C3, nicht statistisch signifikant voneinander verschieden sind. Damit läuft die Attacke von Kahneman und Knetsch gegen den KBA ins Leere. Statt ihrem Anspruch, ein grundlegendes Manko des KBA entdeckt zu haben, gerecht zu werden, zeigt die Studie allenfalls, daß öffentliche Güter mit methodisch fragwürdigen und theoretisch kaum fundierten Umfragen nicht sinnvoll bewertet werden können. Damit kann der KBA jedoch nur "mangels Beweises", nicht aber aufgrund "erwiesener Unschuld freigesprochen" werden. Es bleibt zukünftiger Forschung vorbehalten, quantitative Schätzungen für die aus der Perspektive der ökonomischen Theorie zu erwartenden Einkommensund Substitutionseffekte zu bestimmen, um damit tatsächliche Verzerrungen durch den Einbettungseffekt von theoriekompatiblen Bewertungsdifferenzen abgrenzen zu können. Mit Hilfe solcher Schätzungen und methodisch besser ausgestalteten Befragungen könnte der Umfang des verzerrenden Einbettungseffektes ermittelt werden. Sollte dieser im Rahmen des KBA erheblich größer sein als bei tatsächlichen Entscheidungen, so wäre die Validität des KBA in der Tat in Frage gestellt. Da es zur Zeit hierfür jedoch kaum Evidenz gibt, sollte auch hier der Grundsatz "in dubio pro reo" zur Anwendung kommen. 110 4.3.3 Reliabilität und Validität des KBA Im folgenden Abschnitt soll die Güte der mit Hilfe des KBA ermittelten Wertgrößen beurteilt werden. Ein Vergleich verschiedener KBA Studien mit ähnlichen Bewertungsobjekten (etwa Verbesserung der Luftqualität) erscheint in diesem Zusammenhang wenig hilfreich, weil unterschiedliche Studien weder das gleiche Befragungsdesign aufweisen noch am gleichen Ort durchgeführt werden. Damit muß aber offen bleiben, ob etwaige Bewertungsdifferenzen Ausdruck mangelnder Güte des Ansatzes sind oder ob sie auf die Unterschiede im Befragungsdesign oder auf strukturelle Differenzen zwischen den verschiedenen Orten zurückgeführt werden können. Das einfachste und überzeugendste Mittel, um die Ergebnisse des KBA zu überprüfen, liegt in einer Gegenüberstellung der ermittelten Wertgrößen mit der "wahren" Wertschätzung. Ein solcher Vergleich ist aber nicht möglich, da die "wahre" Wertschätzung nicht ermittelt werden kann. Eine Bewertung der Ergebnisse muß deshalb anhand anderer Kriterien erfolgen. Die psychologische Forschung hat hierzu die Kriterien der Reliabilität und der Validität entwickelt.51 Die ermittelten Wertgrößen genügen der Anforderung der Reliabilität, wenn gezeigt werden kann, daß die Antworten der Teilnehmer nicht zufälliger Natur sind. Deshalb wird empfohlen, die Befragung nach einiger Zeit mit den gleichen Teilnehmern zu wiederholen. Wird dabei ein hoher Grad an Übereinstimmung mit den Ergebnissen der ersten Befragung festgestellt, so kann davon ausgegangen werden, daß die Antworten der Teilnehmer eben nicht zufällig erfolgten, sondern wohlüberlegt waren und überdies intertemporal stabil sind. Im Gegensatz zum Labortest, bei dem meist mit sehr kleinen Stichproben gearbeitet wird, ist eine Wiederholung der Befragung im Rahmen des KBA jedoch äußerst kostspielig, da die zu Befragenden nochmals auf51 Vgl. hierzu einführend etwa Schnell, Hill und Esser ( 1989), S.14 7 ff., Mitchell und Carson {1988), S.189 ff. sowie ausführlicher American Psychological Association {1974). 111 gesucht und für eine erneute Teilnahme gewonnen werden müssen. Deshalb ist die Reliabiltät auf diese Weise bisher nur in wenigen Untersuchungen getestet worden. Jones-Lee, Hammerton und Phillips (1985) haben einige Fragen einem Teil ihrer Stichprobe nach vier Wochen nochmals gestellt. Die Antworten unterscheiden sich nicht statistisch signifikant von jenen der ursprünglichen Befragung. Zum gleichen Resultat kommt Loomis (1990), der die gesamte Befragung für die volle Stichprobe nach neun Monaten wiederholt hat. Reiting et al. (1990) finden einen hohen Grad an intertemporaler Stabilität sogar bei der Bewertung eines Programms, dessen Nutzen zeitlich begrenzt ist. Sie haben die Wertschätzung für ein Programm zur Eindämmung der berüchtigten schwarzen Fliegen erfaßt und dabei einen Teil ihrer Stichprobe zur Hauptzeit der Fliegenplage im Sommer, den anderen jedoch im Winter befragt.52 Auch in diesem Fall finden sich keine statistisch signifikanten Unterschiede.53 Statt kostspieliger Wiederholungsinterviews kann auch eine regressionsanalytische Untersuchung der Ergebnisse den Verdacht, die Befragten antworteten rein zufällig, entkräften. Je höher die Erklärungskraft der unabhängigen Variablen, desto geringer ist der verbleibende, nicht oder nur durch Zufall erklärbare Anteil an den Antworten. Die Erklärungskraft wird an Hand des Bestimmtheitsmaßes (R 2) gemessen. Allerdings ist es nicht möglich, für dieses Maß einen objektiven Grenzwert anzugeben, mit dessen Hilfe beurteilt werden kann, ob die Ergbnisse als verläßlich einzustufen sind oder nicht.54 Vielmehr wird das Bestimmtheitsmaß von einer Reihe von Faktoren ab52 Im Unterschied zu den bislang geschilderten Studien haben Reiting et al. (1990) nicht die gleichen Teilnehmer zweimal befragt, sondern ihre Stichprobe geteilt. Die beiden Teilstichproben sind jedoch hinsichtlich der wesentlichen Charakteristika der Befragten nahezu identisch. 53 Auch in diesem Fall wird -ähnlich wie bei Kahneman und Knetsch (1990) -die eigentliche Hypothese, die Wertschätzungen seien gleich, als Nullhypothese getestet. 54 Als Faustregel geben Mitchell und Carson (1989) S.213 an, daß das Bestimmtheitsmaß für ein Modell mit nur wenigen erklärenden Schlüsselvariablen mindestens 0, 15 betragen sollte. 112 hängen. Insbesondere ist zu erwarten, daß die zunehmende Anzahl der erklärenden Variablen, eine abnehmende Komplexität des zu bewertenden Gutes, ein zunehmender Grad an Vertrautheit der Teilnehmer mit dem Gut sowie zunehmende Homogenität des befragten Personenkreises ceteris paribus positiv auf das Bestimmtheitsmaß wirken. Wenngleich eine solche regressionsanalytische Überprüfung der Reliabilität in den frühen KBA Studien häufig unterblieb, so ist sie doch seit einigen Jahren fast obligatorischer Bestandteil der Berichterstattung. Vergleicht man die ausgewiesenen Bestimmtheitsmaße grosso modo mit jenen anderer Studien, die Querschnittsdaten verwenden, so finden sich kaum Anhaltspunkte für den Verdacht, daß die genannten Wertschätzungen völlig aus der Luft gegriffen sind. Vielmehr gilt die Reliabilität der Daten mittlerweile in den meisten Fällen als gesichert. Während die Reliabilität allein anhand der Struktur der erhobenen Befragungsdaten überprüft wird, erfordert das Kriterium der Validität, daß die Resultate mit theoretischen Überlegungen oder Nutzenschätzungen, die auf anderen Verfahren beruhen, kompatibel sind. Ein Ergebnis entspricht dabei den Anforderungen theoretischer Validität, wenn die empirischen Ergebnisse mit ex ante aus der Nutzentheorie abgeleiteten Hypothesen vereinbar sind. Werden den Befragten beispielsweise unterschiedlich weitreichende Politikprogramme unterbreitet, so sollte die weitergehende Alternative ceteris paribus höher bewertet werden als die wenigerweitgehende. Umgekehrt sollte gemäß dem Gesetz des abnehmenden Grenznutzens eine zusätzliche Verbesserung der Umweltqualität, die den Teilnehmern in einem zweiten Schritt angeboten wird, geringer bewertet werden als die erste Verbesserung. Schließlich ist zu erwarten, daß die Wertschätzung der Befragten für das gleiche Politikprogramm mit steigendem Haushaltseinkommen kontinuierlich zunimmt.55 Wird die theoretische Validität mit Hilfe der Regressions55 Dies gilt natürlich nur unter der Voraussetzun~, daß die Umweltverbesserung für den Befragten ein superiores Gut darstellt; sollte es sich daiegen -wider Erwarten - um ein inferiores Gut handeln, müßte die Wertschätzung mit steigendem Einkommen abnehmen. 113 analyse untersucht, so besteht ein Unterschied zur Reliabilitätsanalyse nur insofern, als bei der Untersuchung auf Validität nur jene erklärenden Variablen hinzugezogen werden dürfen, deren Einfluß auf die Wertschätzung im theoretischen Modell nachgewiesen ist. Die theoretische Validität der ermittelten Ergebnisse wird in praktisch allen empirischen Studien betont. Dies besagt allerdings nur, daß die Struktur der Ergebnisse den theoretischen Erwartungen entspricht. Die Größenordnung der ermittelten Werte kann mit diesem Konzept jedoch kaum überprüft werden. Hierzu ist vielmehr ein Vergleich der ermittelten Werte mit einer Prüfgröße erforderlich, die ihrerseits die wahre Wertschätzung adäquat reflektiert. Die auf experimentell-simulierten Märkten, gegebenenfalls unter Verwendung anreizkompatibler auktionsartiger Mechanismen gewonnene Wertschätzung könnte eine geeignete Prüfgröße darstellen.56 Wie im vorangegangenen Abschnitt erläutert, gibt es keine Hinweise auf eine systematische Abweichung zwischen kontingent erfaßten und experimentell ermittelten Wertschätzungen und damit auch keine Hinweise auf eine Verletzung der Validität. Mittels solcher Experimente sind Prüfgrößen jedoch für jene öffentlichen Güter oder Programme nicht ermittelbar, die durch Nichtausschließbarkeit in der Nutzung gekennzeichnet sind, und somit die Anwendung vollständig anreizkompatibler Mechanismen nicht gestatten. In diesen Fällen kann allenfalls das Ergebnis tatsächlich durchgeführter Referenden als Prüfgröße für die Resultate eines vorher durchgeführten und als Referendumsmodell formulierten kontingenten Szenarios dienen. Der Einsatz von Referenden ist jedoch nur in ganz wenigen Ländern vorgesehen. Wegen der hohen Kosten werden 56 Dies gilt zumindest aus theoretischer Perspektive. Mit der empirischen Anwendung dieser Mechanismen sind jedoch einige Probleme verbunden, etwa weil die angewendeten Regeln für die Probanden schwer verständlich sind, welche die Aussagekraft der Ergebnisse und damit ihre Ei~nung als Prüfiröße gegebenfalls in Frage stellen. Zu den mit dem Einsatz anreizkompatibler Mechamsmen verbundenen Probleme vgl. beispielsweise Pommerehne (1987) S.160 ff. 114 Referenden selbst dort kaum für einzelne Projekte durchgeführt. Deshalb kann die Validität auf diese Art und Weise nur in wenigen spezifischen Fällen überprüft werden.57 Eine andere Möglichkeit, die Validität zu überprüfen, besteht darin, die Ergebnisse der hypothetisch ermittelten Wertschätzung mit denen eines alternativen Präferenzerfassungsmechanismus für dasselbe Gut im gleichen Ort und im gleichen Zeitraum zu vergleichen. In der Regel werden hierzu die oben geschilderten Verfahren des hedonischen Preisansatzes oder der Reisekostenmethode verwendet. Besteht ein hoher Grad an Übereinstimmung, so wird die Validität für beide Verfahren bestätigt. Umgekehrt kann die fehlende Konvergenz der Ergebnisse jedoch nicht automatisch als Indiz für die mangelnde Validität des KBA herangezogen werden, da auch die indirekten Verfahren mit spezifischen Problemen behaftet sind.58 Tabelle 4.6 enthält die Ergebnisse einer Reihe von empirischen Untersuchungen, in denen die Validität des KBA auf diese Weise überprüft worden ist. Die ersten vier Studien beruhen auf einem Vergleich des KBA mit dem hedonischen Preis-Ansatz. Wie bereits oben erläutert, ist von vornherein zu erwarten, daß die mit dem hedonischen Preisansatz ermittelten Wertschätzungen über jenen liegen, die mit Hilfe des KBA erfaßt wurden, da letzterer eine einkommenskompensierte Nachfrageschätzung beinhaltet, während die Wertermittlung auf Grundlage des hedonischen Preisansatzes solch eine Korrektur nicht aufweist. In drei von sechs Fällen übersteigt die mittels hedonischem Preisansatz erfaßte Wertschätzung tatsächlich die im Rahmen des KBA erfaßten Werte. Allerdings muß bezweifelt werden, daß die hohe, über 57 So haben Carson, Hanemann und Mitchell (1986) die Akzeptanz eines 325 Millionen $ umfassenden Kreditprogramms zur Errichtung von Kläranlagen in der kalifornischen Bevölkerung mittels KBA getestet. Die dabei ermittelte Zustimmungsrate von 70 bis 75% deckte sich nahezu mit dem tatsächlichen Abstimmungsausgang (73% Zustimmung). 58 Neben den bereits ausführlich diskutierten Problemen des hedonischen Ansatzes sei hier nur die Frage nach der Bewertung des Zeitaufwands bei der Transportkostenmethode erwähnt. Vgl. hierzu etwa Pommerehne und Römer (1991). 121 How much are your willing to pay in taxes per year to have this heart attack program which wou/d cut your probabi/ity of dying from a heart attack in half (i.e., the chances are 2 per 1,000 you will have a heart attack and be saved by the program this next year)? Die Wahrscheinlichkeitsdarstellung wurde durch die in Figur 4.2 wiedergegebene graphische Illustration unterstützt. Wenngleich der Autor relativ ausführlich auf das Problem der Wahrscheinlichkeitsdarstellung eingeht, so werden bei vielen Lesern nach kurzer Introspektion doch substantielle Zweifen auftauchen, inwieweit die gewählte Darstellungsform geeignet ist, die Größe der Risikoänderung den Teilnehmern verständlich zu machen. Zunächst werden die einzelnen Risiken als Chancen ("odds") für den Eintritt eines bestimmten Ereignisses ausgedrückt. Zwar vermeidet diese Darstellungsweise den Umgang mit Bruchteilen, die ihrerseits wieder spezifische Probleme aufweisen. Doch hat die gewählte Darstellungsform den Nachteil, daß ein fester Bezugspunkt als Vergleichsgröße fehlt. So werden viele Teilnehmer erkennen, daß die Überlebenschance 3:2 für sie schlechter ist als die Chance 4:1, ein Vergleich der Chancen 4:1 zu der 7:3 dürfte dagegen aufgrund des fehlenden Bezugspunkts erhebliche Schwierigkeiten bereiten. Auch ist es zweifelhaft, ob der abrupte Wechsel der Darstellungsform am Ende der Frage -hier wird der Nettoeffekt der Maßnahme zusätzlich als Wahrscheinlichkeit in Form eines Bruchteils X/1000 angegeben -dem Verständnis allzu förderlich ist. Das größte Problem dürfte für die Befragten jedoch darin bestehen, daß die Wahrscheinlichkeit, durch das öffentliche Infarktprogramm gerettet zu werden, als zweistufige Lotterie dargestellt wird. Das Programm erhöht ihre Überlebenswahrscheinlichkeit nach Eintritt eines Infarkts. Der Infarkt selbst ist jedoch kein sicheres Ereignis, sondern tritt wiederum nur mit einer (relativ geringen) Wahrscheinlichkeit ein. Die psychologische Experimentalliteratur hat herausgefunden, daß Probanden mit solchen mehrstufigen 122 Figur 4.2: Visuelles Hilfsmittel zur Wahrscheinlichkeitsdarstellung bei Acton (1973) No heart attack Heart attack - 99: 1 Normalchance of heart attack Live Die 3:2 Normalchance of survival, with no program Quelle: Acton (1973) S.117. Live Die 4:1 Survival with special program Live Die 7:3 Survival with less effective program 123 Lotterien außerordentlich große Schwierigkeiten haben und deshalb die erste Stufe fast völlig ignorieren.78 Aus heutiger Sicht erscheint eine Risikodarstellung als zweistufige Lotterie extrem ungeeignet. Neben der Wahrscheinlichkeitsdarstellung fällt auf, daß der kontingente Markt nur wenig spezifiziert ist. Zwar wird die Steuer als Zahlungsinstrument genannt, es bleibt jedoch offen, ob die Beträge zusätzlich zur bereits bestehenden Steuerlast zu entrichten sind oder im Rahmen einer geänderten Steueraufteilung dem Projekt zur Verfügung gestellt werden sollen. Weiterhin werden auch keine spezifischen Zahlungsoder Implementierungsregeln aufgestellt. 79 Die in Tabelle 4.7 aufgeführten durchschnittlichen Wertschätzungen für verschiedene Risikoverminderungen beziehen sich auf die größte von drei gebildeten Teilstichproben, die zudem als einzige durch eine Zufallsauswahl bestimmt wurde.SO Die Ergebnisse lassen kaum Rückschlüsse auf die Reliabilität der Studie zu. Insbesondere ist es nicht möglich, zu beurteilen, inwieweit die Vermittlung der Risikoveränderung gelungen ist. Zum einen wurden die Risikoänderungen nicht unabhängig erfaßt, sondern jeder Teilnehmer bewertete die verschiedenen Risikoänderungen nacheinander. Tatsächlich werden sie in der vom Erwartungsnutzenmodell prognostizierten Reihenfolge bewertet, d.h. die kleinste Risikoänderung wird mit 120,56 $, die größte mit 207,48 $ bewertet. Allerdings wurden die Teilnehmer durch den Fragebogentext geradezu gedrängt, bei Frage 1.2 und 1.4 jeweils einen niedrigeren Wert als in den vorangegangenen Fragen 1.1 und 1.3 anzugeben, 78 Vgl. hierzu insbesondere die Tests von Kahneman und Tversky (1979), die allerdings erst sechs Jahre nach der Arbeit von Acton veröffentlicht wurden. 79 Es sollte allerdings berücksichtigt werden, daß die Bedeutung einer genauen Spezifikation von Zahlungsund Implementierungsregeln erst im Laufe der achtziger Jahre erkannt worden ist. Vgl. hierzu Rowe, D'Arge und Brookshire (1980), Rowe und Chesnut (1983) sowie Hoehn und Randall (1987). 80 Die beiden anderen Stichproben umfaßten nur jeweils 14 Probanden aus Teilnehmern eines Gewerkschaftsbzw. Managementweiterbildungskurses an der Universität Harvard. Für alle Teilstichproben wurde der gleiche Fragebogen verwendet. 124 da ihnen mitgeteilt wurde, daß die in Szenario 1.2 und 1.4 geschilderten Programme "weniger teuer" seien als diejenigen aus den Szenarien 1.1 und 1.3. Im übrigen sind die Differenzen zwischen den einzelnen Antworten durch die vorgenommene Umrechnung auf$ in Preisen von 1985 künstlich vergrößert.81 Leider wurden keine statistischen Tests vorgenommen, um zu untersuchen, ob die Bewertungsunterschiede statistisch signifikant sind. Angesichts der beobachteten Standardabweichungen und der kleinen Stichprobengröße dürfte ein solcher Nachweis jedoch nur geringe Erfolgsaussichten haben. Mit Hilfe einer regressionsanalytischen Untersuchung über alle Teilstichproben hinweg könnte eine Zahlungsbereitschaftsfunktion in Abhängigkeit von der angebotenen Risikoänderung, dem Einkommen und gegebenenfalls anderen -etwa soziostrukturellen -Variablen geschätzt und damit die Reliabilität und Validität überprüft werden.Jedoch sind solche Schätzungen nur für die einzelnen Szenarien vorgenommen worden. Bei diesen ist die Risikoänderung konstant, so daß die geschätzten Funktionen keine Aussagen über das primäre Erkenntnisinteresse, nämlich den Zusammenhang zwischen Zahlungbereitschaft und Höhe der angebotenen Risikoreduktion, erlauben. Jones-Lee, Hammerton und Abbott (1987) haben in ihrer Studie den Nutzen einer Verringerung von Straßenverkehrsrisiken erfaßt. Die angebotene Risikoverminderung war in zwei Szenarien privater Natur. Die Teilnehmer wurden dabei unter anderem nach ihrer Zahlungsbereitschaft für die Verminderung des Todesrisikos befragt, das mit einer Busreise in das Ausland verbunden sei. Dabei wurde als Zahlungsinstrument ein Zuschlag zu dem Grundpreis des Bustickets von ca. 325 $ benutzt.82 Das Sterberisiko wurde den Teilnehmern als Bruchteil X/100 000 präsentiert, wobei die Größe des 81 Tatsächlich lagen die Resultate alle im Intervall zwischen 43 $ und 74 $ (in Preisen von 1970). 82 Dieser Betrag in zu Preisen von 1985 $ entspricht 200 f. Stg. im Originalfragebogen. 125 Tabelle 4.7: KBA Studien zur Wertermittlung einer Verminderung öffentlicher Risiken Studie/Szenario Risikoverminderung durchschnittliche N zensierte durchN von ... auf ... MZB in$(von schnittliche MZB 1985) inklusive in$ (von 1985), Ausreißern ohne Ausreißer (Standardoder Protestantabweichung) worten (Standardabweichung) 1. Acton (1973) 1.1 2/500 auf 1/500 157,01 32 - - (190,66) 1.2 2/500 auf 3/1000 120,56 32 - - (176,38) 1.3 2/100 auf 1/100 207,48 32 -- (204,68) 1.4 2/100 auf 3/200 168,23 32 -- (199,07) 2. Jones-Lee, Harnmerton und Abbott (1987) 2.1 erhöhter Fahr8x10-5 auf 4xio-5 247,90 988 115,91 981 preis/privates Risiko (147,32) (15,02) 2.2 erhöhter Fahr8x10-5 auf 1x10-5 281,60 1005 176,22 999 preis/privates Risiko (132,16) (25,34) 2.3 freiwilli~e Zahl12x10-5 auf 9x10-5 10,86 986 - ung/ öffent 1ches (3,75) Risiko 2.4 Kopfsteuer/ 12x10-5 auf 9x10-5 15,19 955 - öffentliches Risiko (3,22) 3. Smith und Desvousges (1987) 3.1.1 1/50 auf 1/100 14,75 42 17,22 36 (20,70) (21,37) 3.1.2 1/100 auf 1/250 8,38 34 8,38 34 (11,32) (11,32) 3.2.1 1/300 auf 1/600 19,95 48 22,27 43 (26,95) (27,56) 3.2.2 1/600 auf 1/1500 12,19 36 12,19 36 (15,20) (15,20) 3.3.1 1/30000 auf 1/60000 17,94 53 19,37 48 (27,02) (28,78) 3.3.2 1/60000 auf 1/150000 17,81 48 17,81 48 (32,18) (32,18) Quelle: eigene Zusammenstellung 126 Risikos mit Hilfe einer visuellen Darstellung verdeutlicht werden sollte. Den Teilnehmern wurde hierzu eine Karte mit 100 000 kleinen Quadraten vorgelegt, wobei entsprechend dem Risikoumfang eine Anzahl von Quadraten geschwärzt wurde. 83 Diese Risikodarstellung hebt sich in zwei Aspekten positiv von der Actons (1973) ab. Erstens wird auf ein zweistufiges Konzept der Wahrscheinlichkeitspräsentation verzichtet, und zweitens erlaubt die Darstellung des Risikoumfangs in Form von Brüchen X/100 000, daß sich die Teilnehmer bei dem Vergleich unterschiedlicher Risikogrößen auf den Zähler der jeweiligen Brüche beschränken. Dennoch wirkt die graphische Darstellung auf den Betrachter komplex und sehr abstrakt. Die Autoren selbst haben wohl diese Gefahr gesehen und den Erfolg ihrer Risikodarstellung mit einer Konsistenzfrage überprüft. Die Teilnehmer wurden dazu gefragt, welches von zwei Todesrisiken sie lieber reduziert sehen möchten: soll das Risiko 1 mit der Sterbewahrscheinlichkeit von 2/100 000 auf 1/100 000 reduziert, oder das Risiko 2 mit der Wahrscheinlichkeit 20/100 000 auf 15/100 000 vermindert werden. Die Wahrscheinlichkeitspräsentation wurde wiederum durch entsprechende Graphiken unterstützt. Zwar wollten 48% der Befragten lieber Risiko 2 vermindert sehen, jedoch wollte fast der gleiche Anteil -nämlich 47% -lieber Risiko 1 reduziert haben. 5 % waren zu keiner Entscheidung fähig. Dieses Ergebnis läßt eigentlich nur den Schluß zu, daß für die Mehrheit der Befragten die gewählte Risikodarstellung ungeeignet war. Leider erfaßt auch diese Studie die Bewertung für verschiedene Risikoänderungen nicht unabhängig (d.h. mit getrennten Teilstichproben). Weiterhin werden keine Tests auf statistisch signifikante Unterschiede zwischen Szenarien vorgenommen oder Zahlungsbereitschaftsfunktionen über die ver83 In der Publikation der Autoren ist diese Karte graphisch in kaum noch erkennbarer Weise reproduziert, weshalb auf ihre Wiedergabe im Rahmen dieser Arbeit venichtet wurde. Vgl. hierzu Jones-Lee, Hammerton und Abbott ( 1987), Appendix F, Questionnaire, S.37. 127 schiedenen Szenarien hinweg geschätzt. Das Fazit der Autoren " ... the reliability of valuation responses ... (is A.R) adequate ... . In particular valuation responses va,y between questions in a manner that is, broadly speaking, consistent with the predictions ofthe theory," (Jones-Lee, Hammerton und Abbott 1987, S.111) ist jedoch nicht durch ihre Resultate statistisch abgesichert und muß daher als zu optimistisch eingeschätzt werden. In Szenario 2.3 und 2.4 ihrer Studie ist jeweils die gleiche Risikoreduktion für ein öffentliches Verkehrsrisiko mit zwei unterschiedlichen Zahlungsinstrumenten bewertet worden: einer freiwilligen Spende und einer Kopf-Steuer. Es wurde jedoch keine Implementierungsregel verwendet, so daß der Einfluß des eigenen Gebots auf die Realisierungschance der risikovermindernden Maßnahme offen blieb. Da die Risikoveränderung in beiden Fällen die gleiche ist, können aus einer isolierten Betrachtung beider Szenarien wiederum keine Aussagen über die Zahlungbereitschaftsfunktion in Abhängigkeit von der Risikoänderung getroffen werden. Im Vergleich zu den genannten Zahlungsbereitschaften in den Szenarien 2.1 und 2.2 fällt jedoch auf, daß die Zahlungsbereitschaft für eine Verminderung des öffentlichen Risikos nur ein kleiner Bruchteil der MZB für eine private Risikoverminderung ist. Die Autoren versuchen dieses Phänomen auf " ... the usual non revelation effect of public goods" (Jones-Lee, Hammerton und Abbott 1987, S.56) zurückzuführen. Angesichts der oben erwähnten Untersuchungen zum Freifahrerverhalten, bei denen dieses Phänomen auch bei hohen monetären Anreizen nur in bescheidenem Umfang aufgetreten ist, erscheint es wenig überzeugend, daß in einer hypothetischen Situation ohne monetäre Anreize Freifahrerverhalten in einer Größenordnung von mehr als 90% evident geworden ist. Vielmehr ist zu vermuten, daß ein wesentlicher Teil der Differenz zwischen den Zahlungsbereitschaften für öffentliche und private Risiken auf andere Gründe zurückzuführen ist. Die Frage nach der öffentlichen Risikoverminderung war im hinteren Teil des Fragebogens plaziert. Die Befragten waren vorher schon mit zwei anderen Zahlungsbereitschaftsszenarien für private 128 Risiken konfrontiert worden. Dabei ließ der Fragebogen offen, ob die MZB für die öffentliche Risikoreduktion zusätzlich zu den bereits geäußerten Zahlungsbereitschaften zu entrichten sei oder ob das Szenario vom status quo (ohne Zahlungen) ausginge. Ging ein großer Teil der Befragten implizit von der ersten Überlegung aus, so könnte die Differenz als Ausdruck der Budgetbeschränkung interpretiert werden. Eine weitere -und wahrscheinlich wichtigere Ursache -kann im Wechsel des Zahlungsvehikels liegen. In den Szenarien 2.1 und 2.2 wurde ein Zuschlag zu einem geschenkten Busticket im Wert von 325 $ als Zahlungsinstrument benutzt, wobei zu vermuten ist, daß die Wertangabe des Tickets von den Befragten als "Anker" für die Formulierung ihrer Wertschätzung benutzt worden ist. Die beiden Psychologen Tversky und Kahneman haben herausgefunden, daß die individuelle Entscheidung bzw. Bewertung maßgeblich vom kontextualen Umfeld abhängt, in dem die entscheidungsrelevante Information vermittelt wird. 84 Konkret bedeutet dies, daß die Befragten ihre Bewertung der offerierten Risikoverminderung am Ausgangspreis des Bustikkets orientieren, diesen also als Anker benutzen, obwohl dieser Preis aus ökonomischer Perspektive gar kein entscheidungsrelevanter Parameter ist. Für die Szenarien 2.3 und 2.4 wird im Fragebogen nun ein ganz anderes kontextuales Umfeld geschaffen, das den Befragten ganz andere Anker setzt. Statt eines Zuschlags zu einem geschenkten Busticket im Wert von 325 $ werden nunmehr freiwillige Spenden bzw. Steuererhöhungen als Zahlungsinstrument verwendet. Die Mehrheit der Befragten wird mit beiden Zahlungsinstrumenten unabhängig vom Bewertungsobjekt ein deutlich niedrigeres Niveau assoziieren als mit dem Zuschlag zum Busticket, denn sie werden kaum über Erfahrungen mit Einzelspenden oder mit Steuererhöhungen über mehrere hundert Dollar verfügen. Folglich ist es nicht allzu überraschend, 84 Vgl. hierzu Tversky und Kahneman (1981) und (1986). 129 daß die geäußerten Wertschätzungen für die Szenarien 2.3 und 2.4 deutlich unter jenen für die Szenarien 2.1 und 2.2 liegen. Insgesamt kann festgestellt werden, daß Aussagen, welche die Reliabilität und Validität der Ergebnisse stützen, kaum möglich sind, weil zum einen entsprechende statistische Tests fehlen und zum anderen die einzelnen Szenarien sich in mehr als einem wichtigen Parameter unterscheiden. So wird zwischen den Szenarien 2.1 und 2.2 einerseits und 2.3 und 2.4 andererseits der Charakter des Risikos (privat versus öffentlich), die Größe der angebotenen Risikoänderung, das Zahlungsvehikel und damit auch das kontextuale Umfeld der Bewertung verändert. Die Ursachen für eine Variation in der MZB können damit nicht eindeutig zugewiesen werden. Smith und Desvousges (1987) haben in ihrer Studie zur Bewertung von Sondermüllrisiken eine recht rigide Vorgehensweise gewählt. Die monatliche MZB für eine Risikoverminderung wurde mit Hilfe des Zahlungsvehikels "höhere Preise und Steuern" erfragt. Da hierbei in der Fragestellung kein spezifischer Betrag vorgegeben wurde, entfällt die Ankerproblematik weitgehend. Allerdings wurden auch bei dieser Studie keine Implementierungsregeln verwendet. Im Gegensatz zur Studie von Jones-Lee, Hammerton und Abbott wurde jedoch weder der Charakter des Risikos, noch das Zahlungsinstrument oder das kontextuelle Umfeld variiert. Ein wesentliches Ziel der Umfrage bestand darin, den Effekt von unterschiedlichen Ausgangniveaus des Risikos auf die MZB zu untersuchen. Dazu wurde die Gruppe der Befragten in acht Teilstichproben unterteilt. Jeder Teilstichprobe wurde ein anderes Ausgangsniveau vorgegeben, wobei die Niveaus von 1/50 bis 1/120 000 variierten. Jeder Befragte wurde mit zwei Risikoverminderungen konfrontiert. Zunächst wurde ihm eine Risikoverminderung im Umfang von 50% des Ausgangsniveaus angeboten. In einem zweiten Schritt konnte das verbliebene Risiko nochmals um 60% gesenkt werden. 130 Für die Darstellung des Risikos wurde ähnlich wie in der Studie von Acton das Konzept einer zweistufigen Lotterie verwendet. Zunächst wurde das "Kontaktrisiko" -also das Risiko, mit dem Sondermüll in irgendeiner Form in Berührung zu kommen, -geschildert. Für jene, die mit Sondermüll in Berührung kommen, tritt die tödliche Konsequenz nicht mit Sicherheit, sondern mit einer gewissen Wahrscheinlichkeit auf. Diese ist den Befragten als ''Todesrisiko nach Kontakt" dargestellt worden. Aus der Multiplikation beider Risiken ergibt sich dann das für die Befragten letztendlich relevante "kombinierte Kontaktund Todesrisiko". Alle drei Risiken wurden den Befragten als Bruch 1/X dargestellt. Die Größe des Risikos wurde durch weiße Kreise vermittelt, in denen der dem Risiko entsprechende Anteil geschwärzt war. Figur 4.3 gibt die Risikodarstellung für die Ausgangssituation für die Teilstichprobe 3.1.1 wieder. Diese Darstellung des Risikos ist aus mehreren Gründen problematisch. Erstens wird wiederum das Konzept einer zweistufigen Lotterie verwendet. Die Autoren begründen dies wie folgt: "Focus group experiences suggested that separating R (the risk of exposure A.R) and q (the risk of death if exposed A.R) made it easier for respondents to link govemment regulations to the proposed risk change" (Smith and Desvousges 1987, S.96). In ihrem Bericht an die amerikanische Umweltbehörde beschreiben die Autoren ausführlich, wie sie verschiedene Variationen der Risikodarstellung an Focus-Gruppen testeten (Smith, Desvousges und Freeman 1985, Kapitel 8). Bei all diesen Variationen wurde jedoch nicht ein einziges Mal die Darstellung auf das einzig entscheidungsrelevante kombinierte Risiko konzentriert, weshalb sich für die obige Aussage der Autoren keine empirische Evidenz findet. Vielmehr konzedieren die Autoren selbst, daß die Teilnehmer der Focus-Gruppen weder die Bedeutung der zweiten Risikostufe erkannten noch das Zustandekommen Tabelle 7 .12: Probit•Modell zur Erklärung positiver Gebote für die erste Risikoverminderuoga) 1. Schätzergebnisse Variable Koeffizientb) Standardfehler t-Wcrt Koostaotglied 0,44 0,24 1,81 STEUER 0,96·· 0,28 3,51 OSCHUL -1,14• 0,55 -2,07 RENT -0,54(*) 0,29 -1,86 Log-Likelibood: -64,34 Log-Likelihood restringiert: -75,33 Likelihood-Ratio-Teststatistik: 21,98 233 a) Die abhängige Variable ist eine Dummyvariable mit O für Nullgebote und 1 für alle strikt positiven Gebote. b) Zwei Sterne indizieren statistische Signifikanz auf dem 99% Niveau, ein Stern (in Klammern) zeigt statistische Signifikanz auf dem 95% (90%) Niveau gemessen mit einem zweiseitigen t-Test an. 2. Anzahl der tatsächlichen und der vom Modell vorhergesagten positiven bzw. Nullgebote Vorhergesagte Anzahl Tatsächliche An0 1 % korrekt zahl 0 28 9 19 32 1 138 4 134 97 Anzahl insgesamt 166 13 153 86 Tabelle 7.12 gibt die entsprechende Probit-Schätzungwieder. Alle Vorzeichen entsprechen den theoretischen Erwartungen und die Koeffizienten erweisen sich als statistisch signifikant. Folglich werden Befragte, die bereit sind, eine Steuererhöhung zu akzeptieren, sofern die Einnahmen für Umweltschutzzwecke verwendet werden, mit signifikant höherer Wahrscheinlichkeit ein positives Gebot abgeben als jene Teilnehmer, die eine Steuererhöhung ablehnen. Umgekehrt muß bei Befragten, die keinen Schulabschluß besitzen oder Rentenempfänger sind, eher mit einem Nullgebot gerechnet werden. 234 Die Gesamtgüte der vorliegenden Schätzungen kann mit Hilfe des Likelihood-Ratio-Tests beurteilt werden. Er testet die Nullhypothese, daß mit Ausnahme des Konstantgliedes alle y i = 0 sind, sie also keinen Einfluß auf die Wahrscheinlichkeit eines strikt positiven Gebotes haben. Die Teststatistik ergibt sich als (7.5) TJ = 2[ln l(D.)- ln l(w)], wobei [( D.) der Wert der Likelihoodfunktion für die Maximum-LikelihoodSchätzer und [( w) der Wert der Likelihoodfunktion unter der Hypothese y2 = •.. = y n = O ist. Die Teststatistik ist asymptotisch X~- 1 verteilt (Judge et al. 1988, S.793). Der Grenzwert, ab dem die Nullhypothese auf dem 99% Signifikantzniveau zu verwerfen ist, beträgt 11,34, so daß bei einem Wert der Teststatistik von 21,98 davon ausgegangen werden kann, daß die erklärenden Variablen insgesamt einen statistisch signifikanten Einfluß haben. Auch der zweite Teil von Tabelle 7.12 dient zur Beurteilung der Gesamtgüte der Schätzung. Er vergleicht die Anzahl der tatsächlichen mit den vom Modell vorhergesagten Nullgeboten bzw. positiven Wertschätzungen. Dabei wird deutlich, daß das Modell immerhin 32% der Nullgebote und sogar 97% der strikt positiven Gebote korrekt vorhersagt. Insgesamt werden damit 86% der binären Entscheidungen der Haushalte, ob sie ein strikt positives Gebot nennen oder nicht, richtig prognostiziert. Werden weitere Variablen in der Schätzgleichung berücksichtigt, so ist die Prognosekraft des binären Entscheidungsmodells in allen Fällen geringer als bei dem gerade diskutierten Modell. Insbesondere wurde die Höhe des Haushaltseinkommens sowohl als kontinuierliche Variable wie auch als Dummyvariable für besonders niedrige Einkommen berücksichtigt.25 Darüber hinaus ist geprüft worden, ob private Aktivitäten zur Risikoabwehr die 25 Obwohl in letzterem Fall die Variable einen statistisch signifikanten negativen Einfluß hat, kann das Modell nur 82% der gesamten Gebote und 21% der Nullgebote korrekt vorhersagen. 235 Wahrscheinlichkeit, ein Nullgebot abzugeben, erhöhen. Da Trinkwasser und Nahrung als primäre Kontaktmedien geschildert wurden, um mit dem Giftmüll in Berührung zu kommen, bestehen solche Abwehrmaßnahmen insbesondere in der Substitution von Leitungswasser durch Mineralwasser, der Reinigung des Leitungswassers durch Filter und dem Kauf von Bioprodukten.26 Für keine dieser Aktivitäten zeigte sich ein statistisch signifikanter Einfluß. Gleiches gilt für die Glaubhaftigkeit des kontingenten Szenarios, obwohl ex ante zu vermuten war, daß gerade diese Einschätzungsfrage die Wahrscheinlichkeit, ein Nullgebot abzugeben, beeinflussen wird. 7.3.1.2 Nullgebote für die zweite Risikoverminderung Wie bereits aus Tabelle 7.6 ersichtlich, treten bei der zweiten angebotenen Risikoverminderung Nullgebote in verstärktem Maße auf. 27 Aus Tabelle 7 .13 werden die Gründe deutlich, welche die Teilnehmer für ein Nullgebot im Rahmen einer offenen Frage angeführt haben. Tabelle 7 .13: Gründe für die Nullgebote bei der zweiten Risikoverminderung Gründe Anzahl absolut Anzahl in % der Teilnehmer eigene Budgetrestriktion 16 47,1 Staat oder Verursacher sollen zahlen 10 29,5 Risiko ist klein genug 6 17,6 Mißtrauen 5 14,7 nicht zuordenbar oder Antwort ver4 11,7 weigert 26 Vgl. hierzu die ausführliche Darstellung im Kapitel 8.2 dieser Arbeit. 27 Teilnehmern, die bereits bei der ersten Risikoverminderung ein Nullgebot abgaben, wurde die weitere Risikoreduktion nicht angeboten. Im Rahmen der Hypothesentests sowie der in Kapitel 8 vorzunehmenden regressionsanalytischen Untersuchung wird angenommen, daß diese Befragten auch für die zweite Verminderung eine MZB von Null angegeben hätten. Im folgenden werden diese Teilnehmer zunächst nicht berücksichtigt. 236 Im Gegensatz zur ersten Risikoverminderung stellt nun die eigene Budgetrestriktion den am häufigsten genannten Grund dar. Aus theoretischer Perspektive ist es nicht einfach zu verstehen, weshalb die Befragten in diesem Fall nicht wenigstens einen zwar geringen aber positiven Betrag aufzuwenden bereit sind, falls ihnen die Maßnahme tatsächlich etwas wert ist. Für letzteres spricht, daß nur einer der 16 Befragten, die Einkommensgründe anführten, auch das Argument nannte, daß das Risiko nun klein genug sei. Es ist deshalb nicht auszuschließen, daß noch andere, ungenannte Gründe für das Nullgebot dieser Teilnehmer verantwortlich sind. Andererseits spricht die Tatsache, daß das durchschnittliche Nettoeinkommen dieser Befragten deutlich unter den durchschnittlichen Nettoeinkommen der übrigen Teilnehmer mit Nullgebot liegt28, dafür, daß ihre Begründung nicht völlig aus der Luft gegriffen ist. Versucht man die durchschnittlichen Wertschätzungen für die zweite Risikoverminderung um strategische oder protestbedingte Nullgebote zu korrigieren, so hängt das Ergebnis auch davon ab, auf welche Weise strategische oder protestbedingte Nullgebote zur ersten Verminderung berücksichtigt werden, da für alle Teilnehmer, die bereits für die erste Risikoreduktion ein Nullgebot unterbreitet haben, die Wertschätzung für die zweite Maßnahme automatisch mit Null angesetzt wurde. Um den Nettoeffekt zu verdeutlichen, den eine Korrektur der Wertschätzungen für die zweite Verminderung verursacht, wird zunächst davon ausgegangen, daß alle abgegebenen Nullgebote für die erste Risikoreduktion die wahre Wertschätzung für diese Maßnahme und damit auch automatisch für die zweite Verminderung darstellen. Die Stichproben werden also lediglich 28 Das durchschnittliche Nettoeinkommen jener Teilnehmer, die Budgetgründe anführen, beträgt 2852 DM. Das durchschnittliche Nettoeinkommen aller anderen Teilnehmer, die ein Nullgebot abgaben, liegt mit 4338 DM statistisch signifikant darüber. Die entsprechende Nullhypothese kann sowohl im Rahmen eines t-Tests für unverbundene Stichproben als auch im Rahmen eines nicht parametrischen Wilcoxon-Rang-Summentests auf dem 99% Signifikanzniveau verworfen werden. 237 um jene Teilnehmer bereinigt, die für die erste Verminderung ein positives Gebot, für die zweite jedoch aus strategischen oder protestbedingten Gründen ein Nullgebot genannt haben. Sollen zunächst ausschließlich strategische Nullgebote ausgesondert werden, so bietet es sich an, jene zehn Befragte aus der Stichprobe zu entfernen, die angaben, der Staat oder die Verursacher sollten für die Kosten der zweiten Risikoverminderung aufkommen.29 In diesem Fall steigt die durchschnittliche MZB für Version A um 0,66 DM bzw. um 6,7% und für Version B um 0,69 DM bzw. 6,4% der in Tabelle 7.1 genannten unbereinigten Mittelwerte. Möchte man zusätzlich auch protestbedingte Gebote aussondern, so müssen auch jene Befragten aus der Stichprobe entfernt werden, die gegenüber dem zweiten Szenario Mißtrauen geäußert haben.30 Die durchschnittliche Wertschätzung steigt dann in Version A um 0,80 DM und in Version B um 1,15 DM (für die Version A entspricht dieser Zuwachs 7,8%, für die Version B 10,7% der unbereinigten Durchschnittsgebote). Damit wird deutlich, daß der Nettoeffekt dieser Korrektur erheblich geringer ist als für die erste Verminderung. Neben der geringeren Standardabweichung für die Gebote könnte eine Ursache darin liegen, daß das Verhältnis von entdeckten zu tatsächlich abgegebenen strategieoder protestbedingten Äußerungen deutlich ungünstiger ist als bei der ersten Verminderung. Berücksichtigt man bei einer Korrektur um strategiebedingte Äußerungen sowohl die entsprechenden Nullgebote für die zweite als auch jene für die erste Risikoverminderung, so nimmt die durchschnittliche MZB für die zweite Reduktion um l,74DModer 16,9% in VersionAund um2,77DMbzw. 25,5% in Version B zu. Wendet man die gleiche Vorgehensweise für strategieund 29 Wie bei der Klassifizierung der Nullgebote für die erste Risikoverminderung ergibt sich auch in diesem Fall ein Zuordnungsproblem in bezug auf jene Teilnehmer, die eine Finanzierung der zweiten Maßnahme durch die Verursacher wünschen. 30 Insgesamt werden dann 14 Teilnehmer aus der Stichprobe entfernt, da ein Teilnehmer sowohl Mißtrauen als auch strategische Gründe (in Tabelle 7.13) geltend machte. 238 protestbedingte Nullgebote an, so steigen die durchschnittlichen Wertschätzungen um 2,65 DM oder 20,3% in Version A und um 3,88 DM bzw. 36% in Version B, jeweils bezogen auf die durchschnittlichen Ausgangswerte der vollen Stichprobe aus Tabelle 7.1. Tabelle 7.14: Problt-Modell zur Erklärung positiver Gebote für die zweite Risikoverminderung&) 1. Schätzergebnisse Variable KoeffizienM Standardfehler t-Wert Konstantglied 0,08 0,24 0,36 STEUER 0,13•• 0,26 2,83 OSCHUL -0,74 0,55 -1,34 RENT -0,65 .. 0,26 -2,64 Log-Likelihood: -99,91 Log-Likelihood restringiert: -109,69 Likelihood-Ratio-Teststatistik: 19,56 a) Die abhängige Variable ist eine Dummyvariable mit O für Nullgebote und 1 für alle strikt positiven Gebote. b) Zwei Sterne indizieren statistische Signifikanz auf dem 99% Niveau, ein Stern (in Klammern) zeigt statistische Signifikanz auf dem 95% [90%) Niveau gemessen mit einem zweiseitigen t-Test an. 2. Anzahl der tatsächlichen und der vom Modell vorhergesagten positiven bzw. Nullgebote Vorhergesagte Anzahl Tatsächliche An0 1 % korrekt zahl 0 62 33 29 53 1 104 25 79 76 Anzahl insgesamt 166 58 108 67 Tabelle 7.14 gibt die Schätzung eines Probit-Modells zur Erklärung positiver Gebote für die zweite Risikoverminderung wieder. Dabei werden die gleichen erklärenden Variablen verwendet wie bei der Schätzung des Probit-Modells für die erste Risikoverminderung. Alle exogenen Variablen haben wiederum die erwarteten Vorzeichen. Allerdings ist die Variable OSCHUL nicht mehr 239 statistisch signifikant. Die Likelihood-Ratio-Teststatistik beträgt 19,56 und zeigt an, daß die gesamte Schätzfunktion auf dem 99% Vertrauensniveau statistisch signifikant ist.31 Betrachtet man den Anteil der korrekt prognostizierten Entscheidungen, so wird deutlich, daß die Gesamterklärungskraft des Modells, gemessen als Prozentanteil der korrekten Voraussagen an allen Entscheidungen, um fast 20% geringer ist als jener des Probit-Modells für die erste Risikoverminderung. Zwar wird ein größerer Anteil der Nullgebote korrekt prognostiziert, der Anteil der fälschlicherweise als Nullgebote vorhergesagten positiven Gebote wächst jedoch ebenfalls. Damit stützen die Ergebnisse der Probit-Analyse die zuvor geäußerte Vermutung, daß für die Nullgebote der zweiten Verminderung vermehrt andere, nur schwer faßbare Einflußfaktoren mitverantwortlich sind. 7.3.2 Positive Gebote Bislang beschränkt sich die Analyse von vermeintlichen strategieoder protestbedingten Gebote in der Literatur fast ausschließlich auf die Nullgebote. Allenfalls wurden noch einige extrem hohe und unplausible Gebote willkürlich entfernt. Für ein solches Vorgehen gibt es jedoch keinerlei sachliche Rechtfertigung. Der theoretischen Analyse der Zahlungsund Implementierungsregeln folgend ist vielmehr zu erwarten, daß auch positive Gebote genannt werden, die aus strategieoder protestbedingten Gründen unterhalb der wahren Wertschätzung liegen. In der vorliegenden Studie wird daher versucht, diesem Gedanken Rechnung zu tragen. Am Ende des kontingenten Szenarios werden deshalb alle jene 138 Teilnehmer, die zumindest für die erste Maßnahme eine positive Wertschätzung genannt hatten, nach ihren Motiven für die abgegebenen Gebote befragt.32 Naturgemäß sind die Antworten auf eine solch schwierige Frage recht heterogen. Dennoch lassen die 31 Der Grenzwert der X 2 -Verteilung beträgt bei 3 Freiheitsgraden 11,34. 32 Teilnehmer, die bei der ersten Verminderung ein Nullgebot abgaben, wurden wiegeschildert danach direkt zu den Gründen interviewt. 240 Antworten bei einer Reihe von Befragten den Verdacht aufkommen, daß ihr abgegebenes Gebot unterhalb ihrer tatsächlichen maximalen Zahlungsbereitschaft liegt. So äußerten sechs Befragte, daß sie unter Umständen noch mehr zu zahlen bereit wären. Zwölf Teilnehmer meinten, die Verursacher, der Staat oder die Industrie sollten einen Teil der Kosten tragen.33 Auch diese Antworten können als partiell strategisches oder protestbedingtes Verhalten interpretiert werden. Offensichtlich akzeptieren diese Teilnehmer die aufgestellten Implementierungsregeln nicht in vollem Umfang, sondern wünschen, daß die Maßnahme auch dann durchgeführt wird, wenn die Summe aller Wertschätzungen kleiner als die Kosten der Maßnahmen ist. Dies legt nahe, daß die Wertschätzung der risikovermindernden Maßnahmen über der angegebenen Zahlungsbereitschaft liegt, da bei letzterer vermutlich die Übernahme eines Teils der Kosten durch Dritte berücksichtigt worden ist. Schließlich haben 48 Teilnehmer ihre genannten Beträge im Rahmen einer "Hochrechnung", das heißt unter Annahme fiktiver Kosten und Gebote der anderen Teilnehmer ermittelt. Möglicherweise verbirgt sich hinter einem solchen Kalkül ein zweistufiger Entscheidungsprozeß: Auf der ersten Stufe wird die MZB unter Berücksichtigung der eigenen Präferenzen und der Einkommensrestriktion ermittelt. Auf der zweiten Stufe wird die MZB mit dem aus der "Hochrechnung" ermittelten Betrag verglichen, der zur Durchführung der Maßnahme für ausreichend erachtet wird. Ist dieser notwendige Betrag kleiner als die MZB, so nennen die Befragten diesen Betrag statt ihrer wahren Wertschätzung. Es kann folglich vermutet werden, daß diese genannten Gebote unter der wahren Wertschätzung liegen. Insgesamt ergeben sich damit 58 Fälle partiell strategischen oder protestbedingten Verhaltens. 33 Vier Befraite wollten die Verursacher, fünf den Staat und sechs die Industrie an den Kosten beteiligen (Mehrfachnennungen waren möglich). Obwohl die Argumente jenen ähneln, die von einigen Teilnehmern mit Nullgeboten bei der zweiten Risikoverminderung angeführt wurden, haben nur zwei der zwölf Befragten, die diese Argumente anführten, tatsächlich ein Nullgebot abgegeben. 241 Sondert man diese Fälle aus der Stichprobe aus, so steigt die durchschnittliche MZB in Version A für die erste Verminderung um 1, 75 DM oder 6, 1 % sowie für die zweite Reduktion um 0,91 DM bzw. 8,8% des jeweiligen unbereinigten Durchschnittswertes. Für die erste Verminderung in Version B nimmt die Wertschätzung um 1,27 DM oder 3,4% zu. Allerdings sinkt das Durchschnittsgebot für die zweite Verminderung um 0,40 DM. Dies liegt daran, daß das mit 100 DM mit Abstand höchste Gebot für die zweite Verminderung in Teilstichprobe B als partiell strategisches oder protestbedingtes Gebot eingestuft und nach der entsprechenden Bereinigung nicht mehr berücksichtigt wird.34 Kombiniert man die Korrektur des partiell strategischen oder protestbedingten Verhaltens mit jener der Nullgebote, so steigt die durchschnittliche Wertschätzung für die erste Risikoverminderung um 10,21 DM oder 36% in Version A und um 13,47 DM bzw. ebenfalls 36% des unbereinigten Durchschnittsgebots in Version B. Für die zweite Risikoverminderung nimmt die durchschnittliche Wertschätzung um 5,71 DM oder 55% bei Version A und um 4,27 DM bzw. 39,7% bei Version B zu Geweils bezogen auf das unbereinigte Durchschnittsgebot). Unterstellt man, die so ermittelte MZB entspreche der wahren Wertschätzung, dann liegt der im Rahmen strategischen oder protestbedingten Verhaltens verschwiegene Anteil an der wahren Wertschätzung zwischen 25,0% und 35,7% und nimmt damit eine ähnliche Größenordnung ein, wie sie auch für Freifahrerverhalten im Rahmen vollständig anreizkompatibler Laborexperimente ermittelt wurde.35 Allerdings ist zu betonen, daß die verwendeten Analyseinstrumente ausgesprochen grob sind, da sie voraussetzen, daß sich die Teilnehmer hinsichtlich aller übrigen entscheidungsrelevanten Charak34 Entfernt man dieses Gebot arbiträr aus der Ausgangsstichprobe, so steigt das um partiell strategisches oder protestbedingtes Verhalten bereinigte Durchschmttsgebot erwartungsgemäß und zwar um 0,69 DM. 35 Vgl. hierzu die Ergebnisse der im Abschnitt 4.3.2.1 diskutierten Studien. 242 teristika nicht unterscheiden. Diese Annahme wird im folgenden Kapitel aufgegeben und die Analyse strategischer oder protestbedingter Antworten unter Berücksichtigung dieser Unterschiede fortgeführt. 249 Die Resultate der OLS-Schätzung unter Verwendung dieser heteroskedastie-konsistenten White'schen Varianz-Covarianz-Matrix lauten: MZBl = 3,19 (0,49) Wald-Statistik: 24,90 + 8,36 VERSION -21,09 RISKAN** ( 1,25) (- 3,32) + 7,28 HHEINK"* (4,12) Aussagen über die Signifikanz der Gesamtschätzung können im vorliegenden Fall aus der Wald-Statistik gewonnen werden.10 Sie ist asymptotisch x2 mit k Freiheitsgraden verteilt, wobei k die Anzahl der exogenen Regressoren mit Ausnahme des Konstantglieds darstellt (Greene 1990, S.404 f.). Im vorliegenden Fall liegt der kritische Wert der Wald-Statistik für drei Freiheitsgrade und ein 99% Signifikanzniveau bei 11,34. Die Nullhypothese, alle Koeffizienten mit Ausnahme des Konstantglieds hätten keinen Einfluß auf die Abhängige, kann also auch mit diesem Test verworfen werden. Im Vergleich zu der nicht heteroskedastie-konsistenten Schätzung ist besonders die Zunahme des t-Wertes für den Koeffizienten RISKAN bemerkenswert. Die Nullhypothese, die Variable RISKAN habe keinen Einfluß auf die Zahlungsbereitschaft, kann nunmehr auf dem 99% Signifikanzniveau verworfen werden. Bei den t-Werten der übrigen Koeffizienten sind die Korrekturen gegenüber den nicht heteroskedastie-konsistenten Werten eher geringfügig. Damit gilt die Schlußfolgerung, daß die Variable VERSION nicht statistisch signifikant von Null verschieden ist, nach wie vor. Abschließend soll noch kurz auf die Annahme eines additiv-linearen Zusammenhangs zwischen den erklärenden Variablen und den erfaßten Geboten eingegangen werden. Die lineare Spezifikation der Schätzgleichung bedeutet keineswegs, daß der tatsächliche Zusammenhang der Variablen 10 Der F-Test kann in diesem Fall nicht angewendet werden, weil er homoskedatische Störterme voraussetzt. 250 linear-additiver Natur ist, sondern lediglich, daß die möglicherweise erheblich kompliziertere funktionale Form durch einen linearen Zusammenhang im beobachteten Bereich approximiert werden kann.11 8.1.2 Das traditionelle Modell unter Berücksichtigung strategischer und protestbedingter Gebote Im vorangegangenen Kapitel wurde deutlich, daß ein Teil der Befragten aus strategischen oder protestbedingten Gründen ihre wahre Wertschätzung für die risikovermindernde Maßnahme nicht offenbaren und ein niedrigeres Gebot abgeben. Im folgenden soll dieses Verhalten bei der statistischen Erklärung der Gebote berücksichtigt werden. Zunächst werden in Abschnitt 8.1.2.1 alle strategieund protestbedingte Gebote in der Stichprobe belassen, das Verhalten der Befragten jedoch gemäß den in Kapitel 7 diskutierten Kriterien mittels Dummyvariablen in der Schätzgleichung berücksichtigt. In Abschnitt 8.1.2.2 wird der Überlegung Rechnung getragen, daß eine solche Kennzeichnung der Gebote mit einem gewissen Grad an Willkür verbunden ist. Es werden deshalb nicht nur die strategieund protestbedingten, sondern alle Nullgebote aus der Stichprobe entfernt und die verbleibenden positiven Gebote mit Hilfe des zweistufigen Heckman Verfahrens für selektierte Stichproben untersucht. 11 Grundsätzlich ist es möglich, jeden nicht linearen funktionalen Zusammenhang -zumindest in einem gewissen Bereich -durch eine lineare Funktion mit Hilfe des Taylor Theorems zu apJ?roximieren (Chiang 1984, S.258). Demzufolge kann einer nicht linearen Beziehungen zwischen einer exogenen Variable und der Abhängigen dadurch Rechnung getragen werden kann, daß neben der exogenen Variable noch zusätzlich ihr quadrierter Wert als Regressor berücksichtigt wird (Kmenta 1986, S.449). Dieses Prozedere ist für die Variable HHEINK sowohl bei dieser wie auch in allen folgenden Modellschätzungen durch~eführt worden, ohne daß der quadrierte Regressor auch nur in die Nähe statistischer Signifikanz gekommen wäre oder das Modell eine höhere Erklärungskraft besessen hätte. Beides spricht dafür, daß die gewählte einfache lineare Darstellungsform keine allzu schlechte Approximation bildet. Im übrigen wird diese Schlußfolgerung auch von der Tatsache gestützt, daß sich semilog und log-log Spezifikationen dieser Schätzung und der folgenden Modelle hinsichtlich der Erklärungskraft der Gebote nicht wesentlich vom einfachen linearen Modell unterscheiden. 251 8.1.2.1 Berücksichtigung strategieund protestbedingter Gebote im Rahmen eines einstufigen Ansatzes Im Kapitel 7 wurden 25 der 28 Nullgebote als strategieoder protestbedingte Gebote eingestuft. Diese werden im folgenden durch die Dummyvariable STOP mit dem Wert eins gekennzeichnet, während in allen anderen Fällen die Variable den Wert Null annimmt. Daneben konnten 58 Teilnehmer identifiziert werden, die ihre Zahlungsbereitschaft nur partiell offenbarten, bzw. die aus strategischen oder protestbedingten Gründen vermutlich ein niedrigeres, wenngleich positives Gebot abgegeben haben, als es ihrer wahren Wertschätzung entsprochen hätte. Dieses Verhalten wird mit Hilfe der Dummyvariable PSTOP berücksichtigt, wobei die Variable den Wert eins annimmt, falls ein Teilnehmer aus strategischen oder protestbedingten Gründen ein niedrigeres aber positives Gebot abgegeben hat. Eine Schätzung dieses Modells, die im folgenden als Schätzgleichung II bezeichnet wird, ist in Tabelle 8.1 wiedergegeben. Die Erklärungskraft des Modells hat sich im Vergleich zur Schätzgleichung I -gemessen am einfachen oder korrigierten Bestimmtheitsmaßl2 -nahezu verdoppelt. Das vorliegende Modell ist damit in der Lage, fast ein Viertel der genannten Gebote im statistischen Sinn zu erklären. Die Wald-Statistik zeigt an, daß das Modell insgesamt hoch signifikant ist.13 Wie die Breusch-Pagan-Teststatistik zeigt, muß die Nullhypothese der Homoskedastie auch für dieses Modell auf dem 99% Signifikanzniveau verworfen werden.14 Folglich sind die t-Werte bereits auf Basis der heteroske12 Das korrigierte Bestimmtheitsmaß ist neben dem partiellen F-Test das gängigste Kriterium zum Vergleich von geordneten Modellen. Vgl. hierzu beispielsweise Kmenta ( 1985) S.593 ff. 13 Der kritische Wert für das 99% Vertrauensniveau beträgt bei fünf Freiheitsgraden 15,09. 14 Der kritische Wert der x2 -Verteilung mit fünf Freiheitsgraden und bei 99% Signifikanzniveau liegt bei 15,09. 252 Tabelle 8.1: Traditionelles Modell zur Erklärung der MZB für die erste Risikoverminderung, ohne und mit Berücksichtigung strategie• und protestbedingter Gebote8) Erklärende VariaGI.I GI.II blen Konstantglied 3,19 16,23 (0,49) (2,63) VERSION 8,36 8,35 (1,25) (1,34) RISKAN -21,09•• -19,91 .. (-3,32) (-2,98) HHEINK 1,zs•• 6,93„ (4,42) (4,00) STOP --- -42,05 .. (-7,35) PSTOP --- -15,82. (-2,33) Breusch-Pagan61,20 87,64 Teststatistik Rz 0,14 0,24 Rz 0,12 0,22 FG 162 160 Wald-Statistik 24,90 46,16 a) 01.S-Schätzungen. Die Werte in Klammern geben die auf Basis einer heteroskedastie-konsistenten Varianz-Covarianz-Matrix ermittelten t-Werte der entsprechenden Koeffizienten wieder. Zwei Sterne indizieren statistische Signifikanz auf dem 99%, ein Stern (in Klammern) zeigt statistische Signifikanz auf dem 95% (90%) Vertrauensniveau an. R2(R2) gibt das (korrigierte) Bestimmtheitsmaß an, FG die verbliebenen Freiheitsgrade der Schätzgleichung. dastie-konsistenten Varianz-Covarianz-Matrix von White berechnet worden. Betrachtet man zunächst die neu eingeführten Variablen, so wird deutlich, daß beide das erwartete negative Vorzeichen aufweisen und auf dem 99% bzw. 95% Vertrauensniveau statistisch signifikant sind. Die Koeffizienten der Variablen, die bereits in Schätzgleichung I enthalten sind, erweisen sich als relativ stabil, wie ein Vergleich der zweiten und dritten Spalte in Tabelle 8.1 zeigt. Insbesondere sind die Variablen RISKAN und HHEINK auf dem 99% Vertrauensniveau statistisch signifikant, während die Variable VERSION nicht statistisch signifikant und damit die Validität der erhobenen Zahlungsbereitschaften nach wie vor zweifelhaft ist. 253 Bislang wurden jene Gebote zu korrigieren versucht, bei denen der begründete Verdacht bestand, daß sie unterhalb der wahren Wertschätzung liegen. Nun stellt sich die Frage, ob nicht auch übertrieben hohe Gebote zu erwarten sind. Werden die geschilderten Zahlungsund Implementierungsregeln ernst genommen, so wird ein rationaler Befragter kaum ein höheres Gebot abgeben, als es seiner wahren Wertschätzung entspricht. Nimmt er dagegen die Regeln nicht ernst, so kann sein genanntes Gebot in beiden Richtungen von der wahren Wertschätzung abweichen. Von 18 Teilnehmern ist bekannt, daß sie Zahlungsund Implementierungsregeln unglaubwürdig fanden. Unterstellt man für diese Gruppe, daß die genannten Gebote symmetrisch um die wahre Wertschätzung verteilt sind, dann sollten die Gebote tendenziell über jenen der anderen Teilnehmer liegen. Letztere empfanden die Zahlungsregeln nicht besonders unglaubwürdig, so daß von ihnen entweder ein Gebot in Höhe ihrer wahren Wertschätzung oder ein darunter liegender Betrag erwartet werden kann. Führt man eine entsprechende Variable in die Schätzgleichung II ein, so wird diese Erwartung nicht bestätigt. Vielmehr erweist sich der geschätzte Koeffizient als statistisch nicht signifikant.15 Einzelne Übertreibungen können damit zwar nicht ausgeschlossen werden, zumal sich Teilnehmer auch irrational verhalten können. Jedoch ergibt sich keine Evidenz dafür, daß die Gruppe, die am ehesten zu Übertreibungen neigen sollte, insgesamt höhere Gebote abgegeben hat. Simuliert man die "wahre" Zahlungsbereitschaft auf Basis von Schätzgleichung II, indem man annimmt, daß die Variable STOP immer den Wert Null aufweist, so steigt das durchschnittliche Gebot um 6,33 DM für die erste Risikoverminderung in beiden Teilstichproben. Korrigiert man in analoger Weise den Einfluß des partiellen strategischen oder protestbedingten Ver15 Der Koeffizient beträgt 1,94, sein t-Wert 0,19. Auch in den noch folgenden Schätzgleichungen für die erste und zweite Risikoverminderung haben sich ganz ähnliche Resultate ergeben, wenn man diese Variable zusätzlich zu den dort verwendeten Regressoren in die Gleichung aufnimmt. 254 haltens, so steigt das durchschnittliche Gebot noch einmal um 5,53 DM. Hieraus wird deutlich, daß die Korrektur des partiellen strategischen oder protestbedingten Verhaltens im Bereich der positiven Gebote einen fast genauso großen Einfluß auf die durchschnittliche Zahlungsbereitschaft hat wie jene der strategischen oder protestbedingten Nullgebote. Insgesamt weist die Korrektur auf Basis des Regressionsmodells mit 11,86 DM eine ähnliche Größenordnung auf wie jene, die sich im Rahmen einer Analyse der Durchschnittswerte nach Aussonderung dieser Gebote für beide Teilstichproben gemeinsam ergibt (12,19 DM). 8.1.2.2 Berücksichtigung strategieund protestbedingter Gebote im Rahmen des zweistufigen Heckman Verfahrens Nun kann man den obigen einstufigen Ansatz zur Berücksichtigung strategischer und protestbedingter Gebote aus dem gleichen Blickwinkel kritisieren wie die entsprechende Bereinigung der Durchschnittsgebote. Zwar werden bei der einstufigen Vorgehensweise keine Fälle ausgesondert, die Bildung der Variablen STOP und PSTOP erfolgt jedoch zwangsläufig nach Klassifikation der entsprechenden Antworten durch den Forscher. Damit steckt in diesen Variablen ein gewisses Maß an arbiträrer Entscheidung. Zumindest für die strategischen und protestbedingten Nullgebote existiert eine alternative Vorgehensweise, die auf solch arbiträre Klassifikationen verzichtet. Sie besteht darin, alle Nullgebote aus der Stichprobe zu selektieren. Die verbleibenden Fälle können dann jedoch nicht mehr als Zufallsstichprobe der Gesamtpopulation angesehen werden. Vielmehr handelt es sich um eine gestutzte oder selektierte Stichprobe, in der ausschließlich positive Gebote vertreten sind. Würde man für diese Teilstichprobe das übliche OLSVerfahren anwenden, so wären die Schätzungen der entsprechenden Parameter verzerrt und ineffizient. Insbesondere besteht das Problem, daß eine 255 erklärende Variable als statistisch signifikant ausgewiesen wird, obwohl sie nur die Wahrscheinlichkeit determiniert, daß eine beliebige Beobachtung zensiert wird (Heckman 1979, S.155). Heckman (1979) hat nun ein zweistufiges Verfahren entwickelt, mit dessen Hilfe selektierte Modelle konsistent geschätzt werden können.16 Auf der ersten Stufe wird mit Hilfe eines Probit-Modells auf Basis aller 166 Beobachtungen im statistischen Sinn erklärt, welche Faktoren die Wahrscheinlichkeit beeinflussen, daß ein zufällig ausgewähltes Gebot selektiert wird. Da ein Gebot genau dann der Selektion zum Opfer fällt, wenn es sich um ein Nullgebot handelt, ist das zu schätzende Probit-Modell mit jenem aus Tabelle 7.12 im letzten Kapitel identisch. Aus den ermittelten Schätzwerten kann nun für jedes nicht selektierte Gebot eine Korrekturvariable berechnet werden. Auf der zweiten Stufe wird anschließend die Zahlungsbereitschaftsfunktion mit den verbleibenden 138 nicht selektierten Beobachtungen geschätzt, wobei die ermittelte Korrekturvariable als zusätzlicher Regressor in das Schätzmodell eingeht. Der für die Korrekturvariable berechnete Regressionskoeffizient entspricht dabei der geschätzten Standardabweichung des Störterms für das selektierte Regressionsmodell, multipliziert mit dem Korrelationskoeffizienten zwischen diesem Störterm und jenem des Probit-Modells. Er zeigt also an, inwieweit die selektierten Beobachtungen "zufällig" fehlen. Das Verfahren kann nicht nur klären, ob eine selektionsbedingte Verzerrung vorliegt, sondern ist auch in der Lage, diese simultan zu korrigieren, so daß die für die Regressionskoeffizienten ermittelten Schätzer konsistent sind.Um entsprechende inferenzstatistische Folgerungen vornehmen zu können, muß bei der Schätzung der Varianz-Covarianz-Matrix allerdings noch ein komplizierter Korrekturterm berücksichtigt werden, der dem durch die Selektion entstandenen Heteroskedastieproblem Rechnung trägt. Mit der so modifi16 Vgl. hierzu auch Anhang 8B. 256 zierten Varianz-Covarianz-Matrix können nun die üblichen Hypothesentests vorgenommen werden. Insbesondere ist es möglich, mit Hilfe des Standardfehlers des Regressionskoeffizienten für die Korrekturvariable die Nullhypothese, es liege keine selektionsbedingte Verzerrung vor, zu überprüfen. Tabelle 8.2: Traditionelles Modell zur Erklärung der MZB unter Berücksichtigung strategieund protestbedingter Gebote, Selektionsversus einstufiges Modell3) Erklärende GI.IIS GI.II Variablen Konstantglied 25,19 16,23 (2,37) (2,63) VERSION 7,34 8,35 (0,99) (1,34) RISKAN -25,17* -19,91 ** (-2,08) (-2,98) HHEINK 7,21!,·· 6,93„ (4,12) (4,00) STOP --- -42,05•• (-7,35) PSTOP -16,58* -15,82* (-2,24) (-2,33) k -34,02(*) - (1,64) p 0,73 - Rz 0,19 0,24 R.2 0,16 0,22 FG 133 160 Wald-Statistik 29,67 46,16 a) Die Varianz-Covarianz-Matrix für das Selektionsmodell wurde auf Basis der von Heckman entwickelten heteroskedastie-konsistenten Schätzer ermittelt. Für weitere Anmerkungen vgl. Tabelle 8.1. 257 Schätzt man für die vorliegenden Beobachtungen ein Selektionsmodell ( das im folgenden als Schätzgleichung IIS bezeichnet wird) auf Basis des in Kapitel 7 beschriebenen Probit Modells, so erhält man für die zweite Stufe des Heckman Verfahrens die folgenden in Tabelle 8.2 in der zweiten Spalte ausgewiesenen Ergebnisse. Der Korrekturkoeffizient für die Selektion hat das erwartete negative Vorzeichen und ist auf dem 90% Vertrauensniveau statistisch signifikant. Damit wären die Ergebnisse einer einfachen OLSSchätzung auf Basis der 138 positiven Gebote durch die Selektion verzerrt. Dies ist schon deshalb nicht allzu verwunderlich, weil der Korrelationskoeffizient p zwischen dem Störterm der Selektionsfunktion und dem der Regressionsfunktion mit 0, 73 eine beachtliche Größenordnung ausweist und somit nicht davon ausgegangen werden kann, daß die ausgesonderten Fälle "zufällig" fehlen. Vergleicht man die geschätzten Koeffizienten der übrigen Variablen mit den Ergebnissen von Schätzgleichung II, die in der zweiten Spalte nochmals ausgewiesen sind, so wird deutlich, daß es allenfalls unbedeutende Abweichungen gibt oder, mit anderen Worten, sich die geschätzten Koeffizienten als relativ stabil erweisen. Zusammenfassend ist festzustellen, daß im Rahmen des traditionellen Modells je nach Schätzgleichung zwischen 1 /5 und 1 / 4 der beobachteten Varianz in den Geboten im statistischen Sinn erklärt werden kann. Damit ist die Vorstellung, die erfaßten Wertschätzungen wären rein zufällig genannt worden, kaum vereinbar. Allerdings bestehen auf Grund der bislang diskutierten Schätzungen Zweifel hinsichtlich der theoretischen Validität der erfaßten Gebote. Die Variable VERSION sollte nämlich einen statistisch signifikanten positiven Einfluß haben. In keinem der geschätzten Modelle kann die entsprechende Nullhypothese jedoch verworfen werden. Dies kann einerseits auf eine mangelnde Validität der Daten, andererseits aber auch auf die Verwendung des falschen bzw. zu eng gefaßten theoretischen Modells 258 zurückzuführen sein. Im folgenden Abschnitt wird deshalb untersucht, inwieweit das in Kapitel 3 entwickelte erweiterte Modell als Erklärungsansatz für die genannten Gebote geeignet ist. 8.2 Das erweiterte Modell Die Grundidee des erweiterten Modells besteht darin, daß das im Rahmen des kontingenten Marktes betrachtete Risiko für die Bürger nicht völlig exogen determiniert ist. Vielmehr gibt es neben der Äußerung der Zahlungsbereitschaft im Rahmen des kontingenten Marktes vermutlich noch andere Möglichkeiten, auf eine Risikoverminderung entweder im individuellen Bereich oder für das ganze Kollektiv hinzuwirken. Solche Möglichkeiten, die vom traditionellen Ansatz ignoriert werden, können die Zahlungsbereitschaft im Rahmen des kontingenten Marktes durchaus beeinflussen. Im folgenden wird untersucht, ob solche Einflüsse auf die Gebote nachweisbar sind. Problematisch ist bei dieser Überprüfung, daß das gewählte Risiko hypothetischer Art sein mußte, da für einen solchen Fall naturgemäß keine Aktivitäten außerhalb des kontingenten Marktes zur Risikoverminderung beobachtet werden können. Eine Möglichkeit, dieses Problem zu lösen, besteht darin, die Teilnehmer nicht nur nach ihrer hypothetischen Zahlungsbereitschaft, sondern auch nach ihrem hypothetischen Engagement hinsichtlich solcher Aktivitäten zu befragen. Auf Grund der vielfältigen Formen, die sie annehmen können, ist es jedoch fast unmöglich, die Randbedingungen so genau zu spezifizieren, wie dies für die entsprechenden Zahlungen im Rahmen des kontingenten Marktes versucht wurde. Eine derart umfassende Spezifikation ist erforderlich, weil die Teilnehmer anderenfalls bei ihrer Antwort von unterschiedlichen, nicht kontrollierbaren und ex post kaum nachvollziehbaren Prämissen ausgehen können, so daß die erfaßten Antworten im schlimmsten Fall wertlos sind. 265 65 Teilnehmer der Befragung erklärten, daß umweltpolitische Aspekte ihre Wahlentscheidung bei der letzten Wahl zum Berliner Senat stark beeinflußt hätten. 22 Dies wird durch die Dummyvariable WAHL erfaßt (mit WAHL= 1, falls der Befragte einen starken Einfluß angab). Weitergehende Unterstützungaktivitäten von Parteien wurden von den Befragten in nur fünf Fällen berichtet. Bei einer solch geringen Anzahl können zuverlässige Aussagen über den Einfluß auf die abgegeben Gebote kaum vorgenommen werden, weshalb diese Aktivitäten im folgenden nicht weiter berücksichtigt werden. Gleiches gilt für die fünf Teilnehmer, die Umweltschutzinitiativen durch aktive Mitarbeit unterstützen. 44 Teilnehmer haben solche Initiativen mit Spenden oder Zahlung von Mitgliedsbeiträgen gefördert. Dies wird durch die Variable FUINI erfaßt, welche die durchschnittliche monatliche Unterstützung in DM wiedergibt. Tabelle 8.3 enthält verschiedene Spezifikationen des erweiterten Modells. Schätzgleichung Illa enthält alle Variablen, die im Rahmen des erweiterten Modells als mögliche Einflußgrößen der Zahlungsbereitschaft diskutiert wurden. Wie die Wald-Statistik zeigt, ist das geschätzte Modell insgesamt hochsignifikant.23 Es ist in der Lage, 37% der beobachteten Varianz der Gebote im statistischen Sinn zu erklären. Damit ist das Bestimmtheitsmaß gegenüber Schätzgleichung II noch einmal um mehr als 50% gestiegen. Wie die Breusch-Pagan-Teststatistik anzeigt, ist das Modell allerdings nach wie vor heteroskedastisch, weshalb die t-Werte wiederum auf Basis der heteroskedastie-konsistenten White'schen Varianz-Covarianz-Matrix berechnet werden. 22 Diese Wahl fand nur ein gutes halbes Jahr vor der Befragung statt. 23 Für 11 Freiheitsgrade und ein Signifikanzniveau von 99% beträgt der Grenzwert der x2-Verteilung 24,72. 266 Tabelle 8.3: Erweitertes Modell zur Erklärung der MZB für die erste Risikoverminderung&) Erklärende Variablen GI.Illa GI.Illb GI.IllaS Gl.lllbS Koostaotglied 7,90 6,16 7,39 7,21 (1,25) (0,89) (0,65) (0,63) VERSION 12,58* 11,91(*) 12,12(*) 11,11(*) (1,96) (1,86) (1,76) (1,69) RISKAN -22,14•• -24,37** -27,26* -28,18* (-3,48) (-3,55) (-2,42) (-2,49) HHEINK 5,44** 6,66** 6,28·· 6,81 •• (4,53) (4,08) (3,65) (4,06) WASSER -15,08* -11,64* -16,09* -14,73* (-2,39) (-2,02) (-2,30) (-2,12) BIONA 0,02 --- 0,02 --- (1,24) (1,28) BESCH -20,00· -19,13(*) -21,82(•) -22,so• (-1,98) (-1,93) (-1,91) (-1,99) GBESCH 16,66* 11,11• 18,50* 18,46* (2,08) (2,09) (2,46) (2,44) WAHL 15,42** 20,81„ 17,97. 20,45** (2,84) (3,15) (2,44) (2,87) FUINI 0,69 --- 0,11· 0,11• {1,21) (2,00) (2,19) STOP -39,70 .. -39,66 .. --- --- (-6,42) (-6,55) PSTOP -12,10· -13,68. -12,57(•) -12,90(•) (-2,18) (-2,25) (-1,85) {-1,89) 1'. --- --- -13,18 -12,99 (-0,68) (-0,67) p --- --- 0,38 0,33 Breusch-Pagan-Teststatistik 164,75 145,59 --- --- R' 0,37 0,34 0.33 0,32 R' 0,32 0,30 0,27 0,27 FG 154 156 126 127 Wald-Statistik 75,74 68,19 55,37 53,73 a) Zu den Anmerkungen siehe Tab.8.1 und 8.2. Schon ein erster Blick auf Schätzgleichung Illa zeigt, daß vier der sechs betrachteten Aktivitäten einen signifikanten Einfluß auf die Gebote haben. So bieten beispielsweise Befragte, welche die beschriebenen Aktivitäten in bezug auf das Trinkwasser ergriffen haben, ceteris paribus ca. 15 DM weniger als jene Teilnehmer, die solche Aktivitäten nicht ausüben. Der negative Einfluß 267 spricht für die oben geäußerte Vermutung, daß die Aktivitäten nicht als spezifisches Substitut für eine Risikoverminderung im Giftmüllbereich betrachtet, sondern aus anderen Motiven (wie etwa auf Grund des Geschmacks oder der Belastung des Wassers mit Nitrat) ergriffen worden sind. Die Ausgaben für Bionahrung haben dagegen auf die Gebote keinen statistisch signifikanten Einfluß. Demzufolge ist auch das positive Vorzeichen ohne Bedeutung. Betrachtet man die Aktivitäten, die auf eine kollektive Risikoverminderung abzielen, so wird deutlich, daß die beiden tatsächlich durchgeführte oder geplante Beschwerden reflektierenden Variablen auf dem 95% Niveau statistisch signifikant sind und die Erwartung hinsichtlich des differenziellen Effektes auf die genannten Gebote bestätigen wird. Während Befragte, die sich tatsächlich beschwert haben, im Durchschnitt 20 DM weniger bieten, liegen die Zahlungbereitschaften jener, die zwar Beschwerden erwogen, sie letztendlich aber nicht durchgeführt haben -ceteris paribus -um ca. 17 DM höher als die aller anderen Teilnehmer. Dieses Ergebnis legt nahe, daß die Teilnehmer aus der ersten Gruppe davon ausgehen, daß ihnen die angebotene Verbesserung auch ohne Zahlung zusteht, weshalb sie ceteris paribus ein geringeres Gebot abgeben.24 Befragte, die eine Beschwerde zwar erwogen aber nicht durchgeführt haben, scheinen dagegen entweder der Durchsetzung ihres Eigentumsrechtes geringere Chancen einzuräumen oder gar nicht von einem solchen Recht auszugehen. Sie sind vielmehr bereit, sich das Recht auf eine Risikoverminderung durch eine ceteris paribus höhere Zahlungen zu erkaufen. 24 Wenngleich diese Gebote in gewisser Hinsicht auch Protest dagegen widerspiegeln, daß die Teilnehmer im Rahmen des kontingenten Szenarios für die Durchführung der risikovermindernden Maßnahme zahlen sollen, ist der Korrelationskoeffizient zwischen der Variablen BESCH und den vollständig oder partiell strategisches oder protestbedingtes Verhaltenreflektierenden Variablen STOPund PSTOP sehr niedrig und rechtfertigt somit das gewählte Vorgehen, die entsprechenden Aktivitäten der Teilnehmer getrennt zu erfassen. 268 Die Variable WAHL hat einen erstaunlich starken Effekt auf die Gebote. Befragte, deren Wahlentscheidung durch umweltpolitische Aspekte stark beeinflußt wurde, sind im Durchschnitt bereit, 15 DM mehr zu bieten als andere Teilnehmer. Wären die Stimmabgabe für eine Partei und die Äußerung von Zahlungsbereitschaft im Rahmen des kontingenten Marktes enge Substitute, so wäre zu erwarten gewesen, daß die Kosten des Wählens eine Obergrenze für das Gebot jener Teilnehmer bilden. Der Koeffizient der Variablen WAHL indiziert jedoch numerisch einen Einfluß auf die genannten Gebote, der so stark ist, daß er mit den Kosten der Wahlteilnahme nicht mehr begründet werden kann. Allerdings ist die Annahme vom engen Substitut zu streng. Auch wenn man diese wenig plausible Annahme aufgibt, so überrascht der starke Einfluß der Wahlentscheidung auf die Zahlungsbereitschaft. Er läßt vermuten, daß die Variable neben der Wahlentscheidung auch die grundsätzlichen Umweltpräferenzen der Teilnehmer widerspiegelt und die Rolle eines Präferenzparameters übernimmt. Die modelltheoretisch abgeleitete Zahlungsbereitschaftsfunktion basiert auf einer repräsentativen Nutzenfunktion und damit auf der Annahme, die Geschmäcker bzw. Wertvorstellungen aller Individuen seien gleich. Tatsächlich verfügen die Bürger jedoch über unterschiedliche Wertvorstellungen hinsichtlich der Umweltqualität. Teilnehmer, denen Umweltaspekte bei der Stimmabgabe wichtig waren, könnten demzufolge stärkere Umweltpräferenzen besitzen als die anderen Befragten und folglich höhere Gebote abgeben. Die finanzielle Unterstützung von Umweltinitiativen übt dieser Schätzung zufolge zwar einen positiven Einfluß auf die abgegebenen Gebote aus, der jedoch nicht statistisch signifikant ist. Dies ist insofern überraschend, als a priori eine relativ enge substitutive Beziehung zu der Möglichkeit, sich im Rahmen des kontingenten Szenarios eine Risikoverminderung durch Nennung der Zahlungsbereitschaft zu erkaufen, vermutet wurde. Möglicherweise sind die Befragten jedoch in der Lage gewesen, zwischen allgemeinen Spenden für Umweltschutzorganisationen und der konkreten im kontingenten Sze- 269 nario genau beschriebenen Risikoverminderung zu trennen. Auch diese Vermutung spricht wiederum tendenziell gegen die Einbettungshypothese, wie sie von Kahneman und Knetsch (1990) vertreten wird. Betrachtet man die bereits im Rahmen des traditionellen Modells berücksichtigten Variablen, so fällt auf, daß die Variable VERSION nunmehr auf dem 95% Niveau statistisch signifikant ist. Die Befragten aus Teilstichprobe B sind im Durchschitt bereit, ca. 13 DM mehr zu bieten als jene aus A. Dies legt nahe, daß die bisherigen Folgerungen, VERSION habe keinen statistisch signifikanten Einfluß, auf Grund fehlender einflußreicher Variablen zustande kamen und nicht auf die fehlende theoretische Validität der Daten zurückzuführen sind. Alle anderen Variablen erweisen sich sowohl hinsichtlich des Vorzeichens als auch in bezug auf die Größe des geschätzten Koeffizienten als relativ stabil und besitzen gegenüber den früheren Schätzgleichungen unveränderte Signifikanzniveaus. Nun ist noch zu prüfen, ob die Aussagekraft der vorliegenden Ergebnisse nicht durch Multikollinearität der Regressoren beeinträchtigt ist.25 Dieses Problem könnte sich insbesondere ergeben, wenn einige der risikovermindernden Aktivitäten in enger Beziehung zueinander stehen. Wie die einfache Korrelationsmatrix der erklärenden Variablen in Tabelle 8.4 nahelegt, sind die partiellen Korrelationskoeffizienten jedoch so niedrig, daß sich hieraus, wie auch aus dem Test von Belsley, Kuh und Welsh (1980), der komplizierteren Beziehungen zwischen den Regressoren Rechnung trägt, keine Anzeichen für ein Multikollinearitätsproblem ableiten lassen.26 25 Ähnlich wie im Fall der Heteroskedastie werden potentielle Multikollinearitätsprobleme in praktisch allen Analysen kontingenter Szenarien, die multiple Regressionsverfahren benutzten, außer acht gelassen, obwohl Schätzungen auf Basis hoch kollinearer Regressoren sehr ungenau sind. 26 Die zur Entdeckung potentieller Multikollinearität durchgeführten Tests werden in Anhang 8C beschrieben. Tabelle 8.4: Einfache Korrelationsmatrix der erklärenden Variablen VERSION RISKAN HHEINK WASSER BIONA BESCH GBESCH WAHL FUINI STOP PSTOP ~ VERSION 1,0000 0,1788 0,0927 -0,0729 -0,0271 -0,0387 -0,1335 -0,0927 -0,0714 0,0946 -0,1011 RISKAN 1,0000 -0,0417 -0,1753 -0,1014 -0,1178 -0,0991 0,0119 -0,1064 0,0658 0,0025 HHEINK 1,0000 -0,0233 0,2050 -0,0003 0,0282 -0,0056 0,2221 -0,0565 0,0612 WASSER 1,0000 0,2585 -0,0316 0,0083 0,1894 0,1702 0,0290 -0,0550 BIONA 1,0000 0,0002 0,0591 0,3017 0,2661 0,0306 -0,0323 BESCH 1,0000 0,3936 0,1152 0,1073 -0,0037 0,0289 GBESCH 1,0000 0,1917 0,1297 0,0246 -0,1147 WAHL 1,0000 0,2495 -0,0387 0,0289 FUINI 1,0000 -0,0177 -0,0276 STOP 1,0000 -0,2635 271 In Gleichung Illb (in Tabelle 8.3) wird das erweiterte Modell ohne die in Illa nicht signifikanten Variablen BIONA und FUINI geschätzt. Das korrigierte Bestimmtheitsmaß liegt etwas unter dem von Gleichung Illa. Die WaldStatistik ist jedoch nach wie vor hochsignifikant.27 Alle verbleibenden Variablen haben einen statistisch signifikanten Einfluß, die Variablen VERSION und BESCH jedoch nur noch auf dem 90% statt auf dem 95% Vertrauensniveau. Die geschätzten Koeffizienten variieren im Vergleich zu jenen von Gleichung Illa -sieht man einmal von der 35%igen Zunahme des Koeffizienten WAHL ab -kaum, was einen hohen Grad an Stabilität der geschätzten Zusammenhänge nahelegt. Insgesamt sprechen die Schätzgleichungen Illa und Illb dafür, daß das geschilderte Giftmüllrisiko von den Befragten nicht als völlig exogen betrachtet wird und ihre geäußerte Wertschätzung neben den traditionellen ökonomischen Einflußgrößen, wie Ausmaß der angebotenen Risikoverminderung und Einkommen, noch von einer Reihe anderer Aktivitäten abhängt, die in der Literatur bei der Schätzung von Zahlungsbereitschaftsfunktionen bislang vernachlässigt wurden. Simuliert man wiederum die "wahre" Zahlungsbereitschaft, indem man die theoretischen Werte unter der Annahme berechnet, daß die Variablen STOP und PSTOP immer den Wert Null aufweisen, so erhöht sich die durchschnittliche Wertschätzung über beide Teilstichproben hinweg in Schätzgleichung Illa um 10,41 DM und in Illb um 10,75 DM und liegt damit nahe bei den im Rahmen früherer Schätzgleichungen ermittelten Werten. Diese Simulation zeigt, daß sich die Variablen, mit deren Hilfe strategisches und protestbedingtes Verhalten zu erfassen gesucht wird, gegenüber der Einführung der neuen Variablen als robust erweisen. Darüber hinaus entspricht die Größenordnung des entdeckten strategischen Verhaltens von ca. 33% 27 Der kritische Wert liegt bei 9 Freiheitsgraden für ein Vertrauensniveau von 99% bei 21,67. 272 bezogen auf die genannten Durchschnittsgebote, bzw. 24% bezogen auf die theoretisch berechneten "wahren" Wertschätzungen etwa jenen Größen, die auch im Rahmen vollständig anreizkompatibler Experimente ermittelt wurden. Verwendet man das zweistufige Heckman Verfahren und schätzt damit Gleichung Illa, so ähneln die in der vierten Spalte von Tabelle 8.3 ausgewiesenen Ergebnisse jenen der einstufigen Vorgehensweise. Zwar sind die Variablen VERSION, BESCH und PSTOP nur noch auf dem 90% Vertrauensniveau sowie die Variablen RISKAN und WAHL nur noch auf dem 95% Vertrauensniveau statistisch signifikant, doch weisen die Größenordnungen der geschätzten Koeffizienten ein hohes Maß an Stabilität auf. Dies ist auch insofern plausibel, als der Selektionskorrekturkoeffizient p im Gegensatz zur Schätzgleichung IIS erheblich weniger Gewicht hat und nicht statistisch signifikant ist, die Nullgebote mithin eher "zufällig" fehlen. In Gleichung IllbS wird der gleiche Zusammenhang ohne die in Gleichung IllaS nicht signifikante Variable BIONA geschätzt. Auch hier ergeben sich keine nennenswerten Veränderungen hinsichtlich der Koeffizienten und ihrer Signifikanzniveaus, sieht man einmal davon ab, daß die Variable WAHL nun wieder auf dem 99% Niveau statistisch signifikant ist. Insgesamt sind alle vier in Tabelle 8.3 geschätzten Modelle denen aus Tabelle 8.2 überlegen. Sie haben nicht nur eine deutlich höhere Erklärungskraft gemessen am einfachen oder korrigierten Bestimmtheitsmaß, sondern von den neu eingeführten Variablen erweisen sich die meisten als statistisch signifikant. Damit kann festgehalten werden, daß die im Rahmen des kontingenten Marktes erfaßte Wertschätzung in bedeutendem Umfang von Aktivitäten beeinflußt wird, welche die Bürger außerhalb des kontingenten Marktes unternehmen, um eine Risikoverminderung zu erreichen. Solchen Einflußfaktoren kann jedoch nur mit dem erweiterten Modell, nicht aber mit dem in der empirischen Analyse bislang fast ausschließlich vertretenen traditionellen Zahlungsbereitschaftsmodell Rechnung getragen werden. 273 8.3 Das erweiterte Modell für die zweite Risikoverminderung Wie bereits in Abschnitt 7.3.2 diskutiert, ist bei der Frage nach der Zahlungsbereitschaft für die zweite Risikoverminderung eine erhebliche Zunahme der strategischen und protestbedingten Gebote zu beobachten. Die Variable STOP2 ist in der Lage, dem insoweit Rechnung zu tragen, als sie zusätzlich zu den im Rahmen der ersten Verminderung identifizierten strategischen und protestbedingten Nullgebote auch strategische und protestbedingte Nullgebote jener 11 Teilnehmer berücksichtigt, die für die erste Risikoverminderung ein positives Gebot abgegeben haben. Zwar ist der Anteil der entdeckten strategischen oder protestbedingten Nullgebote im Vergleich zur ersten Risikoreduktion von 89% auf 58% gesunken, doch spricht dies nur dafür, daß der Anteil der entdeckten, nicht aber der Anteil der tatsächlichen strategischen oder protestbedingten Nullgebote zurückgegangen ist. Während bei der ersten unterbreiteten Risikoverminderung Nullgebote kaum mit der Einkommensrestriktion begründet wurden, haben bei der zweiten Verminderung eine Reihe von Teilnehmern dieses Argument genannt. Dies läßt vermuten, daß das Nullgebot in einigen dieser Fälle tatsächlich auf Protestgründe zurückzuführen ist. Da solche Fälle jedoch nicht gegenüber jenen abgegrenzt werden können, bei denen tatsächlich die Einkommensrestriktion ausschlaggebend war, bleiben sie zwangsläufig unentdeckt. Schätzgleichung IVa (in Tabelle 8.5) enthält die gleichen Variablen wie Gleichung Illa, wobei allerdings die Variable STOP durch die Variable STOP2 ersetzt worden ist. Was die Gesamterklärungskraft des Modells betrifft, so steht sie der von Illa kaum nach. Jedoch sind außer den Variablen BIONA und FUINI auch die Variablen VERSION, GBESCH und PSTOP nicht mehr statistisch signifikant von Null verschieden. Allerdings ist darauf hinzuweisen, daß der Einfluß der Variable VERSION bei der zweiten Risikoverminderung aus theoretischer Sicht selbst im traditionellen Modell unbestimmt ist, weil Teilstichprobe B zwar von einem höheren Ausgangsrisiko 274 eine größere Verminderung erhält, was ceteris paribus für eine höhere Zahlungsbereitschaft spricht, andererseits aber von einer schlechteren Ausgangsausstattung ausgeht, was ceteris paribus eine niedrigere Zahlungsbereitschaft nahelegt. Tabelle 8.5: Erweitertes Modell zur Erklärung der MZB für die zweite Risikoverminderung&) Erklärende Variablen GI.IVa GI.IVb GI.IVaS GI.IVbS Konstantglied 3,36 3,27 8,12 9,24(·) (1,16) (1,47) (1,40) (1,69) VERSION 1,58 --- -0,74 --- (0,65) (-0,25) RISKAN -4,83(·) -5,74* -4,21 --- (-1,80) (-2,33) (-0,75) HHEINK 2,14„ 2,46** 3,17„ 3,16„ (4,03) (4,64) (4,46) (4,56) WASSER -4,45. -3,64(·) -5,67(·) -4,86(•) (-2,28) (-1,66) (1,95) (-1,67) BIONA 0,01 --- 0,02• 0,22„ (1,20) (2,53) (3,34) BESCH -6,90. -4,90. -10,45. -10,30• (-2,20) (2,10) (-2,46) (-2,20) GBESCH 3,62 --- 6,53. 8,os• (1,30) (2,07) (2,58) WAHL 6,90„ 8,97„ 4,52 --- (2,91) (3,61) (1,44) FUINI 0,12 --- 0,14 --- (1,02) -12,16 .. (1,03) STOP2 -14,23 • --- --- (-7,57) (-7,95) PSTOP -3,61 --- -1,94 --- (-1,42) (-0,66) "- --- --- -13,0l(·) -15,76. (-1,79) (-2,12) p --- --- 0,78 0,87 Breusch-Pagan-Teststatistik 93,01 78,78 --- --- R' 0,36 0,31 0,37 0,35 "ii' 0,31 0,29 0,30 0,30 FG 154 159 92 97 Wald-Statistik 73,29 62,27 48,80 44,03 a) Zu den Anmerkungen siehe Tab.8.1 und 8.2. 281 Anhang 8B: Zur konsistenten Schätzung selektierter Modelle mit Hilfe des zweistufigen Heckman Verfahrens Im folgenden wird das zweistufige Heckman Verfahren an Hand einer formalisierten Darstellung in seiner Grundstruktur skizziert und gezeigt, daß die Schätzung selektierter Stichproben mit Hilfe des einfachen OLS-Verfahrens zu verzerrten und ineffizienten Schätzergebnissen führen kann. Ausgangspunkt der Überlegung ist die Regressionsgleichung ( 8 . 1 ) . Die y; sollen dabei die wahren Wertschätzungen für die risikovermindernde Maßnahme repräsentieren, seien jedoch nur latent wahrnehmbar. Direkt wahrnehmbar ist die Variable yf. Diese Variable kann jedoch nur unter einer bestimmten Bedingung beobachtet werden, nämlich immer dann, wenn die Teilnehmer ein strikt positives Gebot abgegeben haben. Bieten sie Null, so ist nicht klar, ob das Gebot die wahre Wertschätzung reflektiert oder aus strategischen Gründen bzw. protestbedingten Motiven abgegeben wurde. Deshalb sind die yf in diesem Fall nicht beobachtbar. Formal läßt sich die Entscheidung, ob ein Nullgebot oder ein positives Gebot abgegeben wird, mit dem bereits im letzten Kapitel diskutierten ProbitModell beschreiben. Diesem Probit-Modell liegt folgender nicht direkt beobachtbare funktionaler Zusammenhang zugrunde: (8B .1) mit V; -N ( 0, 1 ) . Direkt beobachtbar sind dagegen die z ;, für die gilt (8B .2) z; = 0 für z~ :s; 0. Hinsichtlich der Störvektoren v in ( 8 B . 1 ) und u in ( 8 . 1 ) wird angenommen, daß die Elemente beider Vektoren aus einer gemeinsamen bivariaten Normalverteilung h ( u; , v;) stammen und die Korrelation p aufweisen. Zur 282 Schätzung des Probit-Modells stehen Daten für die gesamte Stichprobe T = 166 zur Verfügung. Die abhängige Variable im selektierten Regressionsmodell kann jedoch nur beobachtet werden, falls z i = l ; (8B .3) Die Regressionsfunktion kann also nur auf Basis von s = l 38 Fällen geschätzt werden. Der Erwartungswert der y ~ beträgt (8B.4) Würde man dieses Modell mittels OLS-Ansatzes schätzen, so würde der hintere Term als Regressor nicht berücksichtigt, was jedoch nur akzeptabel wäre, falls der bedingte Erwartungswert E ( u i I v i > - y ' w i) gleich Null ist. Da jedoch der nicht konditionale Erwartungswert E ( u i) annahmegemäß gleich Null ist, wird der konditionale Erwartungswert E ( u i I v i > - y ' w i) positiv sein. Deshalb ergeben sich bei Verwendung des klassischen OLSAnsatzes die üblichen Probleme einer nicht berücksichtigten signifikanten Variablen: Die Schätzungen der Parameter sind verzerrt und ineffizient. Für den Erwartungswert der Zufallsvariablen ui gilt im Fall zi = 1 bzw. (8B .5) 283 wobei cp( ·) die Dichtefunktion und <I>( ·) die Verteilungsfunktion einer standardnormalverteilten Zufallsvariablen beschreibt (Johnson und Kotz 1970, S.81). Zur Vereinfachung der Notation werden die Variablen a und "/1.. ( • ) definiert als (8B.6) und (8B. 7) a = -y'wi "/1..(a) = cp(a) · 1-<l>(a) "/1..( ·) wird auch als inverses Mills-Verhältnis bezeichnet. Der Ausdruck ( 8 B. 7) entspricht dabei der Dichte der gestutzten normalverteilten Zufallsvariablen u, wobei im Zähler die Dichte der ungestutzten Variablen u steht und der Nenner die Wahrscheinlichkeit angibt, mit der eine Realisation ui der Zufallsvariablen u nicht gestutzt bzw. selektiert wird. Je kleiner diese Wahrscheinlichkeit ist, desto größer wird der Wert "/1..( ·) (Heckman 1976, S.470). ( 8 B . 5) kann damit vereinfacht werden zu (8B .8) Für p = 0, also im Fall der Unabhängigkeit von ui und vi, ist der bedingte Erwartungswert von ui Null. In diesem Fall liegt keine selektionsbedingte Verzerrung vor, die nicht vorhandenen Beobachtungen y i I z i ~ 0 fehlen also "zufällig". In aller Regel wird jedoch p > 0 sei. Für den bedingten Erwartungswert der abhängigen Variable Yi ergibt sich dann (8B .9) so daß das letztlich zu schätzende Modell wie folgt spezifiziert werden kann: 284 (8B.10) Damit wird deutlich, daß eine OLS-Regression für die beobachteten y i auf die x; zu verzerrten Schätzungen von ß führt, da eine erklärende Variable - "A. ( a; )- fehlt. Wären dagegen die>,.,, und die a i bekannt, so könnte das ganze Modell konsistent in einem Schritt mit dem OLS-Verfahren geschätzt werden (Heckman 1979, S.157). Ignoriert man das durch die Aussonderung der Nullgebote verursachte Selektionsproblem und schätzt die Gleichung ( 8. 1 ) auf Basis der verbliebenen yf mit Hilfe des OLS-Verfahrens, so sind nicht nur die Schätzungen für die ermittelten Regressionskoeffizienten, sondern auch jene für die Varianz-Covarianz-Matrix verzerrt. Die bedingte Varianz für die ui beträgt nämlich (8B.11) Var(ui I z~ = 1) = o~( 1 - p2 A(a;) 2 + p2 A(a;)a;) = o~( 1 - p2 li(a;)) mit li ( a;) = A ( a;) ( A ( a;) - a;) . Abgesehen von den trivialen Fällen, daß entweder p = 0 oder der Vektor w; lediglich aus einem für alle i identischen Skalar besteht, hängt die Varianz von u i von den w, ab, so daß ein Heteroskedastieproblem vorliegt. Dies gilt selbstverständlich auch für die OLS-Schätzung von ( 8 B. 1 0) , da gilt (8B.12) Var(u;lz~= l)=Var(E;). Im folgenden wird nun gezeigt, wie die Regressionskoeffizienten und die Varianz-Covarianz-Matrix von ( 8 B . 1 0) konsistent geschätzt werden können. Aus der Likelihoodfunktion (7. 4) des Probit-Modells kann der Vektor y' geschätzt werden. Da die Störgröße des Probit-Modells annahmegemäß 285 standardnormalverteilt ist ( a" = I ) , lassen sich für jede Beobachtung i die entsprechenden a; und hieraus folgend die A; berechnen. Damit ist der fehlende Regressor in ( 8 B . 1 O) ermittelt. Im Gegensatz zu den deterministischen Variablen x; liegt für A; nicht der wahre Wert, sondern eine Schätzung f:..; vor. Dies hat Konsequenzen für die Schätzung der Varianz-Covarianz-Matrix, wie gleich deutlich werden wird. Nach Berechnung der f:..; kann nun ( 8 B. 10) mittels OLS-Ansatz geschätzt werden. Der dabei ermittelte Koeffizientß),,. gibt die Schätzung fürp au wieder, woraus konsistente Schätzungen für au und p abgeleitet werden können (Heckman 1979, S.157f.). Um inferenzstatistische Aussagen treffen zu können, ist allerdings noch das erwähnte Heteroskedastieproblem zu lösen.Unter Berücksichtigung von ( 8 B . 1 I ) gilt V AR [ß'] = CJ 2 (X'' X' f 1 ( I ( 1 - p 26; )x; x;) (X'' X' f 1 ,- 1 (8B.13) wobei x; = [ x;, A; J, ß' der OLS-Schätzer einer Regression der y; auf die x; und / - p 2 ~ eine Diagonalmatrix mit ( I - p 2 o;) auf der Diagonalen ist. Nun tritt ein weiteres Problem auf, da die A; und die o; unbekannt sind. Zur Schätzung dieser Matrix stehen nur die geschätzten Größen f:..; und 6; zur Verfügung. Die Regressionsgleichung für das selektierte Modell (BB. IO) kann wie folgt umgeformt werden, um zu verdeutlichen, daß durch die Verwendung der geschätzten an Stelle der tatsächlichen A; und der o; eine Quelle zusätzlicher Varianz durch den Ausdruck in eckigen Klammern in das Modell hineinkommt: (8B.14) 286 Der Störterm besteht jetzt aus den beiden hinteren Termen. Deshalb muß die Varianz-Covarianz-Matrix ( 8 B . 13) noch um einen komplizierten Ausdruck erweitert werden, der unter anderem die Varianz-Covarianz-Matrix der geschätzten Probit Koeffizienten enthält.29 Mit Hilfe dieser dem Heteroskedastieproblem Rechnung tragenden Varianz-Covarianz-Matrix können nun die üblichen Hypothesentests vorgenommen werden. Insbesondere ist es nun möglich, mit Hilfe des Standardfehlers für den Koeffizienten ß,.,. die Nullhypothese zu überprüfen, daß keine selektionsbedingten Verzerrungen vorliegen. 29 Einzelheiten können Heckman (1979) sowie Greene (1990) S.744 ff. entnommen werden. 287 Anhang SC: Zur Entdeckung multikollinearer Regressoren Bei der Schätzung von Regressionsmodellen mit mehreren erklärenden Variablen sind oft einige dieser Variablen miteinander hoch korreliert. Daraus können Multikollinearitätsprobleme resultieren, die ihrerseits zu verzerrten und extrem ungenauen Schätzungen führen. Insbesondere haben die geschätzten Koeffizienten häufig hohe Standardfehler und geringe statistische Signifikanz, obwohl sie insgesamt einen beachtlichen Teil der Varianz erklären können. Weiterhin sind die geschätzten Koeffizienten extrem sensitiv gegenüber der Aussonderung von Fällen oder Regressoren oder weisen generell ein falsches Vorzeichen oder unplausible Größenordnungen auf.30 In der ökonometrischen Literaturwerden eine Vielzahl von mehr oder minder komplexen Verfahren diskutiert, die darauf abzielen, Multikollinearitätsprobleme zu entdecken. Die weniger elaborierten Verfahren setzen dabei direkt an der in Tabelle 8.4 (S.271) wiedergegebenen einfachen Korrelationsmatrix der Regressoren an. Einer heuristischen Regel zufolge sind ernsthafte Multikollinearitätsprobleme bei einfachen Korrelationskoeffizienten ab 0,8 zu erwarten (Judge et al. 1988, S.868). Da keiner der Korrelationskoeffizienten in Tabelle 8.4 den Wert 0,4 überschreitet, ergeben sich hieraus keine Anzeichen für ein Multikollinearitätsproblem. Eine andere Regel besagt, daß der einfache Korrelationskoeffizient zwischen den Regressoren den R 2 der Schätzung nicht übersteigen sollte (Judge et al., 1988, S.869). Dieser Regel folgend könnte ein Multikollinearitätsproblem zwischen den Variablen BESCH und GBSCH bestehen, weil ihr einfacher Korrelationskoeffizient mit 0,39 knapp über dem R 2von 0,37 liegt. Zur weiteren Prüfung empfiehlt es sich deshalb, das Regressionsmodell Illa (in Ta30 Vgl. hierzu etwa Judge et al. (1988) S.859 ff., Kmenta (1985) S.438 ff. oder Greene (1990) S.279 ff. 288 belle 8.3) jeweils ohne eine dieser kritischen Variablen zu schätzen. Die Ergebnisse weichen jedoch nur wenig von jenen in Gleichung Illa ab, so daß der Multikollinearitätsverdacht nicht bestätigt werden kann. Ein weiteres Verfahren zur Entdeckung von Multikollinearität besteht darin, im Rahmen einer Hilfsregression jede erklärende Variable auf die übrigen Erklärenden zu regressieren und das dabei berechnete Bestimmtheitsmaß als Indikator heranzuziehen. Insbesondere Werte für das Bestimmtheitsmaß, die nahe an eins heranreichen, deuten auf ernsthafte Multikollinearitätsprobleme hin (Kmenta 1985, S.439). Für die vorliegenden exogenen Variablen übersteigt das Bestimmtheitsmaß in keinem Fall 0,22. Damit ergeben sich auch hieraus keine Anzeichen für Multikollinearitätsprobleme. Solche einfachen Betrachtungen sind jedoch relativ grob und kaum in der Lage, komplizierteren Beziehungen zwischen den Regressoren Rechnung zu tragen. Belsley, Kuh und Welsh (1980) haben deshalb ein komplexeres Verfahren entwickelt, in dessen Rahmen die Eigenwerte der Matrix X ' X zur Beurteilung der Multikollinearität herangezogen werden. Sind zwei Regressoren vollständig kollinear, so wäre ein Eigenwert der Matrix X ' X Null. Das Verhältnis von größtem zu kleinstem Eigenwert, das auch als Konditionszahl bezeichnet wird, zeigt nun an, ob hohe, aber nicht vollständige Multikollinearität vorliegt (Belsley, Kuh und Welsh, 1980, S.104). Die Konditionszahl wird jedoch nicht mit Hilfe der einfachen sondern auf Basis der standardisierten Regressoren berechnet. Zwar können dadurch lineare Abhängigkeiten zwischen dem Regressor und dem Konstantglied nicht mehr entdeckt werden, doch ist es die einzige Möglichkeit, die verfälschenden Auswirkungen unterschiedlicher Skalierungen zu vermeiden.31 Nach umfangreichen empirischen Simulationen gelangen die Autoren zu dem Schluß, daß bei schwachen Abhängigkeiten die Konditionszahl im Bereich von 5 bis 10, bei 31 Eine ausführliche Diskussion der Vorund Nachteile der Standardisierung findet sich in Belsley (1984). 289 mittleren und starken Abhängigkeiten dagegen im Bereich von 30 bis 100 liegt.32 Für den vorliegenden Variablensatz beträgt die größte charakteristische Wurzel 5,338, die kleinste 0,084. Die Konditionszahl nimmt folglich den Wert 7,99 an, so daß der Verdacht auf Multikollinearität weitgehend ausgeräumt ist. 32 Werden Konditionszahlen oberhalb eines zu wählenden Grenzwertes -die Autoren schlagen hierfür 10, 20 oder 30 vor -gefunden, so sollten weitere Untersuchungen angestellt werden, um festzustellen, ob die geschätzten Koeffizienten im Regressionsmodell von der Kollinearität negativ beeinflußt werden. Hierzu können geeignete Prüfgrößen aus der zerlegten Varianz-Covarianz-Matrix der entsprechenden Koeffizienten abgeleitet werden. Vgl. hierzu Belsley, Kuh und Welsh (1980) S.105 ff. 297 liegen.5 Damit können nun Nutzen-Kosten-Relationen auf Basis des geschätzten Gesamtnutzens der risikovermindernden Maßnahmen ( aus Tabelle 9.1) ermittelt werden. Tabelle 9.2: Nutzen-Kosten-Relationen für die hochgerechneten Wertschätzungen einer risikovermindernden Maßnahme geschätzte Kosten (in Mio.DM) Al 20 226 40 113 360 13 Al = Teilstichprobe A, erste Risikoverminderung A2 = Teilstichprobe A, zweite Risikoverminderung Bl = Teilstichprobe B, erste Risikoverminderung B2 = Teilstichprobe B, zweite Risikoverminderung Nutzen-Kosten-Relationen A2 Bl B2 77 312 80 38 156 40 4 17 5 Schon ein erster Blick zeigt, daß alle Nutzen-Kosten-Relationen deutlich größer als eins sind. Geht man von der Kostenuntergrenze von 20 Mio. DM als realistische Kostenschätzung aus, so liegen die geschätzten Nutzen zwischen dem 77-fachen und dem 312-fachen der Kosten, je nachdem welches Szenario bzw. welche Kombination von Ausgangsrisiko und Risikoverminderung als adäquate Beschreibung der tatsächlichen Gegebenheiten angenommen wird. Da über Genauigkeit der Nutzenschätzungen wenig bekannt ist, erscheint es sinnvoll, die vorliegenden Relationen im Sinne einer Sensitivitätsanalyse zu interpretieren. Die Verhältniszahlen geben nämlich auch an, um wieviel der wahre -aber unbekannte -Nutzen der risikovermindernden Maßnahme von der vorliegenden Hochrechnung überschätzt werden müßte, so daß die kritische Nutzen-Kosten-Relation von eins erreicht werden würde. Für das Szenario Al bedeutet dies beispielsweise, daß die kritische NutzenKosten-Relation nur dann erreicht werden würde, falls der wahre Nutzen 5 Im Vergleich zu den neueren Schätzungen erscheinen die von Cooper et al. (1982) ermittelten Kosten recht gering. Aus Vorsichtsgründen werden sie bei der Ermittlung der Nutzen-Kosten-Relationen außer acht gelassen. 298 gleich 1/226 oder 0,004% des ermittelten Nutzens wäre. Solch eine hohe Nutzenüberschätzung kann auf Grund der vorliegenden Validitätsund Reliabilitätskriterien mit an Sicherheit grenzender Wahrscheinlichkeit ausgeschlossen werden. Betrachtet man nun die obere Grenze des Kostenintervalls, so liegt die Nutzen-Kosten-Relation auch hier in allen Fällen deutlich über eins. Selbst für die Wertschätzungen, die aus den zweiten angebotenen Verminderungen resultieren und die mit großer Wahrscheinlichkeit den Nutzen der risikovermindernden Maßnahme unterschätzen, müßte der wahre Nutzen kleiner oder gleich einem Viertel bzw. einem Fünftel der geschätzten Werte sein, bevor die kritische Nutzen-Kosten-Relation von eins erreicht werden würde. Betrachtet man die verläßlicheren Wertschätzungen aus den jeweils ersten angebotenen Reduktionen, so dürfte der wahre Nutzen der Maßnahme nur 6% (für Al) bzw. 8% (für Bl) der ermittelten Wertschätzung betragen. Für eine solch gravierende Überschätzung des wahren Nutzens gibt es jedoch keinerlei Evidenz. Man kann also davon ausgehen, daß die Durchführung von Sanierungsarbeiten unter diesen Kostenkonstellationen eine Paretoverbesserung darstellen würde.6 6 In aller Regel wird die Paretoverbesserung nur potentieller Natur sein, entweder weil andere nutzenstiftende Projekte wegen der durch die Deponiesanieruni gebundenen finanziellen Mittel nicht realisiert werden können oder weil zur Finanzierung der Maßnahme Steuern bzw. Abgaben so erhöht werden müssen, daß der Finanzierungsanteil für einzelne Bürger höher als ihre Zahlungsbereitschaft ist. 299 10 Zusammenfassende Einschätzung der Ergebnisse Im folgenden werden die wichtigsten Ergebnisse dieser Arbeit zusammengefaßt und einer kritischen Einschätzung unterzogen. Dabei stehen zunächst die theoretischen Aspekte im Vordergrund (Abschnitt 10.1 ). In Abschnitt 10.2 wird nachgezeichnet, warum der KBA ex ante als die relativ erfolgversprechendste Methode zur Nutzenschätzung einer risikovermindernden Maßnahme ausgewählt wurde. Dann wird erörtert, inwieweit die vorliegenden Resultate dem wichtigsten Beurteilungsmaßstab, nämlich dem Kriterium der Validität, entsprechen (Abschnitt 10.3). Anschließend werden zwei Grundprobleme kontingenter Bewertungsstudien wieder aufgegriffen. Zum einen wird der Einfluß der Zahlungsund Implementierungsregeln auf die geäußerten Wertschätzungen sowie die Sensitivität verschiedener Vorgehensweisen im Umgang mit strategischen und protestbedingten Antworten untersucht (Abschnitt 10.4), zum anderen werden einige Folgerungen im Hinblick auf das Einbettungsphänomen gezogen (Abschnitt 10.5). In Abschnitt 10.6 wird gezeigt, daß trotz der grundsätzlichen Validität und Reliabilität der Ergebnisse nur wenig über ihre Genauigkeit gesagt werden kann. Dennoch sind die vorliegende Resultate aus finanzwissenschaftlicher Sicht von Bedeutung (Abschnitt 10.7). Abschnitt 10.8 enthält einige abschließende Folgerungen. 10.1 Die theoretischen Erkenntnisse Versucht man den Wert einer risikovermindernden Maßnahme auf der Basis individueller Präferenzen zu bewerten, so ist ein solides wohlfahrtstheoretisches Fundament hilfreich. Die Analyse der theoretischen Literatur hat gezeigt, daß ein solches Fundament zwar besteht, es jedoch Ergänzungen bedarf. So sind die traditionellen Wohlfahrtsmaße -ursprünglich für die Analyse privater Güter unter Sicherheit konstruiert -problemlos in ein Erwartungsnutzenmodell übertragen worden, dessen zustandsabhängige Formulierung auch der Tatsache Rechnung trägt, daß das vom Risiko bedrohte Gut -also 300 das menschliche Leben -unersetztlich ist. Außerdem sind für den Fall, daß das zu untersuchende Risiko von den Individuen nicht beeinflußt werden kann (also für sie exogenen Charakter hat), die komparativ statischen Eigenschaften des Nutzenmaßes eindeutig bestimmt worden. Insbesondere konnte gezeigt werden, daß die marginale Kompensationsforderung (Zahlungsbereitschaft) mit zunehmendem (abnehmendem) Risikoniveau steigt (fällt). Möglicherweise stellt die Annahme, das betrachtete Risiko sei völlig exogen, eine starke und womöglich unzulässige Vereinfachung dar. Häufig stehen den Individuen nämlich Aktivitäten zur Verfügung, mit deren Hilfe versucht werden kann, entweder das persönlich relevante Risikoniveau zu beeinflussen oder aber die öffentlichen Entscheidungsträger zu einer Verminderung des kollektiven Risikos zu bewegen. Es stellt sich die Frage, wie diese Möglichkeiten in einem wohlfahrtstheoretischen Modell berücksichtigt werden können und welchen Einfluß sie auf das Nutzenmaß und dessen komparativstatische Eigenschaften haben. In der Literatur sind individuelle Anpassungsmöglichkeiten bislang fast ausschließlich in Form von bedingten, handelbaren Einkommensforderungen modelliert worden. In der Realität können solche Tauschaktionen etwa von bedingten Einkommensforderungen für den Zustand des Todes gegen bedingte Einkommensforderungen für den Zustand des Lebens nicht beobachtet werden. Deshalb erscheint dieser modelltheoretische Rahmen für eine Beschreibung der individuellen Bewertung von öffentlichen Risiken wenig geeignet. In Anlehnung an die Theorie der Vermeidungskosten liegt es nahe, individuelle Aktivitäten zur Verminderung des Risikos in einem haushaltsproduktionstheoretischen Rahmen zu berücksichtigen. Dabei wird den Individuen die Möglichkeit eingeräumt, am Markt Güter zu erwerben, die das individuell relevante Niveau des Risikos senken. Eine solche Betrachtung führt zu drei wichtigen Einsichten: Vergleicht man erstens das auf diese Weise abgeleitete Nutzenmaß mit jenem bei exogenem Risiko, so wird deutlich, daß sich die beiden Maße durchaus unterscheiden können, oder mit anderen 301 Worten, die erfaßte Wertschätzung einer risikovermindernden Maßnahme unter anderem auch von dem (optimalen) Niveau der eingesetzten Vermeidungsaktivitäten abhängt. Zweitens sind auch die komparativ-statischen Eigenschaften der beiden Nutzenmaße nicht identisch, da unter anderem die marginale Kompensationsforderung mit zunehmendem Risikoniveau im Modell, das individuelle Aktivitäten zur Risikoverminderung berücksichtigt, nicht zwangsläufig steigen muß. Allerdings konnte im Rahmen der vorliegenden Studie erstmals gezeigt werden, daß die Kompensationsforderung wie im Modell mit exogenem Risiko auf jeden Fall steigt, falls zwischen öffentlichem Risikoniveau, privater Vermeidungsaktivität und individuell relevantem Risikoniveau ein konvexer funktionaler Zusammenhang besteht. Drittens können auch solche Maßnahmen, mit denen die einzelnen eine Verbesserung der kollektiven Situation zu erzielen versuchen, in analoger Weise zu den ausschließlich auf das individuelle Risikoniveau abzielenden Abwehraktivitäten in das Erwartungsnutzenmodell integriert werden. Die geäußerte Wertschätzung für eine Risikoverminderung wird in diesem Fall auch von den zur Reduktion des kollektiven Risikos unternommenen Maßnahmen abhängen. Die Komplexität des theoretischen Modells nimmt allerdings beträchtlich zu. Es bleibt der künftigen Forschung vorbehalten, zu untersuchen, ob und unter welchen (wahrscheinlich sehr restriktiven) Bedingungen noch eindeutige Ergebnisse hinsichtlich der komparativ statischen Eigenschaften dieser Modelle ableitbar sind. 10.2 Zur Auswahl des verwendeten Ansatzes In der ökonomischen Literatur werden inzwischen eine Vielzahl von Verfahren zur Präferenzerfassung diskutiert. Um die Wertschätzung einer risikovermindernden Maßnahme nicht nur qualitativ, sondern quantitativ zu ermitteln, kommen jedoch nur zwei Verfahren in Betracht: der hedonische Preisansatz und der kontingente Bewertungsansatz. Im Bereich öffentlicher Risiken sind die Erfahrungen mit beiden Ansätzen keineswegs ermutigend. 302 Bei Anwendung des HPA ist es nur in ortund zeitspezifischen Ausnahmefällen gelungen, eine negative Auswirkung des öffentlichen Risikos auf den Preis der untersuchten Immobilienobjekte nachzuweisen. Selbst dann spiegelt der ermittelte hedonische Preis lediglich das Vorhandensein eines Risikos, nicht aber sein quantitatives Ausmaß wider. Im übrigen ist eine Anwendung des HPA in der Bundesrepublik Deutschland selbst bei weit weniger schwierigen Bewertungsobjekten mit erheblichen Problemen verbunden, weil der Wohnungsmarkt -unter anderem auf Grund intensiver Regulierungsvorschriften -nicht den Anforderungen eines gleichgewichtigen Marktes im Sinne der mikroökonomischen Theorie entspricht. Der KBA wird von diesen Problemen weit weniger berührt. Betrachtet man das breit gefächerte Spektrum von Anwendungen, so scheint er sich durch ein hohes Maß an Anpassungsfähigkeit auszuzeichnen. Prima facie können dem KBA günstigere Erfolgsaussichten zugebilligt werden. Wie die wenigen empirischen Anwendungen im Bereich öffentlicher Risiken nahelegen, ist der Ansatz jedoch mit anderen Schwierigkeiten behaftet. Insbesondere scheint die verständliche Darstellung der Risiken erheblich größere Probleme zu bereiten als die Beschreibung anderer Umweltgüter wie etwa der Luftqualität. überdies kann nicht ausgeschlossen werden, daß selbst eine verständlichere Risikodarstellung das Abstraktionsund Bewertungsvermögen der Teilnehmer grosso modo immer noch überfordert. Schließlich ist nicht sicher, wie die Befragten auf das sensible Bewertungsobjekt ( die Senkung des Mortalitätsrisikos aller betroffenen Bürger einschließlich ihrer selbst) reagieren. Möglicherweise lehnen viele Teilnehmer solche Fragen ab, die (zumindest indirekt) auf eine monetäre Bewertung eines statistischen Lebens abzielen. Trotz dieser Probleme erscheint eine Anwendung des KBA, relativ betrachtet, (noch) am erfolgversprechendsten. Die vorliegende Untersuchung hat deshalb den KBA zur Erfassung des Nutzens einer spezifischen risikovermindernden Maßnahme verwendet. Als konkretes Risiko ist hierbei primär aus methodischen Erwägungen das Giftmüllrisiko ausgewählt worden. 303 10.3 Die Validität der Ergebnisse Das wichtigste Kriterium für die Beurteilung der mit Hilfe des KBA erfaßten Wertschätzungen bildet die Überprüfung ihrer Validität. Dabei konzentriert sich die Untersuchung zwangsläufig auf die interne Konsistenz der Gebote. Eine externe Validierung, im Sinne eines Vergleichs der erfaßten Wertschätzungen mit jenen Nutzenschätzungen, die mit Hilfe eines anderen Präferenzerfassungsmechanismus quantifiziert wurden, ist nicht möglich, weil solche alternativen Mechanismen bei der Bewertung einer Verminderung öffentlicher Risiken weitgehend versagen. Auch ein Vergleich mit den Resultaten anderer KBA Studien, die ebenfalls die Verminderung eines öffentlichen Risikos untersucht haben, ist wenig hilfreich, da die wenigen vorliegenden Studien erhebliche Mängel aufweisen und selbst nicht das Kriterium der Validität erfüllen. Eine notwendige aber keineswegs hinreichende Bedingung für die Validität der erfaßten Gebote besteht darin, daß der Fragebogen die Teilnehmer nicht überfordert hat, das heißt insbesondere die Darstellung des Risikos von den Befragten grosso modo verstanden worden ist. Ebenso sollten möglichst wenige Teilnehmer mit Protestverhalten auf die Bewertungsfragen reagieren. Auf Grund des vergleichsweise komplizierten und heiklen Bewertungsobjektes könnten beide Probleme möglicherweise in verstärktem Maß auftreten. Es liegt jedoch indirekte Evidenz vor, daß diese Befürchtungen nur für einen -auch im Vergleich zu anderen Studien -kleinen Teil der Befragten zutreffen. Hierbei ist zunächst die extrem geringe Abbruchquote von unter einem Prozent zu nennen. Zwar läßt diese geringe Quote keine direkten Schlußfolgerungen auf die Qualität der Ergebnisse zu, jedoch spricht sie dafür, daß die Befragten von dem Interview im großen und ganzen nicht überfordert wurden. Diese Vermutung wird auch durch Selbsteinschätzung der Befragten sowie durch die Beurteilung des Schwierigkeitsgrades der Befragung durch die Interviewer gedeckt. 304 Überforderung und Protestverhalten können aber auch darin Ausdruck finden, daß Teilnehmer in erhöhtem Maße mit der Abgabe eines Nullgebotes reagieren. Tatsächlich ist der Anteil der Nullgebote für die erste Risikoverminderung mit ungefähr 17% im Vergleich zu anderen Studien jedoch niedrig, was nahelegt, daß Verständnisprobleme und Protestantworten keineswegs häufiger aufgetreten sind als bei anderen, auf die Bewertung weniger heikler Güter konzentrierten Studien. Es ist aber auch möglich, daß sich Vorbehalte hinsichtlich der monetären Bewertung von Mortalitätsrisiken in extrem hohen Geboten niederschlagen. Teilnehmer können dabei etwa den Gedanken verfolgen, daß der Rettung von statistischen Menschenleben ein "unendlich hoher Wert" beizumessen sei. Auch hierfür findet sich in den Ergebnissen kaum Evidenz, da die Maximalgebote im Vergleich zu anderen Studien eine eher bescheidene Höhe erreichen. Betrachtet man die Struktur der Gebote, so entspricht sie den aus einem Modell ohne individuelle Aktivitäten zur Risikoverminderung hergeleiteten a priori Erwartungen: Kein Teilnehmer hat für die zweite angebotene Risikoverminderung einen höheren Betrag geboten als für die erste und nur 17 Teilnehmer haben die gleiche Wertschätzung genannt. Insgesamt liegen die zweiten Gebote jeweils deutlich unter den ersten; ebenso ist das erste Gebot für die größere Risikoverminderung von einem höheren Ausgangsniveau in Teilstichprobe B etwas höher als die Wertschätzung für die erste und kleinere Verminderung von einem geringeren Ausgangsrisiko in Teilstichprobe A. Diese prima facie-Evidenz ergibt sich sowohl bei einer Betrachtung der Durchschnittsgebote als auch der Medianoder der Maximalgebote. Sie wird auch durch die Ergebnisse der Differenzentests auf Basis der Durchschnittswerte gestützt. Für den härtesten Test, die Bewertung der jeweils ersten Risikoverminderung durch zwei unabhängige Teilstichproben, stellt sich dieses Resultat allerdings erst ein, nachdem die Stichprobe um jene Teilnehmer bereinigt wurde, die das geschilderte Risiko für zu hoch erachtet haben und implizit von einem niedrigeren Risiko ausgegangen sind. Um zu 305 überprüfen, ob diese Resultate nicht auf den Einfluß weniger statistischer Ausreißer zurückzuführen sind, ist eine getrimmte Stichprobe konstruiert worden. Auch auf dieser Basis kommen alle Vergleiche im wesentlichen zu demselben Ergebnis, was für die Stabilität der erfaßten Wertschätzungen spricht. Allerdings legen die geschilderten Ergebnisse nur nahe, daß die Unterschiede der Gebote dem Vorzeichen nach korrekt und statistisch signifikant sind. Es ist also durchaus möglich, daß das Ausmaß der Differenzen nicht mit der Theorie in Einklang steht. In der Literatur werden die Hypothesentests deshalb auch auf Basis der marginalen Wertschätzungen vorgenommen, die als Quotient aus den tatsächlichen Geboten und der angebotenen Risikoverminderung berechnet werden. Wie in Kapitel 5 und 7 gezeigt, sprechen jedoch im Rahmen von Erwartungsnutzenmodellen schwerwiegende Gründe gegen eine solche Vorgehensweise. Damit fehlt ein Vergleichsmaß, um die Differenz zwischen den durchschnittlichen Geboten für verschieden große Risikoverminderungen beurteilen zu können. Um den unterschiedlichen Charakteristika der Befragten Rechnung zu tragen, bietet sich eine regressionsanalytische Untersuchung der individuellen Gebote an. Schätzt man eine entsprechende Zahlungsbereitschaftsfunktion auf Basis des traditionellen Modells für die erste Risikoverminderung, so wird deutlich, daß die Erklärungskraft selbst des einfachsten Modells zwar so hoch ist, daß die Gebote wohl kaum rein zufällig genannt wurden und vermutlich dem Kriterium der Reliabilität genügen. Jedoch scheint das Ausgangsrisiko bzw. das Ausmaß der angebotenen Risikoverminderung keinen statistisch signifikanten Einfluß auf die Gebote zu haben, so daß den erfaßten Geboten die theoretische Validität fehlt. Die Eignung des KBA zur Bewertung öffentlicher Risiken muß demnach in Zweifel gezogen werden. Allerdings wäre ein Verzicht auf den KBA voreilig, da diese Folgerung nur im Rahmen eines Modells zutrifft, in welchem die Individuen über keine ei- 306 genen Aktivitäten zur Risikobeeinflussung verfügen. Sollte das Risiko dagegen für die Bürger nicht völlig exogen sein, so muß das Gebot für die erste Risikoverminderung in Teilstichprobe B nicht zwangsläufig höher sein als jenes in A. Eine empirische Überprüfung des erweiterten Modells ist nicht unproblematisch, schon weil die Resultate der komparativ-statistischen Analyse weniger eindeutig und die Anzahl testbarer Hypothesen ceteris paribus geringer ist. Sollte es sich jedoch erweisen, daß entsprechende Aktivitäten der Bürger die genannten Gebote für eine öffentliche Risikoverminderung systematisch beeinflussen, so legt dies nahe, daß das traditionelle Modell als theoretisches Fundament ungeeignet ist und durch das erweiterte Modell ersetzt werden sollte. Schätzt man eine Zahlungsbereitschaftsfunktion unter Berücksichtigung solcher Aktivitäten, so nimmt der Erklärungsgehalt des Modells deutlich zu, denn es kann nunmehr mehr als ein Drittel der beobachteten Varianz der Gebote erklärt werden. Im Vergleich zu anderen Studien, in denen Zahlungsbereitschaftsfunktionen auf der Basis kontingenter Szenarios geschätzt worden sind, ist dieser Wert relativ hoch. Dies überrascht etwas in Anbetracht des ungewöhnlichen und im Vergleich zu anderen Studien schwierigen Bewertungsobjekts, unterstreicht jedoch die Reliabilität der Ergebnisse. Vier der sechs betrachteten Variablen, die individuelle Aktivitäten zur Risikoverminderung abbilden sollen, beeinflussen die Gebote in statistisch signifikanter Weise. Darüber hinaus haben a priori Plausibilitätsüberlegungen für drei Variablen zu begründeten Vermutungen über die Richtung des Einflusses dieser Variablen geführt. Diese Erwartungen werden durch die empirischen Ergebnisse bestätigt. Auch das Faktum, daß nicht alle betrachteten Aktivitäten einen signifikanten Einfluß auf die Gebote haben, überrascht nicht. Erstens variiert das Ausmaß, in dem sie eingesetzt werden, beträchtlich. Zweitens besteht zwischen der angegebenen Aktivität und dem betrachteten Risiko nur ein indirekter Zusammenhang, da der Risikofall aus den erörterten Gründen zwangsläufig hypothetisch sein mußte. Drittens steht 313 überschätzen 1, so kann doch davon ausgegangen werden, daß den Bürgern eine Verminderung der Luftverschmutzung deutlich mehr wert ist als die geschilderte Risikoverminderung im Bereich des Giftmülls. Auch dieser Sachverhalt ist mit der Annahme, die Bürger würden jeweils ihr gesamtes Umweltbudget als Zahlungsbereitschaft nennen, kaum vereinbar. Die vorliegende Evidenz spricht jedoch nur gegen das Einbettungsphänomen in seiner strengen Form. Sie kann nicht ausschließen, daß die Gebote einzelner Befragter durch das Einbettungsphänomen verzerrt sind. Sicherlich wird es Gegenstand zukünftiger Forschungsarbeiten sein, zu überprüfen, welche Teilnehmer unter welchen spezifischen Umständen dem Einbettungsphänomen in besonderer Weise unterliegen. 10.6 Zur Genauigkeit der vorliegenden Nutzenschätzungen Trotz der internen Konsistenz können die vorliegenden Nutzenschätzungen nicht den Anspruch erheben, den wahren Nutzen auf Heller und Pfennig wiederzugeben. Es kann sich vielmehr nur um eine grobe Abschätzung handeln. Das gilt schon deshalb, weil selbst die Schätzungen von privaten Nachfragefunktionen mit einer beachtlichen lrrtumsmarge verbunden sind, wobei mit Irrtumsmarge nicht die Standardabweichung der geschätzten Koeffizienten, sondern die Spanne an Resultaten gemeint ist, die sich beispielsweise allein aus der Anwendung verschiedener Schätztechniken ergibt. Versuchen, die Zahlungsbereitschaftsfunktion für öffentliche Güter zu bestimmen, wird man mindestens die gleiche Irrtumsmarge zugestehen müssen. Cummings, Brookshire und Schulze (1986, S.107) versuchen auf Grund einfacher heuristischer Überlegungen diese Irrtumsmarge zu quantifizieren. 1 Die Hochrechnung von Schulz basiert auf den Daten seiner Haupterhebung, in deren Rahmen es offengelassen wurde, ob die Teilnehmer die genannten Beträge tatsächlich entrichten müssen. Lediglich in einer Kontrollerhebung wurde den Befragten mitt:eteilt, daß die genannten Wertschätzungen später zu entrichten seien. Das durchschmttliche Gebot dieser Gruppe liegt bei etwa 80% des Durchschnittsgebots aus der Haupterhebung. Vgl. hierzu Schulz (1985) S.204 ff. 314 Ihrer Meinung zufolge liegt diese Marge selbst dann bei mindestens + /- 50 %, wenn die Teilnehmer mit dem zu bewertenden Gut vertraut sind, Erfahrung mit seiner Nutzung gesammelt haben, bei der Bewertung Unsicherheit keine Rolle spielt und die Zahlungsbereitschaft (und nicht etwa die Kompensationsforderung) erfaßt wird. Dieser Quantifizierungsversuch ist arbiträr und deshalb in der Literatur heftig kritisiert worden. Einigkeit besteht jedoch darüber, daß die genannten Kriterien -ceteris paribus -die Höhe der Irrtumsmarge verkleinern, während in jenen Fällen, in denen diese Bedingungen nicht erfüllt sind, mit einer erheblich höheren Irrtumsmarge gerechnet werden muß.2 Zumindest zwei Kriterien sind im vorliegenden Fall nicht erfüllt. Erstens werden die Teilnehmer wenig Erfahrung im Umgang mit Sondermüllrisiken haben, weil sie im täglichen Leben entsprechende Entscheidungen (noch) kaum getroffen haben. Zweitens stellt jede Risikobewertung natürlich eine Entscheidung unter Unsicherheit dar. Folgt man Cummings, Brookshire und Schulze, so kann eine erheblich höhere Irrtumsmarge auch im vorliegenden Fall nicht ausgeschlossen werden. Diese recht pessimistische Einschätzung spiegelt die widersprüchlichen Ergebnisse der bislang in der Literatur diskutierten Studien wider. Die vorliegende Untersuchung ist jedoch hinsichtlich Reliabilität und Validität erheblich günstiger zu beurteilen und dürfte auch eine erheblich geringere Irrtumsmarge beanspruchen. Ihre Größe wird sich erst in der Zukunft bestimmen lassen, wenn Vergleichswerte aus ähnlich konzipierten Studien vorliegen. 10.7 Die finanzwissenschaftliche Bedeutung der Ergebnisse Zwar sind sowohl die Genauigkeit der vorliegenden Nutzenschätzungen als auch insbesondere jene der naturwissenschaftlichen Risikoquantifizierung nur schwer zu beurteilen, doch hat die in Abschnitt 9.2 dargelegte Sensitivitätsrechnung auf Basis der Nutzen-Kosten-Relationen gezeigt, daß risiko2 Vgl. hierzu beispielsweise Freeman (1986, S.157), Rosen (1986, S.196) oder Mitchell und Carson (1986, S.244). 315 vermindernde Sanierungsmaßnahmen im Falle von Berlin (West) mit an Sicherheit grenzender Wahrscheinlichkeit zu einer potentiellen Paretoverbesserung führen werden. Damit ist exemplarisch gezeigt, daß NutzenKosten-Analysen auch bei schwierigen Fragestellungen einsetzbar sind und einen wichtigen Beitrag zur Entscheidungsfindung leisten können. Diese Erkenntnis ist von um so größerer Bedeutung, weil damit nicht nur in bezug auf Giftmüllrisiken sondern auch im Hinblick auf andere technologische oder umweltspezifische Risiken zu rationaleren Politikentscheidungen beigetragen werden kann. Die Ergebnisse des KBA werden jedoch nicht nur dort benötigt, wo öffentliche Entscheidungsträger im Rahmen einer reaktiven Umweltpolitik eine Verbesserung der durch bestimmte Verhaltensweisen der Wirtschaftssubjekte in der Vergangenheit beeinträchtigten Umweltqualität mit Hilfe staatlicher Projekte zu erreichen versuchen. Vielmehr kommt ihnen auch beim Einsatz der umweltpolitischen Instrumente zur Steuerung individuellen Verhaltens große Bedeutung zu. Die entsprechenden Einsatzfelder sind bereits in Kapitel 2 abgesteckt worden. 10.8 Schlußbetrachtung: Für eine kontingente Bewertung ohne Apologie Die vorliegende Abhandlung hat über eine Anwendung des KBA zur Erfassung des Nutzens einer Maßnahme berichtet, die ein öffentliches Risiko vermindert. Während die ökonomische Forschung bei der Bewertung bestimmter U mweltgüterwie etwa Luft oder Wasser in den letzten zwei Dekaden enorme Fortschritte erzielt hat, herrscht in der Literatur bislang die Meinung vor, daß öffentliche (Umwelt-) Risiken praktisch nicht auf der Grundlage individueller Präferenzen bewertet werden können. Betrachtet man die vorliegenden Ergebnisse, so erscheint diese Einschätzung zu negativ. Vielmehr hat sich gezeigt, daß mit Hilfe eines sorgfältig konstruierten kontingenten Szenarios individuelle Wertschätzungen für Risiko vermindernde Maßnahmen erfaßt werden können, die den Kriterien der Reliabilität und Validität weitgehend genügen. Dieser Schluß gilt allerdings nur, falls die enge 316 Betrachtungsweise aufgegeben wird, der zufolge Aktivitäten der Bürger, mit deren Hilfe sie eine Risikoverminderung zu erreichen suchen, bei der Bewertung einer exogen unterbreiteten Risikoreduktion keine Rolle spielen. Statt dessen ist eine breitere Sichtweise angebracht, die neben der Äußerung der Zahlungsbereitschaft solchen Aktivitäten explizit Rechnung trägt. 1976 hat Robert Willig einen vielbeachteten Aufsatz unter dem Titel "Consumer Surplus without Apology" veröffentlicht. Darin kritisiert er die gängige Praxis, Wohlfahrtseffekte, die sich auf Grund einer Preisänderung eines privaten Gutes ergeben, zwar an Hand der auf Basis der marshallianischen Nachfragefunktion abgeleiteten Veränderung der Konsumentenrente zu approximieren, gleichzeitig aber darauf hinzuweisen, daß eigentlich die entsprechende Fläche unter der unbekannten Hicks'schen Nachfragefunktion das korrekte Wohlfahrtsmaß sei. In Anlehnung an Willig erscheint es an der Zeit, auch für ein "Contingent Valuation without Apology" zu plädieren, und zwar sowohl bei der Bewertung von Qualitätsveränderungen bei Umweltgütern im allgemeinen als auch bei jener von (Umwelt-) Risiken vermindernden Maßnahmen im besonderen. Dieses Plädoyer bezieht sich sowohl auf selbstgeißelnde Entschuldigungen dafür, daß die Nutzenschätzung auf Daten aufbaut, die auf dem Befragungsweg gewonnen wurden und nicht von Markttransaktionen stammen, als auch auf das Lamentieren darüber, daß die "wahre" Wertschätzung der untersuchten Maßnahme unbekannt ist und damit die Genauigkeit der erfaßten Ergebnisse nur schwer beurteilt werden kann. Letzteres gilt schon deshalb, weil weder der KBA noch die Umweltökonomie allein mit diesem Problem konfrontiert sind. Betrachtet man etwa naturwissenschaftliche Quantifizierungsversuche von Umweltrisiken, so scheinen diese -sofern sie überhaupt verfügbar sind -ebenfalls mit großen Unsicherheiten und Unwägbarkeiten behaftet zu sein. Allerdings führt dies in den Naturwissenschaften kaum zu der Forderung, auf entsprechende Quantifizierungen zu verzichten, sondern in aller Regel eher zu Anstrengungen, 317 Meßinstrumente und Meßprozeduren zu verbessern. Es bleibt zu hoffen, daß die Ökonomie, die sich häufig eher zu den Naturdenn den Sozialwissenschaften hingezogen fühlt, diesem Weg folgt. "Kontingente Bewertung ohne Apologie" darf aber keinesfalls dahingehend mißverstanden werden, daß damit jeder (noch so leichtfertigen und rasch durchgeführten) Anwendung des Ansatzes und den daraus resultierenden fragwürdigen Ergebnissen das Wort geredet werden soll. Im Gegenteil: Die Konstruktion kontingenter Szenarien ist eine ausgesprochen diffizile Angelegenheit, da die Szenarien einerseits von stringenten theoretischen Überlegungen geleitet sein sollten, andererseits aber die daraus resultierenden, häufig sehr komplexen Zusammenhänge in leicht verständlichen Darstellungen und Fragen ihren Niederschlag finden müssen. In aller Regel erfordern diese vielfältigen Anforderungen einen beträchtlichen Zeitund Ressourcenaufwand sowie intensive interdisziplinäre Kooperation. Auch ein solch aufwendiges Vorgehen ist natürlich nur eine notwendige und keineswegs hinreichende Bedingung für aussagekräftige Ergebnisse. Vielmehr ist es erforderlich, die Resultate empirischer Studien einer intensiven und kritischen Prüfung zu unterziehen, die auch Vergleiche mit anderen N utzenschätzungen ( auf Basis des KBA oder -falls möglich -anderer Methoden zur Präferenzerfassung) beinhaltet. Es ist die Hoffnung des Verfassers, mit Hilfe der vorliegenden Studie hierzu einen Beitrag geleistet zu haben. Appendix: Die Befragungsunterlagen 320 Umweltbefragung '89 VersionA Guten Tag Herr/ Frau .................... Mein Name ist ....................... Ich bin Mitarbeiter im Forschungsteam von Professor Pommerehne der Freien Universität Berlin . Wir hatten mit Ihnen telefonisch diesen Termin für die Befragung ausgemacht. ( Interviewer: Ausweis vorzeigen) In unserem Forschungsprojekt soll untersucht werden, wie die Bürger auf Umweltbelastungen reagieren. Konkret: Wir wollen Ihre Einschätzung von umweltpolitischen Maßnahmen kennenlernen. Es geht in der Befragung also um Ihre persönliche Bewertung. Deshalb gibt es keine falschen oder richtigen Antworten. Sollten wir eine Frage unklar gestellt haben, dann sagen Sie dies bitte. Ich werde dann die entsprechende Frage erläutern. Alle Angaben werden zu rein wissenschaftlichen Zwecken erhoben und keinesfalls an Dritte weitergegeben. Ebenso werden sie nur so verwendet, daß kein Rückschluß auf eine bestimmte Person möglich ist. lnte,viewer: Pause Wenn Sie keine Fragen haben, lassen Sie uns beginnen. 321 Teilt 1.1) Welche der zahlreichen Umweltprobleme sind für Sie eigentlich wichtig? Interviewer: Probleme in der Reihenfolge der Nennung notieren; für jedes Problem eine neue Zeile beginnen. Falls keine Nennung, dies vennerken und mit 1.2 fortfahren. 1.2) Nun interessiert uns, für wie wichtig Sie die folgenden Umweltprobleme halten. Interviewe,.· Kartenset A mischen und dem Befragten vorlegen. Bitte legen Sie das aus Ihrer Sicht wichtigsten Problem zuoberst, das zweitwichtigsten darunter und so weiter. Interviewer· Reihenfolge hier eintragen; Kartenset A wegnehmen Verschmutzung von Seen und Gewässern durch Einleitung von Abwässern und Chemikalien Luftverschmutzung durch Hausbrand, Verkehr, Industrie und Müllverbrennung Lärmbelästigung durch Straßenund Fluglärm Bodenund Trinkwasserverschmutzung durch Industrie und Mülldeponien Schadstoffbelastung der Nahrung durch Chemikalien • • • • • 1.3) Haben Sie sich schon einmal bei einer öffentlichen Stelle über eines der genannten Umweltprobleme beschwert? Haben Sie z.B. einen Leserbrief an eine Zeitung geschrieben, oder sind Sie beim Bezirksamt vorstellig geworden oder haben Sie Kontakt mit Ihrem Bezirksverordneten aufgenommen? ja • Interviewer: -1.4 nein • lnterviewer;_--<ii) 322 1.4) Über welche Umweltbelastung haben Sie sich beschwert? 1.5) Wo und wann haben Sie sich beschwert? 1.6) Wie oft haben Sie sich beschwert? einmal zwei bis fünfmal öfter als fünfmal Interviewer:--@ • • • 1.7) Haben Sie schon einmal daran gedacht, sich bei einer dieser Stellen zu beschweren? ja • Inten,iewer: ~ 1.8 nein • lnfen!iewer:-G 1.8) Welche Gründe haben Sie davon abgehalten, eine Beschwerde vorzubringen? 2.10) Schränken Sie deshalb Ihren Leitungswasserverbrauch ein? ja nein • • 2.11) Verwenden Sie statt dessen mehr Mineralwasser? ja nein • • 2.12) Haben Sie Kinder, die noch in ihrem Haushalt leben? Interviewer: Anzahl notieren; falls o--0}) 2.13) Wieviele Kinder sind davon 5 Jahre oder jünger? Interviewer: Anzahl notieren; falls o--0}) 2.14) Benutzen Sie Mineralwasser zur Zubereitung von Säuglingsund Kindernahrung? ja nein, • • 329 330 2.15) Benutzen Sie Mineralwasser zum Kaffeeund Teekochen? ja • nein • 2.16) Filtern Sie das Leitungswasser mit einem Britta-Filter oder ähnlichem? ja • Interviewer: -2.17 nein • Interviewer:-@ 2.17) Warum? 2.18) Nun zu einem anderen Thema: Wie beurteilen Sie die Belastung der NahrunK mit Umweltgiften? m:. ~ Karte 3 vorlegen. Bitte benutzen Sie wieder diese Notenskala. Interviewer: gewähltes Feld hier notieren; Karte 3 wegnehmen [I] 2.19) Fühlen Sie sich selbst oder Mitglieder Ihres Haushaltes durch die Belastung der Nahrungsmittel gesundheitlich gefährdet? Interviewer: Karte 2 vorlegen. Bitte benutzen Sie wieder diese Notenskala. Interviewer: gewähltes Feld hier notieren; Karte 2 wegnehmen [I] 2.20) Verzichten Sie deshalb auf bestimmte Nahrungsmittel? ja nein • • Interviewer:- 2.21 Interviewer:-§ 2.21) Auf welche ? h1terviewer: nur die ersten 4 Nennungen notieren 2.22) Kaufen Sie Bioprodukte? sehr viel häufig manchmal selten nie • • • • • 2.23) Wieviel Haushaltsgeld geben Sie durchschnittlich pro Woche hierfür aus? DM 331 332 2.24) Wieviele Personen leben in Ihrem Haushalt einschließlich Ihnen selbst? Rechnen Sie bitte jeden dazu, der hier normalerweise wohnt und mit Ihnen einen gemeinsamen Haushalt bildet. Personen 2.25) Wieviele Personen tragen zum Haushaltseinkommen bei? Personen 333 Teil3 Nun betrachten wir einmal einen Problembereich etwas näher. Bei der Herstellung und beim Verbrauch von alltäglichen Gütern fällt zum Teil gesundheitsgefährdender Müll an. Dieser Müll wird in der Presse oft als Giftoder Sondermüll bezeichnet. Der Müll entsteht einmal dadurch, daß die Haushalte täglich Produkte benutzen, deren giftige Reste anschließend weggeworfen werden. Typische Beispiele für solche Giftabfälle sind Batterien, Farben, Öle, viele Reiniger und Sprays. Daneben fallen aber auch bei der industriellen Produktion dieser und anderer Güter giftige Abfälle in bedeutendem Umfang an. 3.1) Wie oft haben Sie in den Medien von dem Giftoder Sondermüllproblem gehört? Interviewer: vorlesen noch nie D einmal D 2-5 mal D mehr als 5 mal D 3.2) In der Vergangenheit wurde der Giftmüll von Industrie und Haushalten ohne die nötigen Sicherheitsvorkehrungen auf normalen Müllkippen gelagert. Heute bereiten uns diese Mülldeponien große Probleme. Gibt es in Ihrer Nähe eigentlich eine Mülldeponie? ja • Interviewer: - 3.3 nein • lnterviewer:-8 weiß nicht • htterYiewer:-8 334 3.3) Wie weit ist diese Deponie ungefähr von Ihrer Wohnung entfernt? km weiß nicht • 3.4) Wie heißt diese Deponie ? 3.5) Finden Sie diese Deponie störend, (Pause) und wenn ja warum? 3.6) Für uns alle besteht die Gefahr, auf verschiedene Weise mit Giftmüll in Kontakt zu kommen. Damit sind wir alle einem Risiko ausgesetzt. Interviewer: Liste 2 vorlegen. So können giftige Stoffe von den Deponien mit dem Regen in das Grundwassser geschwemmt werden. Folglich kann das Leitungsund damit das Trinkwasser mit Giftstoffen belastet sein. Ehemalige Deponien können wieder bebaut worden sein und heute als Wohnoder Freizeitgebiet genutzt werden. Es besteht vor allem das Risiko, daß Kinder mit verseuchtem Boden in Berührung kommen. Wird die Fläche ehemaliger Deponien landwirtschaftlich genutzt, so besteht das Risiko, daß die dort angebauten Nahrungsmittel belastet sind. Nun frage ich Sie nach Ihrer persönlichen Einschätzung. Wie hoch schätzen Sie das Risilco für sich und Ihren Haushalt ein, mit durch Giftmüll verseuchtem Trinkwasser in Berührung zu kommen? l!J:. ~ Karte 4 vorlegen. Bitte benutzen Sie wieder diese Notenskala. Interviewer: gewähltes Feld hier notieren OJ 3.7) Wie hoch schätzen Sie das Risiko für sich und Ihren Haushalt ein, mit durch Giftmüll verseuchten Boden in Berührung zu kommen? Bitte benutzen Sie wieder diese Notenskala. Interviewer: gewähltes Feld hier notieren rn 335 3.8) Wie hoch schätzen Sie das Risiko für sich und Ihren Haushalt ein, durch Giftmüll verseuchte Nahrung aufzunehmen? Bitte benutzen Sie wieder diese Notenskala. Inte(Viewer: gewähltes Feld hier notieren; Karte 4 und Liste 2 weg rn 3.9) Fühlen Sie sich durch das Giftmüllrisiko in irgendeiner sonstigen Weise bedroht? ja • Inte(Viewer: - 3. 10 nein • Interviewer:-@ weiß nicht • lnte(Viewer-@ 3.10) Durch was fühlen Sie sich bedroht? 3.11) Der Senat kann das Giftmüllrisiko durch geeignete Maßnahmen vermindern. Er kann beispielsweise bestehende Deponien abdichten lassen. Politiker und Verwaltungsfachleute entscheiden darüber, ob eine solche Maßnahme durchgeführt wird. Ich frage Sie nun, wie stark in diese Entscheidung Meinungen und Wünsche der Bürger einbezogen werden sollten. Inte(Viewer: Karte 5 vorlegen. Bitte benutzen Sie wieder diese Notenskala. Interviewer: gewähltes Feld hier notieren; Karte 5 wegnehmen rn 336 3.12) All diese Maßnahmen kosten jedoch Geld. Deshalb ist es immer wichtig zu wissen, was jeder einzelne davon hat. Nehmen wir einmal an, daß dem Senat ein Expertengutachten zur Giftmüllproblematik vorliegt. l!Jgr::. viewer: Karte 6 vorlegen. Danach werden innerhalb der nächsten 10 Jahre von 2 Millionen Berliner Einwohner voraussichtlich etwa 200 an den Folgen des Kontaktes mit Giftmüll sterben. Wer stirbt ist unklar; es kann jeden treffen, auch Sie bzw. Ihren Haushalt. Wir wollen dieses Risiko einmal einordnen. Interviewer: Legen Sie bitte Vorlage 1 A vor. Wir haben hier eine von unten nach oben verlaufende Linie. Interviewer Jeweils auf die Punkte zeigen. Der obere Punkt steht für ein höchst wahrscheinliches Ereignis, der untere für ein vollkommen unwahrscheinliches Ereignis. Je näher ein Punkt auf der Linie am oberen Ende ist, umso wahrscheinlicher ist das Ereignis. Je näher der Punkt am unteren Ende der Linie ist, umso unwahrscheinlicher ist das Ereignis. Lassen Sie uns nun zu dem im Gutachten beschriebenen Giftmüllrisiko von etwa 200 Toten auf 2 Millionen Berliner zurückkommen. Wie gesagt, diesem Risiko ist jeder ausgesetzt. Nun frage ich Sie, für wie wahrscheinlich halten Sie es, daß Sie persönlich oder Mitglieder Ihres Hauhaltes davon betroffen werden? Bitte markieren Sie die ungefähre Stelle auf der Linie mit einem Kreuz. Interviewer: Geben Sie dem Befragten einen Stift; nehmen Sie ihm dann die Vorlage wieder weg und legen Sie die Vorlage an das Ende des Fragebogens. 3.13) Nun kann man das Giftmüllrisiko nach Meinung der Experten vermindern, indem die gefährlichste Deponie abgedichtet wird. Nehmen wir einmal an, jeder Berliner Haushalt würde sich mit einem bestimmten Betrag an der Maßnahme beteiligen. Wenn gerade so viel Geld zusammenkommt, daß die Kosten gedeckt sind, dann wird die Maßnahme durchgeführt. Damit wird das Risiko für alle Berliner vermindert. Kommt sogar mehr Geld zusammen, dann wird die Maßnahme natürlich auch durchgeführt und das übrige Geld an die Haushalte zurückgezahlt. Kommt jedoch weniger Geld zusammen als die Maßnahme kostet, so wird sie nicht durchgeführt. Das Risiko bleibt in diesem Fall in voller Höhe bestehen. Das ganze Geld wird an die Bürger zurückgezahlt. Die Zahlungen sind also in jedem Fall völlig zweckgebunden. Haben Sie hierzu noch eine Frage? ja D nein D 337 Interviewer: bitte Frage stichwortartig notieren und dann das Szenario noch einmal erklären. Karte 6 auf jeden Fall liegenlassen. 3.14) Nun besteht wie gesagt die Möglichkeit, die gefährlichste Deponie für 10 Jahre abzudichten und damit zu verhindern, daß Giftstoffe aus der Deponie in Boden und Grundwasser gelangen. Interviewer: Bitte Karte 7 unterhalb von Karte 6 legen. Dadurch vermindert sich das Risiko für alle Berliner Bürger und damit auch für Sie und Ihren Haushalt. In den nächsten 10 Jahren sterben dann statt vorraussichtlich etwa 200 Berlinern nur noch etwa 100 Berliner an den Folgen des Giftmülls. Wieviel ist Ihnen bzw. Ihrem Haushalt diese Maßnahme wert, d.h. wieviel sind Sie bereit, in den nächsten 10 Jahren pro Monat maximal zu zahlen, damit diese Maßnahme durchgeführt wird. Denken Sie bitte daran, daß dieser Betrag Ihr Nettohaushaltseinkommen verringert. Intervjewer: Legen Sie Liste 3 vor. Wählen Sie einen Betrag aus der vorliegenden Liste aus. Die offenen DM Beträge wie z.B. hier zwischen 1 DM und 5 DM (lntervjewer: auf die Stelle in der Liste zeigen) stehen für jeden beliebigen Zwischenbetrag. Interviewer: runden Sie auf ganze DM Beträge auf oder ab; Außnahme : Beträge zwischen 0 und lDM. DM Interyiewer: falls O -3.15, Karte 6, 7 und Liste 3 wegnehmen. sonst 3.17. Karte 6, 7 und Liste 3 liegen lassen. 3.15) Können Sie uns Ihre Gründe nennen, warum Sie nicht bereit sind für eine Risikoverminderung etwas zu bezahlen? 338 3.16) Es gibt mehrere Gründe, warum Leute für eine Risilcoverminderung nichts zu zahlen bereit sind. Wir legen Ihnen jetzt einige Karten mit Gründen vor. Wie wichtig waren diese Gründe für Sie? Benutzen Sie bitte wieder die Notenskala. Interviewer: Kartenset B mischen und dem Befragten die Kanen einzeln vorlegen und vorlesen. Tragen Sie die An/Wolf im Fragebogen ein. Das bestehende Risiko ist für mich klein genug. Ich schütze mich und meinen Haushalt selbst vor diesem Risiko. Ich kann mir zusätzliche Ausgaben nicht leisten, obwohl ich die Maßnahme wichtig finde. Die Industrie sollte zur Finanzierung herangezogen werden. Politikmaßnahmen, die Leben retten, sollten unabhängig von finanziellen Überlegungen durchgeführt werden. Es ist eine grundsätzliche Aufgabe des Staates solche Risiken zu vermeiden. Deshalb sollte die Finanzerung aus Steuermitteln erfolgen. Die Politiker richten ihre Entscheidungen sowieso nicht nach den Wünschen der Bürger. Deshalb bin ich auch nicht bereit, etwas dafür zu bezahlen. Mein Beitrag ist so klein, daß er sowieso nicht ins Gewicht fällt. Ich mißtraue dem Expertengutachten. Ich spende bereits privat. Ich lehne solche Art von Fragen grundsätzlich ab. Interviewer -- 8 Kaffenset B wegnehmen. 345 4.14) Welchen Familienstand haben Sie? ledig • verheiratet • verwitwet • geschieden • 4.15) Können Sie mir aus der folgenden Liste den Buchstaben nennen, der das gesamte Haushaltsnettoeinkommen wiedergibt. Ich meine dabei die Summe, die sich aus Lohn, Gehalt, selbstständiger Tätigkeit, Renten, Pensionen, Arbeitslosengeld und sonstigen Zuschüssen sowie sonstigen Einkünften wie Sparzinsen aller Haushaltsmitglieder jeweils nach Abzug von Steuern und Sozialversicherungsbeiträgen ergibt. /nwyjewer; bitte Liste 6 vorlegen. Es ist nur eine Nennung möglich; notieren Sie den Kennbuchstaben. • lnWViewer: falls der Befragte sein Einkommen nicht nennen will, weisen Sie Ihn auf folgendes hin: Wie alle Angaben wird auch diese selbstverständlich streng vertraulich und nicht personenbezogen ausgewertet. Sie ist für uns zur statistischen Auswertung sehr wichtig. Kennbuchstabe eintragen D Angabe erneut verweigert D lnwyjewer: Liste 6 wegnehmen 346 4.16) Planen Sie in Zukunft aus Berlin wegzuziehen? ja • Interviewer: - 4.17 nein • Interviewer:-@ 4.17) Wann ungefähr? 4.18) Es hat sich gezeigt, daß der Nutzen, den Bürger risikovermindernden Maßnahmen beimessen, oft vom eigenen Gesundheitszustand beeinflußt ist. Erlauben Sie uns deshalb hierzu einige kurze Fragen. Wie würden Sie Ihren allgemeinen Gesundheitszustand beschreiben? Interviewer: Katte 1 vorlegen. Bitte benutzen Sie wieder diese Notenskala. Interviewer: gewähltes Feld hier notieren; Katte 1 wegnehmen [D 4.19) Wie schätzen Sie Ihren Gesundheitszustand im Vergleich zu anderen Leuten Ihrer Altersgruppe ein? Interviewer;· Karte 9 vorlegen. Geben Sie bitte die "-5" an falls Sie ihn für 'sehr viel schlechter' halten, die "O", falls Sie ihn für durchschnittlich erachten, die"+ 5", falls sie ihn für sehr viel besser einschätzen. Benutzen Sie die übrigen Noten zur Abstufung. lnteryiewer: gewähltes Feld hier notieren; Katte 9 wegnehmen [D 4.20) Rauchen Sie? nein • Interyiewer:-@ ja, ich rauche Zigaretten • Interviewer: - 4.21 ja, ich rauche Pfeife oder Zigarren • Interyiewer;· -@ 4.21) Wieviele Zigaretten rauchen Sie im Durchschnitt pro Tag? weniger als eine Packung eine Packung zwischen ein und zwei Packungen zwischen zwei und drei Packungen mehr als drei Packungen Interviewer:-@ • • • • • 4.22) Wieviele Zigarren bzw. Pfeifen rauchen Sie durcbscbnittlicb pro Tag? Zigarren bzw. Pfeifen 347 4.23) Nun haben wir noch eine ganz andere Frage: Stellen Sie sieb bitte vor, daß Sie einen Preis gewonnen haben. Dieser Preis besteht darin, daß Sie kostenlos an einer Lotterie teilnehmen können. Sie bekommen also ein Los geschenkt. Insgesamt gibt es drei Lotterien. Interviewe,· mischen Sie Kartenset C und legen und {gfil Sie dem Befragten alle 3 Karten vor. Legen Sie bitte die Lotterie, die sie am liebsten spielen möchten, nach oben, und die, die sie am zweitliebsten spielen möchten darunter. Interviewer: bitte notie,en für die liebste Lotterie die "1'; die zweitliebste die "2".Nehmen Sie anschließend das Kartenset C weg. Lotterie A: 1 Los von 1 000 gewinnt 100 000 DM; die anderen nichts. Lotterie B: 1 Los von 10 gewinnt 1 000 DM, die anderen nichts. Lotterie C: 1 Los von 10 gewinnt 900 DM, die anderen nichts. weiß nicht • 348 4.24) Stellen Sie sich bitte nun vor, daß Ihre Versicherung Ihnen folgende drei Versicherungsverträge zur Auswahl bietet. Die Höhe der Prämien bzw. Beitragszahlung ist in allen drei Fällen gleich.~ ~ mischen Sie das Kartenset D; legen und lesen Sie die Karten dem Befragten alle 3 Karten vor. Legen Sie bitte die Versicherung, die Ihnen am liebsten wäre, nach oben, und die, die Ihnen am zweitliebsten wäre, darunter. lnterviewei· bitte notieren für die liebste Versicherung die "1'~ die zweitliebste die "2".Nehmen Sie anschließend das Kartenset D weg. VertragA: Vertrag B: Vertrag C: Die Versicherung zahlt bei jedem Schaden in voller Höhe, wenn der Schaden an einem Tag mit geradem Datum auftritt. An Tagen mit ungeradem Datum zahlt die Versicherung nichts. Die Versicherung zahlt bei jedem Schaden immer 50% der Schadensumme. Die Versicherung zahlt bei jedem Schaden immer 45% der Schadensumme. weiß nicht 4.25) Für wie religiös halten Sie sich persönlich? Interviewer vorlesen sehr religiös D etwas religiös D kaum religiös D gar nicht religiös D • 349 4.26) Halten Sie sich selbst für einen eher konservativen oder eher progressiven Menschen? Sind Sie eher ... Interviewer : vorlesen sehr konservativ D leicht konservativ D leicht progressiv D sehr progressiv D 4.27) Für wie umweltbewußt stufen Sie sich selbst ein? Sind Sie .. . Interviewer: vorlesen sehr umweltbewußt D etwas umweltbewußt D kaum umweltbewußt D gar nicht umweltbewußt D Vielen Dank! Möglicher Weise ruft Sie einer unserer Projektleiter in den nächsten Tagen noch an, um sich mein Interview mit Ihnen bestätigen zu lassen. 350 Vorlage la höchst wahrscheinliches Ereignis vollkommen unwahrscheinliches Ereignis z.B: Es schneit wenigstens einmal im nächsten Winter z.B.: es schneit im nächsten Juli in Berlin EXPERTEN GUTACHTEN -Innerhalb der nächsten 10 Jahre werden ohne Gegenmaßnahmen des Senats etwa 100 Einwohner Berlins an den Folgen des Kontaktes mit Giftmüll sterben. -Es kann jeden treffen Maßnahme 1 Maßnahme2 -Die gefährlichste Deponie wird abgedichtet. - Z11sätzli!;;b z;u Maßoahmi: 1; die zweitgefährlichste Deponie wird abgedichtet. -Folge: Vorraussichtlich werden statt 100 nur -Folge: Vorraussichtlich werden statt 40 nur noch etwa 40 Berliner sterben. noch etwa 20 Berliner sterben. -Ihr bisheriger Betrag für Maßnahme 1: -Ihr bisheriger Betrag für Maßnahme 2: ____ DM pro Monat ____ DM pro Monat -Ihr neuer Betrag für Maßnahme 1: -Ihr neuer Betrag für Maßnahme 2: ____ DM pro Monat ____ DM pro Monat Vorlage 2a -Ihr bisheriger Gesamtbetrag für beide Maßnahmen: ____ DM pro Monat -Ihr neuer Gesamtbetrag: ____ DM pro Monat w VI - 352 w A M G 0 s D H monatliche Unterstützung 0DM bis 5 DM über 5-10 DM über 10 -15 DM über 15 -20 DM über 20 -25 DM über 25 -50 DM über 50 DM Liste 1 entspricht einer jährlichen Unterstützung von 0DM bis 60 DM über 60 -120 DM über 120 -180 DM über 180 -240 DM über 240 -300 DM über 300 -600 DM über 600 DM Risiken von Giftmülldeponien Liste 2 Trinkwasser Boden N abrungsmittel ..., u, ..., 354 Liste 3 0 DM 45 DM 100 DM DM DM DM 1 DM 50 DM 110 DM DM DM DM 5 DM 55 DM 120 DM DM DM DM 10 DM 60 DM 130 DM DM DM DM 15 DM 65 DM 140 DM DM DM DM 20 DM 70 DM 150 DM DM DM DM 25 DM 75 DM 160 DM DM DM DM 30 DM 80 DM 170 DM DM DM DM 35 DM 85 DM 180 DM DM DM DM 40 DM 90 DM 190 DM DM DM DM 361 Berger, Mark C., Blomquist, Glenn C., Kenkel, Don und Tolley, George S. 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