Geldpolitische Regelbindung: theoretische Entwicklungen und empirische Befunde

Gutowski, Armin (Ed.) Book Geldpolitische Regelbindung: theoretische Entwicklungen und empirische Befunde Schriften des Vereins für Socialpolitik, No. 161 Provided in Cooperation with: Verein für Socialpolitik / German Economic Association Suggested Citation: Gutowski, Armin (Ed.) (1987) : Geldpolitische Regelbindung: theoretische Entwicklungen und empirische Befunde, Schriften des Vereins für Socialpolitik, No. 161, ISBN 978-3-428-46123-3, Duncker & Humblot, Berlin, https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 This Version is available at: https://hdl.handle.net/10419/285590 Standard-Nutzungsbedingungen: Die Dokumente auf EconStor dürfen zu eigenen wissenschaftlichen Zwecken und zum Privatgebrauch gespeichert und kopiert werden. Sie dürfen die Dokumente nicht für öffentliche oder kommerzielle Zwecke vervielfältigen, öffentlich ausstellen, öffentlich zugänglich machen, vertreiben oder anderweitig nutzen. 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M. Neumann, Alois Oberhauser, Karl Socher Herausgegeben von Armin Gutowski DUNCKER&HUMBLOT/BERLIN OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 CIP-Kurztitelaufnahme der Deutschen Bibliothek GeldpolitIsche Regelbindung: theoretische Entwicklungen und empirische Befunde / Helmut Frisch ... Hrsg. von Armin Gutowski. - Berlin: Duncker und Humblot, 1987. (Schriften des Vereins für Socialpolitik, Gesellschaft für Wirtschafts- und Sozialwissenschaften; N. F., Bd. 161) ISBN 3-428-06123-3 NE: Frisch, Helmut [Mitverf.]; Gutowski, Armin [Hrsg.]; Gesellschaft für Wirtschafts- und Sozialwissenschaften: Schriften des Vereins ... AUe Rechte, auch die des auszugsweisen Nachdrucks, der fotomechanischen Wiedergabe und der übersetzung, für sämtliche Beiträge vorbehalten @ 1987 Duncker &: Humblot GmbH, Berlin 41 Satz: Hermann Hagedorn GmbH &: Co, Berlin 46 Druck: Berliner Buchdruckerei Union GmbH, Berlin 61 Printed in Germany ISBN 3-428-06123-3 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Vorwort Die Diskussion um die Grundsätze der Geldpolitik ist so alt wie die Nationalökonomie selbst. In der jüngeren Geschichte der marktwirtschaftlich orientierten Länder stellte sich die Frage nach den Prinzipien der Geldversorgung von neuem, nachdem das Festkurssystem von Bretton Woods nicht mehr aufrechterhalten werden konnte. Als besonders attraktiv erwies sich in dieser Situation die "monetaristische" Geldmengenregel, die von Milton Friedman bereits im Jahre 1959 vorgeschlagen worden war. Zuerst entwickelte die Deutsche Bundesbank ein Konzept der Kontrolle der monetären Expansion in enger Anlehnung an die monetaristischen Prinzipien geldpolitischer Regelbindung; sie verkündete erstmals 1974 eine Zielrate für die monetäre Expansion im darauffolgenden Jahr. Auch die Schweizerische Nationalbank entschied sich bald danach für eine Politik der Geldmengenkontrolle, und andere Notenbanken folgten. Mithin verfügte die Profession im Jahre 1985 über reichlich ein Jahrzehnt international geprägter Erfahrung mit dieser neuen Variante geldpolitischer Regelbindung. Anläßlich der 15. Tagung des Ausschusses für Geldtheorie und Geldpolitik wurden Ansätze zu einer systematischen empirischen Auswertung des vorliegenden Beobachtungsmaterials vorgetragen und mit Fragestellungen verknüpft, die der jüngeren theoretischen Diskussion entstammen. Der vorliegende Band enthält die Referate, die bei dieser 15. Ausschußsitzung am 22. /23. November 1985 in Frankfurt am Main präsentiert wurden. Die ersten zwei Referate verbindet die gemeinsame Thematik, die das Für und Wider eines Wechselkurszieles als geldpolitische Alternative zum Geldmengenziel zum Gegenstand hat. Prof. Helmut Frisch (Wien) erörtert in seinem Beitrag wichtige theoretische Aspekte dieser Fragestellung. Er erweitert einen konventionell keynesianischen Ansatz ("Mundell-Flerning") um Überlegungen, die der jüngeren theoretischen Literatur entstammen und auch die aktuelle währungspolitische Diskussion prägen. Diese Überlegungen betreffen zum einen jene ökonomischen Zusammenhänge, die als verantwortlich für kurzfristige Überreaktionen des nominalen Wechselkurses angesehen werden können; zum anderen werden die Bestimmungsfaktoren der Angebotsseite im realen Sektor der offenen Volkswirtschaft ausdrücklich in die Analyse einbezogen. Demgegenüber ist der Beitrag von Prof. Karl Socher (Innsbruck) stark empirisch geprägt. Gegenstand dieses Referates sind die historischen Erfahrungen und Lehren, die sich aus der praktischen Geldpolitik der Österreichischen Nationalbank nach 1971 gewinnen lassen. Besonderes Interesse verdient die österreichische Geldpo- OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 6 Vorwort litik nicht zuletzt daher, weil sich die Zentral bank nicht dem weltweiten Trend zu einer verstärkten Kontrolle der monetären Expansion anschloß, sondern weiterhin -wenn auch in abgewandelter Form -der Stabilisierung des nominalen Außenwertes des Schilling den Vorrang gab. Die drei anschließenden Referate verbindet die Frage nach der konkreten Ausgestaltung einer im Grundsatz potentialorientierten Geldversorgung durch die Zentralbank. Hierbei geht es darum, ob das Ziel einer - u. U. auf Jahre im voraus festzulegenden -konstanten Wachstumsrate für die Zentralbankgeldmenge streng befolgt werden soll oder ob einer flexiblen Handhabung der Geldpolitik der Vorrang gebührt, der Zentralbank also ein Spielraum eingeräumt werden sollte, im Rahmen dessen die tatsächliche Wachstumsrate der Geldangebotsmenge vorübergehend nach oben oder nach unten vom mittelfristigen Potentialpfad abweichen darf. Zu den theroretischen Grundlagen, die gegen eine sowohl strenge als auch mittelfristig ausgerichtete Verpflichtung der monetären Instanz sprechen, zählen die These von der "Instabilität der Geldnachfrage" wie auch die Zweifel an der Präzision, mit der der geldpolitische Instrumenteneinsatz auf die monetären Aggregate wirkt. Beide Aspekte werden im Referat von Prof. Manfred J. M. Neumann und Dr. Jürgen von Hagen (beide Bonn) behandelt. Die Autoren präsentieren empirische Ergebnisse für die Bundesrepublik Deutschland, denen als Beobachtungszeitraum die Jahre 1964 bis 1985 zugrunde liegen. Es werden methodisch anspruchsvolle ökonometrische Testverfahren angewandt, die z. T. erst in jüngster Zeit entwickelt wurden und nun frühere empirische Studien in markanter Weise relativieren. Hiernach erscheinen die Grundlagen für eine sowohl strenge als auch mittelfristig orientierte Befolgung der Friedman-Regel für die Bundesrepublik als gegeben. Demgegenüber versucht Prof. Werner Gaab (Essen) in seinem Korreferat vermeintliche Schwachstellen im ökonometrischen Vorgehen der beiden Autoren herauszuarbeiten. Argumente zugunsten einer flexiblen Ausgestaltung der Geldversorgung präsentiert der Beitrag von Prof. Alois Oberhauser (Frei burg); spezielles Augenmerk widmet er der gegenwärtigen wirtschaftspolitischen Situation in der Bundesrepublik und insbesondere der unbefriedigenden Lage am Arbeitsmarkt. Eine geldpolitische Verantwortung für die anhaltende Unterauslastung des Produktions faktors Arbeit müsse sich zwangsläufig einstellen, wenn der notwendige Anpassungsbedarf zwischen effektiver Gesamtnachfrage und potentialadäquater Produktion nicht monetär alimentiert würde. Die beiden abschließenden Referate beleuchten die Rolle des nationalen und des extraterritorialen (Euro-)Bankensystems im Geldangebotsprozeß. Im Rahmen eines theoretischen Modells zeigt Prof. Hans-Joachim Jarchow (Göttingen) die Zusammenhänge auf zwischen Wechselkurs, Portfoliodispositionen der Geschäftsbanken und dem hieraus resultierenden Geldangebot in unterschiedlichen Aggregatabgrenzungen. Die Analyse beschreibt die vielraltigen Kanäle, über die sich in der offenen Volkswirtschaft eine - u. U. erhebliche -Volatilität des sog. Geldangebotsmultiplikators einstellen kann. Prof. Otmar Issing OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Vorwort 7 (Würzburg) untersucht im letzten Beitrag die Art der Einbindung nationaler Ge1dpolitik in die Aktivitäten der Geschäftsbanken am Euromarkt. Im Mittelpunkt steht bei ihm die Frage nach dem Ausmaß der Beeinträchtigung der geldpolitischen Effizienz durch konterkarierende Dispositionen der Kreditinstitute sowie nach den Möglichkeiten der erfolgreichen Unterbindung derartiger Störungen. Mit diesem vorliegenden Band legt der Ausschuß für Geldtheorie und Geldpolitik einen knappen, aber repräsentativen Querschnitt der Schwerpunkte in der gegenwärtigen Diskussion um das Konzept der regelgebundenen Geldpolitik vor. Naturgemäß bleibt manche Frage offen, so daß die Veröffentlichung auch Anlaß und Anregung zu weiterer Erforschung der theoretischen Zusammenhänge und zu ihrer empirischen Untermauerung bietet. Armin Gutowski OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 14 Helmut Frisch vom erwarteten Realzins r, -(,Ei, + 1 - i,) ab; wobei r, den Nominalzins und ,Ei, + 1 - i, die erwartete Inflationsrate bedeutet; u~ ist ein seriell unkorrelierter Nachfrageschock mit dem Erwartungswert Null. Aggregiertes Angebot Gleichung (2) gibt die Angebotsbeziehung einer offenen Volkswirtschaft wieder. Der erste Term auf der rechte Seite ist die Lucas-Angebotsfunktion, wonach eine nichtantizipierte Preisänderung (eine Preisüberraschung) einen positiven Angebotseffekt besitzt. In einer offenen Volkswirtschaft beeinflussen neben dem heimischen Outputpreis Pt, auch der Auslandspreis p{ sowie der Wechselkurs die Angebotsentscheidung. Der zweite Tenn (mit negativem Vorzeichen) bringt den Prognosefehler des allgemeinen Preisniveaus zum Ausdruck. Wie man leicht sieht, gilt: i, - '-lEi, = a(p, - '-lEp,) + (1- a) ((x, - ,-lEx,) + (p{ - ,-lEP{)) Es ist nicht offensichtlich, warum der zweite Term in der Angebotsfunktion auftritt. Die Herleitung dieser Angebotsfunktion wird in Marston (1982) gezeigt. Sie beruht auf dem Gray'schen Konzept der Lohnkontrakte und der Cobb- Douglas Produktionsfunktion. In t-1 wird zwischen den Tarifpartnern ein Nominallohnkontrakt ,-1 w, sowie ein Indexierungsparameter bausgehandelt. Der aktuelle Nominallohnsatz in t lautet somit: w, = ,-1 w~ + b(i'-'_lEi,). Der Parameter der Angebotsfunktion c = (1 ß ß) , wobei (1- ß) die Produktionselastizität der Arbeit in der Cobb-Douglas Funktion bildet. Das negative Vorzeichen des zweiten Terms erklärt sich nun in einfacher Weise. Tritt in der Kontraktperiode ein nichtantizipierter Preisschock auf, erhöhen sich die Geldlöhne wegen der Indexierung, im Ausmaß: dw, = bdi" und das reale Angebot nimmt mit der Rate dy, = - cbdi, ab. Sind die Löhne nicht indexiert, ist also b = 0, tritt dieser negative Effekt einer nichtantizipierten Faktorpreiserhöhung natürlich nicht auf. Wenden wir uns nun dem Finanzsystem dieser Volkswirtschaft, wie sie in Gleichung (3) und (4) zum Ausdruck kommt, zu. Die rechte Seite der Gleichung (3) stellt eine Nachfragefunktion nach Geld dar, die positiv vom Nominaleinkommen (p, + y,) abhängt, wobei eine Einkommenselastizität von eins vorausgesetzt wird, und invers vom heimischen Zinssatz r,. Der springende Punkt ist nun die Fonnulierung des Geldangebotes. Letzteres hängt nämlich vom herrschenden Wechselkursregime ab. Bei einem Regime fixer Wechselkurse ist das Geldangebot eine endogene Größe, bei flexiblen Wechselkursen ist das Geldangebot exogen bestimmt. Für die weitere Untersuchung betrachte ich zwei (identische) Volkswirtschaften, wobei die Geldpolitik in der einen Volkswirtschaft einem Geldmengenziel folgt (dies entspricht einem Regime flexibler Wechselkurse), in der anderen Volkswirtschaft einem Wechselkursziel. (In diesem Fall paßt sich die Geldmenge entsprechend an.) OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Geldmengen- oder Wechselkursziel 15 1. Das Geldmengenziel Die Zentralbank strebt ein Niveau der Geldmenge m an, wobei allerdings stochastische Störungen des Geldangebotes u:" auftreten können: Die tatsächliche Geldmenge folgt folgendem stationären Prozeß: mt = m + u:" . Die zufällige Variable u:" ist durch einen Erwartungswert Null und eine konstante Streuung charakterisiert. Weiters gilt, daß die Störgrößen voneinander stochastisch unabhängig sind. Die tatsächliche Geldmenge folgt somit einem white-noise Prozeß um das Geldmengenziel m. Diese Geldmengenregel enthält noch eine wichtige Implikation. Die auftretenden stochastischen Störungen sind transitorisch und nicht permanent. Gilt z. B. im Zeitpunkt t mt = m + u';' und u:" ::j:: 0, so ist der Erwartungswert für t + 1 wiederum m (nämlich das Geldmengenziel), da tEu:"+ 1 = 0 ist. Bei flexiblen Wechselkursen lautet somit die Gleichgewichtsbedingung am Geldmarkt: wobei links das Geldangebot und rechts die Geldnachfrage steht. 2. Das Wechselkursziel Das geldpolitische Ziel der Zentralbank besteht in der Fixierung des Wechselkurses auf einem bestimmten Niveau. Um Auf- und Abwertungen zu vermeiden, interveniert die Zentralbank am Devisenmarkt durch Ankauf bzw. Verkauf von Devisen. In diesem Falle ist die Geldmenge (= die monetäre Basis) eine endogene Größe. Da heimische und ausländische festverzinsliche Wertpapiere (Bonds) als perfekte Substitute gehandelt werden, gilt die Zinsparitätsgleichung (4). Danach muß der inländische Zinssatz rt gleich sein der Summe von Auslandszins r{ und der erwarteten Abwertungsrate tEXt + 1 - XI> oder einfacher: Die erwarteten Ertragsraten auf beiden Vermögensanlagen sind im Portfoliogleichgewicht gleich. Durch Substitution von (4) in (1) und (3) kann man das Modell auf folgende drei Gleichungen reduzieren: Aggregierte Nachfrage (I S-Kurve) (5) y,=gp(p{ +x,-p,)-g.(r{ +,EX'+l-X,-(,Ei'+l-i,))+go+u~ Aggregiertes Angebot (6) Monetäres Gleichgewicht (7) OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 16 Helmut Frisch Das Modell besteht daher aus drei Gleichungen, enthält allerdings vier endogene Variablen, nämlich: Yt> Pt, Xt und mt. (Man beachte die Definition des allgemeinen Preisniveaus it = apt + (1- a) (xt + pr)). Das Problem der "missing equation" löst man dadurch, daß eine endogene Variable als exogen behandelt wird. Bei flexiblen Wechselkursen betrachten wir das Geldangebot (das von der Zentralbank angestrebte Geldmengenziel) als exogene Variable. Die drei Gleichungen (5), (6) und (7) bestimmen dann gemeinsam die drei endogenen Variablen, Yt, den inländischen Output, Pt> den Preisindex der heimischen Produktion und Xt, den Wechselkurs. Bei fixen Wechselkursen bestimmen die drei Gleichungen simultan den heimischen Output Yt, das heimische Preisniveau Pt und die heimische Geldmenge mt, während der Wechselkurs als exogene Variable (= Wechselkursziel) betrachtet wird. IH. Das Strukturmodell in Abweichungsform In diesem paper werden nur nichtantizipierte, transitorische Schocks studiert. Der Analyse liegt daher folgende Annahme zugrunde: ,-lEx, = ,Ex,+ I = x '-IEp, = ,Ep, + 1= P Die Pointe dieser Annahme liegt darin, daß die Wirtschaftssubjekte ihre rational gebildete Erwartung nicht revidieren, wenn die Realisierung einer Variablen von ihrem (rationalen) Erwartungswert abweicht. Ergibt sich z. B. eine Situation mit Xt -t-1Ext =t= 0, so erwartet das Wirtschaftssubjekt für die nächste Periode tE(xt+ 1 - x) = 0. Anders ausgedrückt: Die Änderung einer endogenen (oder exogenen) Variablen erzeugt die Erwartung einer Rückkehr dieser Variablen auf ihren stationären Wert (x, p, pI, etc.), in der nächsten Periode. Betrachten wir zunächst die stationäre Lösung des Modelles (5), (6) und (7) bei Abwesenheit von Unsicherheit. Dieser Zustand der Wirtschaft ist dadurch charakterisiert, daß alle Prognosefehler wie z. B. (Pt -t -1 Ept) sowie alle erwarteten Änderungsraten der entsprechenden Variablen wie (tEit+ 1 - it) gleich Null sind. Weiters sind stochastische Störungen ausgeschlossen, so daß auch alle stochastischen Störungen gleich null gesetzt werden: Das deterministische Äquivalent des stationären Zustandes des stochastischen Modelles ist in den folgenden drei Gleichungen wiedergegeben: (5a) (6a) (7a) y=co OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Geldmengen- oder Wechselkursziel 17 Die endogenen Variablen sind ji, p, x (oder m). Die gestrichenen Variablen drücken die "steady state" Erwartungswerte der entsprechenden Variablen aus. Das Modell kann nun in Abweichungsform dargestellt werden. Es handelt sich dabei um die Abweichung des stochastischen Modells von seinem deterministischem steady state Äquivalent: (8) (9) (10) y, -y = gp(P{ - pi) + (x, - x) - (p, - p) - g,(r{ - 1'/))- -g,(,EX'+I-X,)-(,Ei'+1 -i,))+u~ y, -Y = c(p, - '-IEp,) -cb(i, -,_lEi,) m, -m = (p, - p) + (y, - y) -kl (r{ -1'/) -kl (,Ex, + I - x,) Unter Berücksichtigung der Definition des allgemeinen Preisindex: i, - '_lEi, = a(p, - '-IEp,) + (1- a) (x, -,_lEx,) + (P{ - ,-IEP{)) kann das System in folgende Form gebracht werden: Die aggregierte Nachfragegleichung: (11) _ 1 ( _) (gp - g,(I- a)) (P{ ;;f) ( -) p, - p = - --- y, -y + , - I' + x, -x - gp+ag, gp+ag, g, _ u~ ---' (r{ -r l )+--; gp+ag, gp+g,a Die aggregierte Angebotsgleichung: (12) _ 1 _ b(1-a) _ b(1-a) _ p,-p= c(l-ab) (y,-y)+ (I-ab) (x,-x)+ (I-ab) (P{ -pi) Das monetäre Gleichgewicht: (13) p, - p=(m,-m)-(y,- y)-kdx,-x) + kl (r{ -1'/) Mittels dieser drei Gleichungen läßt sich dieses Modell auch in einfacher Weise in graphischer Form darstellen. In Fig. 1 bezeichnet yd die negativ geneigte Nachfragekurve und y' die entsprechende Angebotskurve, während die fallende rn-Kurve die Punkte des monetären Gleichgewichts dieser Volkswirtschaft bezeichnet. Der Schnittpunkt A dieser drei Kurven bestimmt die Gleichgewichtswerte von Yt, Pt und Xt. In Fig.l ist die yd-Kurve flacher gezeichnet als die ebenfalls negativ geneigte rn-Kurve. Dies impliziert, daß gp + ag, > 1; d. h. eine genügend hohe Preiselastizität der Nachfragefunktion gegeben ist. Die Pfeile in Fig. 1 deuten die Richtung an, in welche eine positive Änderung der entsprechenden exogenen Variablen die jeweilige Funktion verschiebt. So verschiebt sich die Nachfragekurve yd im Falle einer Zunahme des ausländischen Preisniveaus, einer Abwertung der heimischen Währung sowie bei einem positiven Nachfrageschock nach oben und rechts, während eine nicht antizipierte Zunahme des ausländischen Zinsniveaus die Nachfragekurve nach links verschiebt. Anderer- 2 Gutowski OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 18 Helmut Frisch seits verschiebt eine Abwertung der heimischen Währung bzw. eine Zunahme des Auslandspreises die Angebotskurve nach oben und links. Schließlich führt eine nichtantizipierte Erhöhung der monetären Basis mt -tri> 0 oder eine Zunahme des Auslandszinses zu einer Verschiebung der rn-Kurve nach rechts, eine Abwertung der heimischen Währung in die entgegengesetzte Richtung. p p o y y Fig. 1: Variablen mit einem Dach sind Abweichungen vom steady state Wert (ß = Pt - p, P = Yt - y, etc.) IV. Die reduzierte Form des Modells Der letzte Schritt in der Lösung besteht in der Transformation der Strukturgleichungen des Modells in die reduzierte Form. Die endogenen Variablen in Abweichungsform Yt - y, Pt -P und Xt -x werden als Linearkombinationen der beiden inländischen Störgrößen u: und u~ sowie des Prognosefehlers der ausländischen Zinsvariablen r{ - 1'1, dargestellt. Der ausländische Zinssatz ist natürlich endogen für die Weltwirtschaft,jedoch exogen für die in Rede stehende kleine offene Volkswirtschaft. In Tabelle I sind die Lösungen für die endogenen Variablen für das Regime flexibler Wechselkurse dargestellt; die Lösungen für das Regime fixer Wechselkurse finden sich in Tabelle 11. Jede Zeile ist eine reduzierte Formgleichung für die entsprechende endogene Variable, wobei den drei Störgrößen ("Schocks") u:, u~ und r( - 1'( die entsprechenden Koeffizienten zugeordnet sind. Bei der Interpretation der reduzierten Formgleichungen diskutieren wir die Wirkung jeweils eines isolierten Schocks, obgleich die Störungen in der realen OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Geldmengen- oder Wechselkursziel 19 Wirtschaft jeweils eine Kombination verschiedenartiger Schocks sind. Die folgenden Ausführungen konzentrieren sich auf die Transmission der beiden inländischen Störungen sowie des ausländischen Zinsschocks auf den inländischen Güter-Arbeits- und Geldmarkt, wobei wir uns einer partiellen "step-by- step" (Branson) Gleichgewichtsanalyse bedienen. Bei der Diskussion der Ergebnisse wird stets vorausgesetzt, daß gp- (1-a)gr>O ist. Diese Annahme impliziert die Gültigkeit der Marshall-Lerner Bedingung, wonach eine Abwertung einen expansiven Effekt auf die Nachfrage nach heimischen Gütern besitzt; also die Leistungsbilanz "normal" reagiert. Die Ableitung der [S-Kurve nach Xt, dem Wechselkurs ergibt: dy= (gp-(l-a)gr)dx. Die Gültigkeit der Marshall-Lerner Bedingung erfordert somit die Annahme, daß in der [S-Kurve der "Terms of Trade" Effekt gp, die Zinselastizität gr übertrifft. Die folgenden Ausführungen beschäftigen sich mit der seit MundeIl (1963) klassischen Frage nach der Wirkung von Geld- und Fiskalpolitik bei fixen und flexiblen Wechselkursen sowie mit der Wirkung eines ausländischen Zinsschocks. Da dies im Rahmen eines stochastischen Modelles mit speziellen Annahmen über die Geldpolitik geschieht diskutiere ich: 1. Die Wirkung einer nichtantizipierten Abweichung des Geldangebots vom Geldmengenziel der Zentralbank in einem Regime flexibler Wechselkurse. 2. Die Wirkung eines (positiven) Nachfrageschocks bei flexiblen Wechselkursen (d. h. bei gegebenem Geldmengenziel der Zentralbank) und bei einem Regime fixer Wechselkurse. 3. Die Wirkung eines ausländischen Zinsschocks auf den heimischen Güter-, Arbeits- und Geldmarkt, wiederum sowohl bei einem Regime flexibler und einem Regime fixer Wechselkurse. 1. Nichtantizipierte Erhöhung der heimischen Geldmenge Betrachten wir eine nichtantizipierte Erhöhung der heimischen Geldmenge, d. h. eine positive Realisierung von u~ > o. Beim herrschenden Zinsniveau ergibt sich ein Überschußangebot am heimischen Geldmarkt, wodurch eine Überschußnachfrage nach inländischen und ausländischen Wertpapieren entsteht. Dies führt zu einer Erhöhung der Kurse der heimischen Wertpapiere (bzw. zu einem Sinken der Wertpapierrendite) und gleichzeitig zu einer Abwertung der heimischen Währung (Niehans, 1984). Dieser Effekt kann in diesem Modell durch Differenzieren der Zinsparitätsgleichung (4) leicht gezeigt werden. Berücksichtigt man, wie eingangs erwähnt, daß nur transitorische Schocks zugelassen werden, daß somit dtExt+ 1 = 0 ist, so folgt aus (4) unmittelbar: dr t = - dx/. Die Abwertung der heimischen Währung senkt den heimischen Nominalzinssatz unter den Auslandszins. Damit entsteht gleichzeitig eine Aufwertungser- 2* OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Endogene Variablen Realer Output y,-y Preis des heimischen Gutes p,-p Wechselkurs X,-x Tabelle I (Flexible Wechselkurse) Effekte nichtantizipierter Störungen Reale Nachfrage u1 ck1 (l-ab)+ cb(l-a) D k1 -cb(1-a) D (1 +c(l-ab» D Geldangebot u~ (gp + ag,) c(1- b) D gp+ ag,+ cb(1-a) D gp + ag,+ c(1- ab) D D =(1 +k 1 ) D1 + c(1-b) (gp+ag,-1»O D1 =gp +ag,+c(1-ab»O Auslandszins r{--,.r c(gp(1-b)k 1 -(1-a) (b+k1)g,) D k1 (gp(l- a)g,) + cb(l- a)g,+ k1 cb (l-a) D k1 D1 + g,(1 + c(1-ab» D IV 0 ::c §- S. "rj ::I. CI> 0 ::r OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Endogene Variablen Realer Output y/-y Geldmengen- oder Wechselkursziel Tabelle I/ (Fixe Wechselkurse) Effekte nichtantizipierter Störungen Reale Nachfrage c(l-ab) Dj Preis des heimischen Gutes p/-p Geldangebot m/-m (1+c(l-ab» Dj 21 Auslandszins kjD j +g,(1 +c(l-ab» Dj wartung der heimischen Währung, die den Unterschied zwischen dem inländischen und dem ausländischen Zinssatz genau kompensiert. Die t-Kurve, die das Gleichgewicht am Gütermarkt zum Ausdruck bringt wird durch zwei Kanäle beeinflußt: i) Die Änderung des heimischen Wechselkurses, ii) Die Änderung der Terms of Trade. Man kann leicht zeigen, daß die Abnahme des heimischen Nominalzinssatzes und die gleichzeitige Abwertung der Währung auch den Realzins Rt senken. Das totale Differential des Realzinssatzes lautet: dRt = dr t - dtEit+ 1 - it, und behauptet wird, daß dieser Ausdruck negativ sei. Nun gilt -wie wir wissen -, daß dr t = - dX t und dit = (1- a) dX t ist. Somit ist dRt = - adxt unter Berücksichtigung von dtEit+ 1 = 0 (d.h. unter Berücksichting rein transitorischer Schocks). Der ultrakurzfristigen Reaktion auf den Vermögensmärkten zur Wiederherstellung eines Portefeuillegleichgewichts der heimischen Wertpapierbesitzer folgt ein Fallen der Terms of Trade; d.h. eine reale Abwertung am Gütermarkt. Eine Inspektion der reduzierten Formkoeffizienten in Tabelle I zeigt eine reale Abwertung als Folge der monetären Störung. Sofern 0 < b < 1 ist dX t - dpt > 0; d.h. der reale Wechselkurs steigt. Man kann somit ohne Einschränkung annehmen, daß die aggregierte Nachfrage zunehmen wird, da sowohl der Realzins fällt als auch die reale Abwertung eine Verschiebung der Ausgaben des Inlandes und des Auslandes zugunsten der heimischen Güter erzeugt. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 22 Helmut Frisch In Fig.1 verschieben sich sowohl die rn-Kurve als auch die pd-Kurve nach rechts, wodurch sowohl Pt als auch Xt eindeutig zunehmen. Im Geldmarkt ergibt sich eine Zunahme der Transaktionsnachfrage für Geld, wobei die Abnahme des Zinssatzes sowie die Abwertung der heimischen Währung etwas gebremst werden. Die Abwertung führt weiters zu einer Verschiebung der Lage der Angebotskurve nach oben und links. Der Grund liegt darin, daß die Erhöhung des Wechselkurses den Konsumentenpreisindex it erhöht, wodurch die Indexierung zum Tragen kommt und die Geldlöhne mit der Rate dw t =b(1-a)dx t zunehmen. Sofern nur partiell indexiert wird (also b< 1 ist), verschiebt sich die Angebotskurve in einem geringeren Ausmaß nach oben als die aggregierte Nachfragekurve, wodurch sich ein positiver Outputeffekt ergibt. Bei vollständiger Indexierung (b = 1) hingegen verschieben sich die Angebotskurve und die Nachfragekurve pari passu nach oben, so daß die Abwertung keinen Nettoeffekt auf den realen Output hervorruft. Zusammenfassend läßt sich sagen, daß eine nichtantizipierte Expansion der heimischen Geldmenge eindeutig zu einer Abwertung der heimischen Währung sowie zu einem Steigen des heimischen Preisniveaus führt. Der Effekt auf die reale Produktion hingegen hängt vom Ausmaß der Indexierung der Geldlöhne im Arbeitsmarkt ab. 2. Nichtantizipierte Zunahme der aggregierten Nachfrage (Nachfrageschock ) Flexible Wechselkurse. Ein positiver Nachfrageschock kommt in der Realisierung der stochastischen Komponente der IS-Kurve, u1 > 0, zum Ausdruck. Dabei kann es sich beispielsweise um eine nichterwartete Erhöhung der Staatsausgaben oder um eine Änderung der Ausgabenneigung des privaten Sektors handeln. Wie in Fig.1 angedeutet, verschiebt ein positiver Nachfrageschock pd nach rechts, wodurch sowohl das Preisniveau als auch das heimische Outputniveau ihre steady state-Werte übersteigen. Die Zunahme des Nominaleinkommens (dp + dy > 0) führt zu einer Erhöhung der Transaktionsnachfrage nach Geld, die auf ein -wegen des angestrebten Geldmengenziels - unverändertes Geldangebot trifft. Die Überschußnachfrage am Geldmarkt erzeugt ein Ansteigen des heimischen Zinsniveaus, wodurch die Umlaufgeschwindigkeit des Geldes steigt und das Gleichgewicht am Geldmarkt wiederhergestellt wird. Am Geldmarkt gilt folgende Beziehung: dm,=dp, +dy,-k1dr, =0. Da die Summe dpt + dYt > 0 ist, muß der heimische Zinssatz steigen (dr t > 0) um die Gleichgewichtsbedingung zu erfüllen. Wegen der in diesem Modell postulierten vollkommenen Substitutivität der Wertpapiere (= Zinsparität) OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Geldmengen- oder Wechselkursziel 23 führt eine Erhöhung des heimischen Zinssatzes zu einer Überschußnachfrage nach heimischen Bonds und damit zu einer Aufwertung der heimischen Währung (dxt < 0). Aus der Zinsparitätsgleichung folgt nun unmittelbar die Beziehung: (-) dr,= -dx,>O. Die Aufwertung des Wechselkurses führt zu einem feed-back Effekt auf die pd-Kurve, und zwar wiederum durch die beiden bereits bekannten Transmissionskanäle, der Terms of Trade und des Realzinssatzes. Die Wechselkursaufwertung bedeutet eine Verbesserung der Terms of Trade, was eine reale Aufwertung impliziert. Bezeichnet man den realen Wechselkurs mit e = p{ + Xt - Pt, so gilt für dessen Änderung de = ai - dp < o. Die Aufwertung induziert weiters eine Zunahme des Realzinssatzes Rt, wie man aus der folgenden Beziehung leicht sieht: (-) dR, = dr, + di, = a(dpt -dx,) > o. Die reale Aufwertung sowie die Zunahme des Realzinssatzes führen zu einem "crowding out" der durch den Nachfrageschock u~ initiierten Nachfrageexpansion. Eine Inspektion der Tabelle 1 zeigt jedoch, daß der entsprechende ffi . .. I· h ck1(1-ab)+cb(1-a) 0 . d· ... d Koe lZlent, nam IC > ,em eutIg POSItIv ISt, un zwar D unabhängig vom Wert des Indexierungsparameters b. Daraus folgt, daß der expansive Nachfrageeffekt u: > 0, trotz der beiden nachfragedämpfenden Effekte, eine positive Outputreaktion verursacht. In Fig. 1 verschiebt sich die pd_ Kurve somit eindeutig nach rechts. Dieses Ergebnis steht im Widerspruch zu dem bekannten Satz Mundells (1962), daß die Abnahme der Nachfrage nach heimischem Output (via Rückgang der Nettoexporte) als Folge einer realen Aufwertung zu einem vollständigen "crowding out" der anfänglichen Nachfrageexpansion u~ > 0 führe. Dieser bekannte Satz von Dornbusch (1980) wiederholt ergibt sich daraus, daß MundeIl (und auch Dornbusch) perfekte Voraussicht hinsichtlich des Wechselkurses postulieren. Der Wechselkurs wird stets richtig antizipiert, somit gilt tEXt + 1 - Xt = O. Daraus folgt, daß auch eine transitorische Abweichung des heimischen Zinssatzes vom ausländischen Zinsniveau nicht auftreten kann; (dr t = 0). Die Umlaufgeschwindigkeit des Geldes kann sich nicht erhöhen und eine positive Outputreaktion ist ausgeschlossen. Die Lage der pd-Kurve in Fig.l bleibt tatsächlich unverändert. Die Aufwertung induziert einen zusätzlichen positiven Outputeffekt, der bei Mundell-Dornbusch gleichfalls nicht berücksichtigt ist. Es handelt sich um einen weiteren feed-back auf die Angebotskurve. Die Aufwertung führt nämlich durch die Wirkung der Indexierung zu einem Sinken der Nominallöhne im Ausmaß von dW t = b(l- a) dX t und damit zu einer Rechtsverschiebung der Angebots- OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Die Erfahrung der Geldpolitik mit Wechselkurszielen am Beispiel Österreichs * Von Karl Socher, Innsbruck Österreich ist - m. W. als erstes Land -unmittelbar nach dem Zusammenbruch des Fixkurssystems von Bretton Woods im August 1971 zu einer Währungspolitik übergegangen, die in Form eines Währungskorbes ein Kursziel setzte, also letztlich im Fixkurssystem zu bleiben versuchte. Auch nachdem 1973 weltweit zum System des Floating übergegangen wurde und in der Folge viele Länder zu Geldmengenzielen griffen, blieb Österreich beim Wechselkursziel, das in verschiedenen Phasen zwar unterschiedlich gehandhabt wurde, aber als "Hartwährungspolitik" in die österreichische Wirtschaftsgeschichte einging. Eine Geldmengenzielsetzung wurde von den Währungspolitikern abgelehnt, sie wäre in der Form eines autonomen Geldmengenziels auch nicht mit der Wechselkurszielsetzung vereinbar gewesen. Im folgenden sollen die Konsequenzen dieser "Hartwährungs-Philosophie" -also die offizielle Begründung dafür, daß der Wechselkurs und nicht die Geldmenge als Zwischenziel gewählt wurde -untersucht werden. Diese Erfahrungen sind auch für alle diejenigen von Bedeutung, die eine Rückkehr zu festeren Wechselkursen befürworten. Für die Begründung der Hartwährungspolitik wird manchmal auch die Bestimmung des Nationalbankgesetzes (§ 2, Abs. 2) herangezogen, daß die Notenbank verpflichtet ist, mit "allen ihr zu Gebote stehenden Mitteln dahin zu wirken, daß der Wert des österreichischen Geldes in seiner Kaufkraft im Inland sowie in seinem Verhältnis zu den wertbeständigen Währungen des Auslandes erhalten bleibt". Dabei bleibt aber offen, welches der beiden Ziele den Vorrang haben soll, wenn ein Konflikt zwischen beiden auftreten sollte. Jedenfalls läßt sich aus dieser Bestimmung nicht schließen, daß nur eine Wechselkurspolitik, nicht aber eine auf interne Stabilität gerichtete Geld-, Kredit- und Zinsenpolitik betrieben werden sollte. Wenn nun der Instrumenteneinsatz der Währungspolitik untersucht wird, ist es vor allem wichtig, die Wechselkurspolitik in ihrer Vielfalt genauer zu * Ich danke meinem Kollegen Erich Kaufer und den Teilnehmern der Diskussion im Geldtheoretischen Ausschuß für ihre Anregungen zu Verbesserungen des Referats. Frau Univ.-Ass. Mag. Theresia Theurl danke ich für die große Hilfe bei der Zusammenstellung der Statistiken. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 32 Kar! Socher definieren und zu beschreiben. Ebenso wie eine "Geldmengenzielsetzung" sehr verschieden ausgestaltet sein kann,je nachdem ob das Zentralbankgeld (absolut oder mit konstanten Mindestreservesätzen), MI oder andere Aggregate, unter Berücksichtigung von Veränderungen der Umlaufsgeschwindigkeit und des Auslastungsgrades oder nicht, herangezogen wird, so gibt es auch für die "Hartwährungspolitik" keine einheitliche exakte Definition. Übereinstimmend wird darunter verstanden, daß der nominelle Wechselkurs gegenüber anderen Währungen hochgehalten werden soll, also keine Abwertungspolitik betrieben werden soll. Die "reale Aufwertungspolitik" Für die Formulierung und die Wirkung der Wechselkurspolitik kommt es aber entscheidend auf die Messung an, was als Abwertung oder Aufwertung verstanden werden soll. Die österreichische Wechselkurspolitik orientierte sich nach dem Zusammenbruch des Bretton-Woods-Systems zuerst am sog. "Indikator", der einen nominellen Wechselkursindex darstellte, der mit der außenwirtschaftlichen Bedeutung der einzelnen Haupthandelspartner gewogen war. Er wurde jedoch nie offIziell bekanntgegeben, ebensowenig wie das Wechselkursziel, den DM-Kurs zu stabilisieren. Nach Herausnahme der Währungen, die nach unten zu floaten begannen (Pfund, Lire) und später auch anderer Währungen (wie den Schweizer Franken, der stark aufwertete) blieb die DM als Kursorientierung übrig. Aber auch dieser Kurs wurde nicht festgelegt, sondern vor allem anläßlich der vielen Aufwertungen der DM innerhalb des europäischen Währungssystems Änderungen vorgenommen. Nur in einer kurzen Zeitspanne, von Juli 1976 bis Ende 1977, wurde ein DM-Band als offIzielles Ziel veröffentlicht 1 • Tabelle 1 Wechselkurs für öS/DM 1968 6,48 1977 7,12 1969 6,60 1978 7,23 1970 7,09 1979 7,29 1971 7,18 1980 7,12 1972 7,25 1981 7,05 1973 7,33 1982 7,03 1974 7,23 1983 7,04 1975 7,08 1984 7,03 1976 7,12 Jahresdurchschnitte. Quelle: Mitteilungen des Direktoriums der Oesterreichischen Nationalbank. 1 Die Wechselkurspolitik beschreiben: K. Sacher, Österreichische Wechselkurspolitik, in: Dr. Stigleitner Schriftenreihe, Band 13, Wien 1973, S. 101fT.; OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Die Erfahrung der Geldpolitik mit Wechselkurszielen 33 Schon bei der Nominalkurspolitik gab es also Spielräume, die dadurch bedingt waren, daß der Kurs der DM verändert werden konnte und daß andere Währungen in den Indikator aufgenommen oder ausgeschieden werden konnten. Der effektive Wechselkurs des Schilling hat sich dadurch anders entwickelt als der effektive Wechselkurs der DM. Grundsätzlich läßt sich feststellen, daß er weniger steigen muß als der der DM, weil ja im österreichischen Index des effektiven Wechselkurses das Gewicht der DM mit rund 40% durchschlägt. Dazu kommt aber, daß die Länderverteilung in den beiden Indizes nach Aufwertungs- und Abwertungsländern verschieden ist, so daß auch ein stärkerer Nominalkursanstieg als in der BRD möglich ist. Das war 1978-84 der Fall, als der Dollarkurs, der im österreichischen Index nur wenig Gewicht hat, stieg. Tabelle 2 Veränderung des nominellen effektiven Wechselkurses BRD Ö DM/S Kurs') 1968-1973 20,4%b) 5,5% 13,1 % Quellen: Monatsberichte der Deutschen Bundesbank 1973-1978 27,5% 22,0% -1,4% Monatsberichte des Österreichischen Instituts für Wirtschaftsforschung lahresgutachten des Deutschen Sachverständigenrates. ') + bedeutet Abwertung, -Aufwertung des Schilling. 1978-1984 6,5% 15,1 % -2,8% b) In Ermangelung eines veröffentlichten nominell effektiven Wechselkurses für diesen Zeitraum wurde die Berechnung eines fiktiven ECU-Wertes durch den Sachverständigenrat verwendet. Ganz anders war jedoch die für die reale Entwicklung entscheidende Veränderung des realen, effektiven Wechselkurses. Diese "reale Aufwertungspolitik" kann durch eine Aufwertung gegenüber der DM und durch eine reale Aufwertung der DM zustande kommen oder durch einen stärkeren Preis auftrieb in Österreich als in der BRD. Zusätzlich kann die Währungsgewichtung des DM -Wechselkursindex eine andere sein als die des österreichischen Index. Grundsätzlich lassen sich zwei Perioden der Wechselkurs politik unterscheiden. In der ersten, von 1969 bis 1978, wurde der Wechselkurs als ein wirtschaftliches Instrument eingesetzt: 1969 durch die "Nicht-Aufwertung" mit A. Denk, Wechselkurspolitik im Floating, in: Österreichisches Bankarchiv, 1976, S. 53fT.; H. Dorn, Wechselkurspolitik ohne feste Spielregeln: Österreichs Hartwährungspolitik 1971-1979, in: Wirtschaftspolitische Blätter, Heft 6,1979, S. 5fT.; H. Handler, Die österreichische Hartwährungspolitik, in: Handbuch der österreichischen Wirtschaftspolitik, Hsg. H. Abele, E. Nowotny, et al., 2. Aufl., Wien 1982, S.414fT.; H. Androsch, Die politische Ökonomie der österreichischen Währung, Wien 1985 und F. Breuss, Österreichs Außenwirtschaft 1945 bis 1982, Wien 1983. 3 Gutowski OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 34 Karl Socher der DM als beschäftigungspolitisches Instrument, dann durch eine reale Aufwertung als Preisniveau-Stabilisierungsinstrument. Danach wurde der Wechselkurs zu einem Zwischenziel für die interne Politik, vor allem der Geld- und Einkommenspolitik. Tabelle 3 Realer effektiver Wechselkurs öS a) DM ÖS 1967 101,7 1978 117,1 1968 103,1 1979 115,1 1969 102,5 1980 115,1 1970 99,6 1981 109,9 1971 98,9 1982 110,6 1972 100,0 100,0 1983 111,6 1973 104,9 109,2 1984 112,1 1974 108,3 108,5 1975 110,2 103,5 1976 113,4 104,0 1977 117,1 105,5 Quellen: Monatsberichte des Österreichischen Instituts für Wirtschaftsforschung F. Breuss, Österreichs Außenwirtschaft 1945-1982, Wien 1983 Monatsberichte der Deutschen Bundesbank und eigene Berechnungen. a) 1967-1971: Index WIFO 1 1972-1984: Index WIFO 2 DM 105,9 106,5 100,4 91,3 93,0 93,1 88,9 Vgl. dazu: H. Seidel, Der effektive Wechselkurs des Schillings, in: Monatsberichte des Österreichischen Instituts für Wirtschaftsforschung, Heft 8, 1978, S. 384 ff. und P. Mooslechner, Neuberechnung der WIFO-Wechselkursindizes, in: Monatsberichte des Österreichischen Instituts für Wirtschaftsforschung, Heft 7, 1982, S. 424 ff. Neuberechnung des Außenwerts der D-Mark und fremder Währungen, in: Monatsberichte der Deutschen Bundesbank, Heft 1, 1985, S. 40 ff. Die reale Abwertung der Jahre 1967 - 70 infolge der deutschen Aufwertung von 1969 wurde bis 1973 durch die reale Aufwertung wieder kompensiert. Die darüber hinausgehende reale Aufwertung von 1973 bis 1978 hatte eine Verschlechterung der Wettbewerbsposition um 12% zur Folge. Diese reale Aufwertung war zu einem kleinen Teil durch eine Aufwertung gegenüber der DM (1,4%) bedingt, hauptsächlich aber durch stärkere Preissteigerungen in Österreich als in der Bundesrepublik (39% gegen 22% in der BRD). Sowohl in der Periode 1969- 73 als auch von 1978-84 waren diese Inflationsdifferentiale viel geringer (25% gegen 23% in der BRD und 35% gegen 30% in der BRD). Damit hat die Aufwertungspolitik ihr erklärtes Ziel der Preisniveaustabilisierung nicht erreicht. Der reale Wechselkurs der BRD ist in der Periode der realen österreichischen Aufwertung von 1973-1978 um 3% zurückgegangen. Diese Differenz in der OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Die Erfahrung der Geldpolitik mit Wechselkurszielen 35 Tabelle 4 Preisindizes Verbraucher- Preisindex f. d. preisindex Lebenshaltung aller Österreich privaten Haushalte 1976= 100 Veränderung in % BRD 1980= 100 Veränderung in % 1968 60,9 59,4 1969 62,8 3,1 60,5 1,9 1970 65,5 4,3 62,5 3,3 1971 68,6 4,7 65,8 5,3 1972 72,9 6,3 69,4 5,5 1973 78,5 7,7 74,3 7,1 1974 85,9 9,4 79,4 6,9 1975 93,2 8,5 82,0 3,3 1976 100,0 7,3 85,6 4,4 1977 105,5 5,5 88,7 3,6 1978 109,3 3,6 91,1 2,7 1979 113,3 3,7 94,9 4,2 1980 120,5 6,4 100,0 5,4 1981 128,7 6,8 106,3 6,3 1982 135,7 5,4 111,9 5,3 1983 140,2 3,3 115,6 3,3 1984 148,1 5,6 118,4 2,4 Quellen: Mitteilungen des Direktoriums der Oesterreichischen Nationalbank und Monatsberichte der Deutschen Bundesbank. Entwicklung der Auf- bzw. Abwertungsraten (15%) entspricht der Differenz der Inflationsraten. Das weist darauf hin, daß die unterschiedliche Außenhandelsstruktur von Deutschland und Österreich zumindest in dieser Periode keinen Einfluß auf die unterschiedliche Entwicklung der realen Wechselkurse hatte. Der Vergleich der realen Wechselkursindizes von Österreich und Deutschland sagt noch nicht alles über die Veränderung der Wettbewerbsposition aus, weil die Berechnung in Österreich Drittlandeffekte einbezieht, die deutsche aber nicht. Steigt z.B. der deutsche reale Kursindex um 10% und hält Österreich den DM- Kurs bei gleicher Inflationsrate wie Deutschland, dann wird der reale Kurs ohne Berücksichtigung von Drittlandeffekten wegen des großen Anteils der stabil gebliebenen DM (rd. 40%) nur um ca. 6% steigen. Tatsächlich wird sich die Wettbewerbsposition Österreichs aber auch auf dem deutschen Markt gegenüber dritten Ländern verschlechtern. Diese Drittlandeffekte spielen besonders bei großen Anteilen des Handels oder bei Spezialisierung eine Rolle und werden bei der Berechnung einiger nomineller Wechselkursindizes (z. B. MERM des IMF) und bei den WIFO-Indizes Österreichs berücksichtigt. Die österreichische reale Aufwertung erfolgte auch in der Rezession 1974/75, also in einer Zeit, in der eine Abwertung dem keynesianischen Gedankengut eher entsprochen hätte. Da die "Hartwährungs-Philosophie" in einer Zeit der realen 3* OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 36 Karl So eher Aufwertungspolitik entwickelt wurde, rechnet man die realen Folgen dieser Politik oft der "Hartwährungspolitik" als solcher zu, obwohl diese Bezeichnung auch weiterhin verwendet wurde, als der reale Kurs wieder zurückging und dann mehr oder weniger stabil blieb. Die "Hartwährungs-Philosophie", als das ökonomische Modell, das hinter dieser Politik stand, wurde für die Periode der realen Aufwertung (1973 - 77) entwickelt. Das Hauptargument beruhte auf dem Kostendruck, also einer eher keynesianischen als monetaristischen These2• Durch Kursfixierung gegenüber den "Hartwährungen", also Währungen mit weitgehender Preisniveaustabilität, würde infolge des direkten Preiszusammenhanges bei Verbraucherpreisen und Vorprodukten Preisstabilität auf den Märkten entstehen, die durch eine Aufwertung noch verstärkt werden könne. Zusätzlich könnte -so argumentiert Tichy -durch die Aufwertung eine Verbesserung der terms of trade erfolgen, wodurch die Beschäftigung sinkt und damit eine Inflationsdämpfung eintritt3. 2 Die Argumente finden sich vor allem bei H. Androsch, der als Finanzminister von 1970-80 der Promotor der Hartwährungspolitik war: Die politische Ökonomie der österreichischen Währung, Wien 1985; St. Koren (der sie als Nationalbankpräsident weiterführt), Austrian Monetary and Exchange Rate Policies, in: The Political Economy of Austria, ed. by S. W. Arndt, AEI, Washington, D.C. and London 1982. Jährliche Berichte des Präsidenten Prof. Dr. Stephan Koren zur Generalversammlung der Oesterreichischen Nationalbank. Zusätzliche Argumente aus der Sicht der ökonomischen Theorie zählen auf: H. Handler, in: Handbuch der österreichischen Wirtschaftspolitik, 2. Aufl., 1982; H. Frisch, Macroeconomic Adjustment in Small Open Economies, in: The Political Economy, a.a.O., und G. Tichy, Das Wechselkurssystem des Austrokeynesianismus, Research Memorandum 8403 der Universität Graz, 1984; G. Tichy, Hauptkonflikte der Makropolitik Österreichs: Austrokeynesianismus als Versuch eines wirtschaftspolitischen Brückenschlags zwischen den makrotheoretischen Extremen, Referat auf dem 12. Wirtschaftswissenschaftlichen Seminar Ottobeuren, 20.- 24.9. 1982. G. Tichy, Wie funktioniert die österreichische Wechselkurspolitik? Konzepte, Voraussetzung und Handhabung, in: Wirtschaftspolitische Blätter, 1985/5. (Dieser und der zweite Beitrag im Heft 6/1985, erschienen nach Fertigstellung des Referats.) Kritische Argumente gegen die Hartwährungs-Philosophie finden sich bei H. Handler, The Exchange Rate as an Intermediate Target of Stabilization Policy in Austria, und K. Socher, The Experience with Floating Exchange Rates in Austria, beide in: The Economics of Flexible Exchange Rates, ed. by H. Frisch and G. Schwödiauer, Beihefte zu Kredit und Kapital, Heft 6, 1980 und bei J. R. Artus und T. D. Willett, Commentaries, sowie G. Haberler, Austria's Economic Development after the Two World Wars: A Mirror Picture ofthe World Economy, alle drei in: The Political Economy of Austria, ed. by Sven Arndt, AEI, 1982. H. Kramer, Die Rolle der Einkommenspolitik im Anpassungsprozeß- Betrachtungen aus österreichischer Sicht, in: Geldwertstabilität und Wirtschaftswachstum, Hsg. H. Seidel, Göttingen 1984. Die weitgehend keynesianische Ausrichtung der österreichischen Nationalökonomen ("Austro-Keynesianismus") ist in einer Untersuchung belegt. Vgl.: W. Pommerehne, F. Schneider, B. Frey, Quot Homines, Tot Sententiae? A Survey Among Austrian Economists, in: Empirica, Heft 2, 1983, S. 93fT. (Innsbruck gehört aber in diesem Sinne nicht zu Österreich, deswegen wird in dieser Arbeit die Hartwährungspolitik mehr aus monetaristischer Sicht bzw. "Austromonetaristischer Sicht" [0. Haberler] gesehen). 3 G. Tichy, Das Wechselkurssystem ... , a.a.O., S. llf. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Die Erfahrung der Geldpolitik mit Wechselkurszielen 37 Diese Argumentation soll hier nicht weiter verfolgt werden. Eine weitere Argumentationslinie sieht die Wirkung der Preisstabilität im exponierten Sektor auf die Löhne des exponierten Sektors. Sie werden nach oben begrenzt, und durch die Solidarität der Lohnentwicklung würde auch im geschützten Sektor der Lohnanstieg gedämpft werden. Der vicious circIe einer Abwertungspolitik würde durch eine Aufwertungspolitik zum virtuous circIe. Die Grundfehler dieser reinen Kostendruck - und vicious-circIe-Thesen sind die Vernachlässigung a) der monetären Seite und insbesondere der Geldpolitik b) der Leistungsbilanz und c) der Einkommenspolitik. zu a) Überprüft man diese These des Preisniveaudrucks durch Hartwährungspolitik anhand der Quantitätsgleichung, so läßt sich ein Druck auf das Preisniveau-sieht man einmal von Änderungen der Geldpolitik und der Geldnachfrage ab, die nicht (wie im Goldautomatismus) unmittelbar von einer Wechselkurspolitik beeinflußt werden - nur durch Erhöhung des realen Güterangebots im Inland erklären, die durch eine Passivierung der Leistungsbilanz entsteht. Soll die Hartwährungspolitik aber für eine gewisse Zeit wirksam sein, dann würde bei einem LeistungsbilanzdefIzit auf die Dauer bald der schwindende Devisenbestand zur Aufgabe der Hartwährungspolitik zwingen. Der Fehler in der Argumentation war die Vernachlässigung der Geldpolitik. Eine starke Ausweitung der Nachfrage durch die Geldpolitik muß bei fIxem Wechselkurs zu einer Passivierung der Leistungsbilanz und u. U. schon vorher zu einer passiven Kapitalbilanz führen, also auf Kosten der Währungsreserven gehen. Das kann durch eine Politik der Auslandsverschuldung, die in Österreich durch das debt management des Bundes und die Devisenkontrollen gesteuert werden kann, vorübergehend verhindert werden. Um die Währungsreserven auf Dauer nicht zu verlieren, muß also die Geldpolitik (und die Einkommenspolitik, nicht unbedingt aber, wie später gezeigt werden soll, die Fiskalpolitik) ebenfalls auf das Wechselkursziel ausgerichtet werden, d. h. daß es auf längere Sicht nur eine bestimmte Geldmengenentwicklung gibt, die mit der Wechselkurszielsetzung vereinbar ist, wenn diese Geldmengenentwicklung auch nicht ausdrücklich als ein (Zwischen-)Ziel formuliert werden muß. Grundsätzlich war die Wechselkurszielsetzung genau so wie eine Geldmengenzielsetzung in der theoretischen Konzeption nur auf die Geldwertstabilisierung ausgerichtet. Mit der Verstetigungspolitik sollten konjunktur- (und leistungsbilanz) politische Zielsetzungen vermieden werden. Tatsächlich löste die Wechselkurspolitik bis in die 80er Jahre aber durch reale Auf- und Abwertungen reale Wirkungen aus (siehe unten). Insbesondere gilt das für die Entwicklung der Leistungsbilanz. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 38 Kar! Socher zu b) Die Aufwertungspolitik hatte eine Verschlechterung der Leistungsbilanz zur Folge. Die Leistungsbilanz, die in den Jahren von 1967 -1971 keine großen Defizite zeigte, verschlechterte sich ab 1972. In der Zeit von 1967 bis 1971 kam es nämlich zu einer realen Abwertung, dann wurde bis 1973 etwa wieder der Stand des realen Wechselkurses von 1967 erreicht. Die Verschlechterung der Leistungsbilanz kulminierte im Jahr 1977, als das Leistungsbilanzdefizit 6% des BIP in der damals gültigen Zahlungsbilanzberechnung erreichte. Die starke reale Aufwertung von 1973 -1977 hatte zweifellos dazu beigetragen und erzwang dann scharfe interne Nachfragebeschränkungen und eine Änderung der Wechselkurspolitik. Der Kurs der DM wurde 1978 um 2,3% hinaufgesetzt. 1967 1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 Die gleiche Wirkung auf die Leistungsbilanz wie eine Abwertung hatte die Einführung einer "Luxussteuer" (30% Mehrwertsteuersatz statt 18% Normalsatz) auf fast ausschließlich importierte Waren (Autos, Kameras, Pelze etc.) Tabelle 5 Leistungsbilanzsaldo in % des DIP -1,0 -0,8 0,6 -0,4 -0,5 -0,7 -1,0 -1,4 -0,5 -2,6 -3,8 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 -1,1 -1,5') -2,1 -2,0 1,1 0,3 0,8 Quellen: F. Breuss: Österreichs Außenwirtschaft 1945-1982, Wien 1983, S.563. Mitteilungen des Direktoriums der Oesterreichischen Nationalbank ') Ab 1979 bereinigt um die Position "Handelskredite". zu c) Der dritte Fehler war es, daß die Einkommenspolitik zu Beginn der "Hartwährungspolitik" nicht so funktionierte, wie sie im Konzept vorgesehen war. Die Lohnsteigerungen paßten sich nicht den Exportpreisen und der Produktivitätssteigerung im Exportsektor an, sondern fielen weit höher aus. Darauf soll aber erst später näher eingegangen werden. Neben der Hauptzielsetzung der Hartwährungspolitik, der Preisniveaustabilisierung, wurden auch noch Nebenwirkungen angeführt. Durch die Stabilität des Wechselkurses sollen sich die gesamtwirtschaftlichen Kurssicherungskosten verringern und damit den internationalen Markt fördern. Dieses Argument ist jedoch nicht ganz schlüssig. Die Kurssicherungen wären nur im Handel bei DMOPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Die Erfahrung der Geldpolitik mit Wechselkurszielen 39 Kontrakten überflüssig. Gegenüber dem Rest der Währungen, rund 65% der Außenhandelstransaktionen (im Fremdenverkehr sind kaum Kurssicherungen notwendig), bestünden weiterhin Kurssicherungsbedürfnisse. Tatsächlich läßt sich aber zeigen, daß die volkswirtschaftlichen Kurssicherungskosten viel geringer sind als sie einzelwirtschaftlich erscheinen, weil bei einem gegenseitigen Austausch von Import- und Exportkurssicherungen nur die Bankkosten anfallen und auch bei Kreditaufnahmen zur Kurssicherung höchstens die Zinsdifferenzen als Kosten gerechnet werden können. Empirische Studien in anderen Ländern zeigen, daß die Kurssicherungskosten kein großes Ausmaß annehmen; es gibt keinen Nachweis für eine Behinderung des internationalen Handels4. Die Kurssicherung in Österreich wird durch die Devisenkontrollen behindert, die die Aufnahme von Fremdwährungskrediten zur Absicherung verbieten. Andererseits gibt es staatlich unterstützte Kurssicherungen, die entweder aus Terminkäufen künftiger Zahlungen auf Bundesanleihen oder aus Subventionen finanziert wurden. Die Fixierung des DM-Kurses könnte auch ein Grund für die stärkere Konzentration des österreichischen Exports und des Fremdenverkehrs auf die BRD-Märkte sein und damit für eine Verringerung der Risiko-Streuung des Exports -d.h. eines größeren Risikos durch "Klumpen-Risken" durch Abhängigkeit von der Entwicklung in einem Land -sprechen. Von 1960-70 (also im Fixkurssystem von Bretton Woods) stieg der Anteil der BRD am österreichischen Außenhandel beim Import nur von 40 auf 41 %, beim Export sank der Anteil aber von 27 auf 23%. Dagegen stieg der Anteil der BRD im Zeitraum von 1970-82 (also während der Fixierung des DM-Kurses) beim Export von 23 auf29%, beim Import blieb der Anteil zwar gleich, aber durch den zunehmenden Anteil der Ölimporte (der Anteil der OPEC-Länder stieg um 4% Punkte) wuchs der Importanteil der BRD an den Industrieländerimportens. Das Abgehen von der "realen Aufwertungspolitik" Diese geld-, nachfrage- und einkommenspolitischen Konsequenzen einer "Hartwährungspolitik" mußte die österreichische Wirtschaftspolitik erst durch einen schmerzhaften Anpassungsprozeß lernen, der 1978 und 1979 stattfand. Er wurde ausgelöst durch die "reale Aufwertungspolitik" seit 1973, eine Art Vorlauf für die Geld-, Nachfrage- und Einkommenspolitik, dessen erwartete Wirkungen auf die interne Entwicklung des Preisniveaus aber nicht stattfanden. Die erhoffte direkte Wirkung auf die Preise trat nicht ein. Dort wo Weltmarktpreise gültig 4 Group of Thirty, The Foreign Exchange Market under Floating Rates, 1980. T. Gylfason, The EfTect of Exchange Rate Changes on the Balance of Trade in Ten Industrialized Countries, IMF -paper. 5 Zahlen bei F. Breuss, 1983, a.a.O., S. 368, Tabelle 82. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 46 Kar! So eher Leistungsbilanzprognosen, auf denen die Bewilligungen für Kapitalimporte beruhen als falsch, so daß mehr Kapital importiert wurde als zum Ausgleich notwendig war. Mit Hilfe der Devisenkontrollen kann also nur ein beschränkter Einfluß auf den Zahlungsbilanzsaldo und damit auf die Auslandskomponente der Geldbasis ausgeübt werden. Größere "spekulative" Geldbewegungen können zwar, u. U. durch Verschärfung der Kontrollen, verhindert werden, nicht aber Kreditaufnahmen des Bundes und großer multinationaler Unternehmen. Ab 1979 wurde zuerst noch versucht, durch Eindämmung von Kapitalexporten und Aufhebung von Bestimmungen zur Abwehr von Auslandsgeldern -also Maßnahmen der Devisenkontrolle -die Devisenabflüsse infolge der Zinsdifferenz abzuwehren. Seit Anfang 1980 mußte dann doch die Zinsautonomie aufgegeben werden und durch Anpassung der Diskont- und Lombardsätze und schließlich sogar der Details der Mindestreserve-Ermittlung und 1985 auch der Offenmarktanstelle der Lombardpolitik an die deutschen Regelungen die Konsequenzen der Orientierung am DM-Wechselkurs gezogen werden. Seit 1980 -als die autonome Zinspolitik aufgegeben werden mußte -hat sich die Steuerung der Zentral bank geld menge über Offenmarktgeschäfte auf das Zwischenziel der Erhaltung des Geldmarktzinses auf dem deutschen Niveau ausgerichtet. Zeitweilig wurde dieses Zwischenziel auch durch das Anbieten von DM-Swaps durch die Notenbank zu erreichen versucht. Diese Swaps erwiesen sich aber nur für kurzfristige Operationen als ein geeignetes Mittel, für die Deckung des längerfristigen Zentralbankgeldbedarfs wurde dann auf die Refinanzierungsrahmen-Politik und die Offenmarktpolitik übergegangen: Für die kurzfristige Steuerung wurde die Offenmarktpolitik auf der Basis von Pensions- (in Österreich: "Kost" -)geschäften verwendet. Dazu kam noch eine selektive Geldschöpfung der Notenbank zugunsten von Exportfinanzierungen und Investitionsfinanzierung. Weil die Zentralbankgeldversorgung über die Devisenbilanz von der Notenbank nicht vollkommen entsprechend ihrer Zielsetzung (Kapitalimporte nur in Höhe des Leistungsbilanzsaldos) gesteuert werden konnte, wurde die Steuerung über die inländische Komponente der ausländischen Komponente angepaßt. Während vor der Aufgabe der Zinsautonomie noch interne Zentralbankgeld- Zielsetzungen verfolgt werden konnten, die von einer Schätzung des Bedarfes ähnlich den Geldmengenzielsetzungen anderer Länder ausgingen, ist heute die Zentralbankgeldversorgung ausschließlich vom Bedarf abhängig, wie er im deutschen Geldmarktsatz zum Ausdruck kommt. Nur die Struktur der Zentralbankgeldmengen-Entstehung nach Inlands- oder Auslandskomponente kann gewählt werden. Steigt in Österreich der Geldmarktsatz über den deutschen Satz, dann würde über den dann entstehenden Zufluß von Deutschland der Satz wieder heruntergedrückt werden. Um diesen Zufluß von vornherein zu verhindern, erhöht die OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Die Erfahrung der Geldpolitik mit Wechselkurszielen 47 Nationalbank die inländische Zentralbankgeldmenge durch OfTenmarktgeschäfte so weit, daß der Zinssatz beim deutschen Satz bleibt. Besteht umgekehrt die Tendenz, daß der österreichische Zinssatz unter den deutschen fällt, so würde ein Geldabfluß entstehen, der aber durch eine Verknappung der Zentralbankgeldmenge verhindert wird. Ein kleiner Abstand des Geldmarktzinses wird je nach der Situation der Leistungsbilanz und des langfristigen Kapitalverkehrs zugelassen, um den Saldo durch kurzfristige Kapitalbewegungen auszugleichen. Wenn auch die Autonomie der Zentralbankgeldversorgung eingeengt wurde, so gibt es dennoch Instrumente, die den Zusammenhang der Zentralbankgeldmenge mit der Geldmenge lockern, ebenso wie es Instrumente und institutionelle Bedingungen gibt, die den Zinszusammenhang mit der BRD (vom Geldmarktzins abgesehen) lockern. Der Zusammenhang zwischen Zentralbankgeldmenge und Geldmenge (Multiplikator) kann sowohl durch die Mindestreservenpolitik wie durch die Kredit- und Emissionskontrolle gelenkt werden. Die Mindestreservenpolitik wird allerdings in Österreich in Anlehnung an die deutsche Mindestreservenpolitik kaum mehr eingesetzt. Seit 1974 wurden die Sätze nur 1982 um 1/ 2 %-Punkt gesenkt. Die Kreditkontrolle in passiv- und aktivseitiger Form wurde seit 1951 in Form von gentlemen-agreements zwischen Finanzministerium, Nationalbank und Banken angewendet. Seit 1979 sind entsprechende Kontrollen auch nach dem Kreditwesengesetz möglich, wurden jedoch nicht angewendet. Dagegen hat die Nationalbank ihre Refinanzierung von 1972-1982 an die Bedingung geknüpft, aktivseitige Beschränkungen der Kreditgewährung (limes) einzuhalten. Die Wiedereinführung des limes ist grundsätzlich möglich. Da diese Beschränkung nur die nichttitrierten Kredite betrifft, wäre ein Ausweichen aufWertpapierkäufe möglich. Diese sind aber wieder vom Finanzministerium durch die Emissionskontrolle, der alle Emissionen mit Ausnahme der Bundesfinanzierung unterliegen, zu lenken. Durch diese Instrumente kann also eine als zu groß angesehene Zentral bank geld versorgung in ihrer Wirksamkeit auf die Kredit- und damit Geldschöpfung eingebremst werden. Ähnlich wirken Subventionierungen und Staatshaftungen für Kredite und deren Abbau. Der Umfang der subventionierten Kredite ist zwar in Österreich bedeutend, ihre Lenkung erfolgt aber weniger aus konjunkturellen als aus strukturpolitischen Gründen. Der Zusammenhang der österreichischen Zinsstruktur mit der deutschen Zinsstruktur -der unmittelbar nur beim Geldmarktsatz gegeben ist -kann auf drei Wegen gelockert werden: erstens verhindern Devisenkontrollen das Wirksamwerden niedrigerer deutscher Kreditangebote für Nichtbanken und höherer deutscher Einlagenzinsen für österreichische Sparer. Damit könnte die Devisenkontrolle zugleich auch der Aufrechterhaltung einer höheren Zinsspanne der Banken als in Deutschland dienen. Diese Vergleiche sind allerdings mit großen statistischen Schwierigkeiten verbunden. Man kann nur feststellen, daß die Gewinne der österreichischen Banken geringer sind als in Deutschland, was aber auch mit einer erhöhten Besteuerung (Kreditsteuer, Sondersteuer auf Kreditunternehmen, Zinsertragssteuer) zusammenhängen OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 48 Kar! Socher kann. Am Rentenmarkt ist der Zusammenhang relativ eng: Wertpapierkäufe von Ausländern und Käufe ausländischer Wertpapiere durch Inländer sind weitgehend liberalisiert. Da der Rentenmarktzins in Österreich durch den deutschen Rentenmarktzins bestimmt wird, entsteht wieder auf der Seite der konkurrierenden Veranlagungen, insbesondere der Termineinlagen, für die keine unmittelbare Konkurrenz zugelassen ist, eine Substitutionskonkurrenz. Zusätzlich ist im Jahr 1984 durch die Einführung der Zinsertragssteuer (Zest), die nur auf inländische, nicht aber ausländische Wertpapiere (und Einlagen) erhoben wird, eine Differenz der Renditen entstanden. Die neu emittierten festverzinslichen Wertpapiere müssen um 7,5% bzw. ab 1985 um 5% mehr Rendite erbringen, um nach der Steuer gleich viel Ertrag zu bringen als ausländische. Schließlich gibt es noch andere institutionelle Unterschiede wie Kreditsubventionierungen, die nur inländischen Krediten zugute kommen oder die Tatsache, daß es für kleinere Unternehmen kaum lohnt, ausländische Kredite in Anspruch zu nehmen, auch wenn es erlaubt wäre. Die Tabelle 8 zeigt den Anpassungsprozeß der Zinssätze. Grundsätzlich kann man feststellen, daß die Differenz vor 1979 vor allem durch die Politik der Zinskonstanz in Österreich bedingt war und langsam verringert wurde, weil die Wechselkurspolitik immer mehr auf die DM ausgerichtet wurde. Es wird auch deutlich, daß die Zinsen sich seit 1979 mehr angepaßt haben, aber aus den angeführten Gründen (Devisenkontrollen, Besteuerung, institutionelle Unterschiede und Tendenz zu einem Leistungsbilanzdefizit) in Österreich höher liegen als in der BRD. Da in Österreich die Preissteigerungsraten höher sind als in der BRD ist der Realzins etwa gleich hoch, mit Ausnahme des Geldmarktsatzes. Für die Geldpolitik läßt sich zusammenfassend feststellen, daß "Essentially the Bundesbank provides the monetarist basis for Austrian policy", und: "the Austrian National Bank pursues a policy geared not to money supply but to money demand. No attempts are made to control the target figure of economic growth and employment by regulating the circulation of money -it is rather the money supply that is adjusted to demand 11." Die Einkommenspolitik Es wurde bereits erwähnt, daß die Einkommenspolitik, die in Österreich nicht vom Staat, sondern von den Sozialpartnern betrieben wird, in der Phase der "realen Aufwertungspolitik" nicht so funktionierte, wie das Modell der Hartwährungspolitik es postulierte. Die Änderung der Einkommenspolitik kam nicht durch den Lohndruck vom exponierten Sektor zustande, sondern durch die rasche Verschlechterung der Leistungsbilanz. Daß wiederum die Leistungsbilanz auf die Lohnpolitik des Gewerkschaftsbundes einen Einfluß hatte, liegt an 11 Erster Satz von G. Haberler, Austria's Economic Development ... , a.a.O., S.72, zweiter Satz von St. Koren, The Austrian Economy ... , a.a.O., S. 31. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Die Erfahrung der Geldpolitik mit Wechselkurszielen 49 der gesamtwirtschaftlichen Verantwortung, die der zentrale Gewerkschaftsbund in Österreich trägt. Er kann aufgrund seiner gesamtwirtschaftlichen Sicht und infolge der Konstruktion der Paritätischen Kommission seine Ansichten über die zulässige Lohnentwicklung gegenüber Partikularinteressen einzelner Gewerkschaften durchsetzen. So wurde z.B. nach dem ersten Ölschock vom Gewerkschaftsbund anerkannt, daß durch die Verschlechterung der terms of trade die Lohnentwicklung hinter der Produktivitätssteigerung zurückbleiben muß. Während der Zeit des Leistungsbilanzdefizits wurde die Hartwährungspolitik auch als einzige Möglichkeit hingestellt, um die Reallöhne zu erhalten und nicht durch eine Abwertung zu gefährden. Tatsächlich kann aber die Hartwährungspolitik angesichts eines Leistungsbilanzdefizits nicht den Reallohn aufrechterhalten, denn zur Beseitigung des Defizits gibt es keinen anderen Weg als die Verringerung der Absorption. Wenn die Einkommenspolitik aber erst auf ein Leistungsbilanzdefizt reagiert und nicht schon auf die vorhergehende Verschlechterung der Konkurrenzposition durch die reale Aufwertung, dann entsteht durch diese "Vorleistung" einer Wechselkurspolitik gerade die destabilisierende stop-and-go-Politik, die eine Verstetigung der Wechselkurspolitik vermeiden wollte. Die Wachstumsverluste im Jahr 1978 waren eine Folge dieser Politik. Die Einkommenspolitik, insbesondere die Lohnpolitik, muß also schon reagieren bevor die Leistungsbilanz betroffen wird. Das ist im wesentlichen im Lernprozeß mit der "Hartwährungspolitik" ab 1978 erfolgt. Eine Überprüfung mit quantitativen Methoden ist deshalb schwierig, weil sich nicht exakt berechnen läßt, welche Lohnerhöhung jeweils leistungsbilanzneutral wäre. Es kommt dabei auf die Produktivitätssteigerung, insbesondere im exponierten Sektor (Exportindustrie und Fremdenverkehr) an, auf die Veränderung der terms-of-trade, Änderungen der Besteuerung und Subventionierung im Außenhandel, Nachfrageverschiebungen etc. und das alles nicht nur gegenüber der BRD, sondern auch gegenüber den anderen Handelspartnern. Nur als grober Richtsatz kann die Entwicklung der deutschen Lohnstückkosten oder sogar nur der deutschen Löhne herangezogen werden, wie es manchmal in der tagespolitischen Diskussion der Fall ist. Wenn es auch Anhaltspunkte gibt, daß die Leistungsbilanzentwicklung auf den Lohnanstieg Einfluß hat12, so läßt sich ökonometrisch aus den Daten der Vergangenheit nicht nachweisen, ob nicht auch andere Faktoren, vor allem Prognosen über die reale und nominelle Entwicklung des Sozialprodukts mehr Einfluß hatten als die Entwicklung der Lohnstückkosten im Vergleich zur BRD13. 12 W. Pol/an, Gewerkschaftliche Lohnpolitik und Reagibilität der Lohnentwicklung auf Anspannung am Arbeitsmarkt; Bericht über das Referat bei der Jahrestagung 1985 der Nationalökonomischen Gesellschaft, in: Finanznachrichten, Nr.41, 1985. 13 Vgl. die Skepsis von H. Kramer, Die Rolle der Einkommenspolitik im Anpassungsprozeß -Betrachtungen aus österreichischer Sicht, in: Geldwertstabilität und Wirtschaftswachstum, hsg. v. H. Seidel, 1984. 4 Gutowski OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 50 Kar! Socher Graphik 1. Arbeitskosten je Produktionseinheit in der Industrie in Schillinga) 1970= 100 120.--------------------------, 115 110 105 100 , , , f , , ......... ' ...... " '''',--~--,/ 95 90L---------------------------~ 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 --- Gemessen am Durchschnitt der Handelspartner . . .. Gemessen an BRD a) Entnommen aus: H. Androsch, Die politische Ökonomie der österreichischen Wäh- Die Nachfrage-, Geld- und Einkommenspolitik hat jedenfalls nach 1978 der Wechselkurspolitik mehr entsprochen als in der vorherigen Periode. Der reale Wechselkurs ging von 1977 bis 1982 (also auch in einer ähnlichen Rezession wie 1974/5) um 5,6% zurück, was hauptsächlich durch die reale DM-Abwertung bedingt war. Diese betrug sogar 12% (siehe Tabelle 3); der Schilling wertete gegenüber der DM nominell um 1,3% auf, der Inflationsvorsprung Österreichs betrug nur 3%. von 1982-1984 stieg dann der reale Wechselkurs wieder leicht an und erreichte mit 112 (1972 = 100) ein Niveau, das um 9% über dem von 1968 lag. (Siehe Tabelle 3.) Welche Unterschiede zwischen BRD und Österreich sind möglich? Warum war es möglich, daß in der langen Zeitspanne der "Hartwährungspolitik" von 1970 bis 1984 bei fast gleich gebliebenem Wechselkurs gegenüber der DM (7,09 gegen 7,03) und geringem Leistungsbilanzdefizit die Inflationsrate in Österreich mit 126% viel höher war als die deutsche mit 89%, also das Preisniveau gegenüber der BRD jetzt um 20% höher liegt. Diese große Diskrepanz kann nicht durch unterschiedliche statistische Erhebungen der Verbraucherpreisindizes bedingt sein. Einige Gründe dafür könnten sein: die Preissteigerungen im exponierten Sektor Österreichs waren geringer als die gesamten Preissteigerungen; die terms-of-trade gegenüber der BRD könnten sich verbessert haben 14; die Produktivitäts steigerungen in Österreich können im 14 Da tendenzmäßig die deutschen Industrieprodukte durch Produktivitäts- und Konkurrenzsteigerungen relativ billiger werden und die österreichischen Fremdenver- OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 '; Tabelle 10 Entwicklung der Bruttoeinkommen und der Produktivität (alle Wirtschaftsbereiche) ÖSTERREICH Wachstumsrate der Produktivitäts- Pro-Kopf-Einkommen entwicklung (2) je Arbeitnehmer (BIP zu Preisen von (1)-(2) (real) (1) 1976 je durchschnittlich Beschäftigten) 1969 5,8 5,0 0,8 1970 3,9 4,5 -0,6 1971 8,5 2,5 6,0 1972 3,7 3,2 0,5 1973 5,9 0,8 5,1 1974 5,3 2,6 2,7 1975 3,1 0,4 2,7 1976 1,0 2,5 -1,5 1977 3,2 3,0 0,2 1978 3,5 -0,2 3,7 1979 2,1 4,1 -2,0 1980 -0,9 2,4 -3,3 1981 1,4 -0,5 1,9 1982 0,1 2,2 -2,1 1983 1,3 3,3 -2,0 Quellen .. Monatsberichte der Deutschen Bundesbank Monatsberichte des Österreichischen Instituts für Wirtschaftsforschung Jahresgutachten des Sachverständigenrates Mitteilungen des Direktoriums der Oesterreichischen Nationalbank Statistisches Jahrbuch für die BRD und eigene Berechnungen. BRD Wachstumsrate der Produktivitäts- Löhne und Gehälter entwicklung (2) je Beschäftigten (BIP zu Preisen von (real) (1) 1976 pro beschäftigten Arbeitnehmer) 4,8 5,0 0,2 2,4 6,5 2,3 3,5 2,3 4,9 4,4 4,5 1,5 3,9 1,1 2,6 6,2 3,3 2,0 2,5 1,9 1,3 3,2 1,1 0,4 -1,1 0,6 -1,1 1,8 0,1 3,6 (1)-(2) -0,2 -2,2 4,2 1,2 0,5 3,0 2,8 -3,6 1,3 ° -1,9 0,7 -1,7 -2,9 -3,5 0 iij. tT1 g, ::>- .... = ::s 0tI ~ '" .... Cl '" s:: '0 ~ ~ ~. :E '" (l ::>- '" '" ~ = .... '" t:l. '" " ::s Vl ...... OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 52 Kar! Socher exponierten Sektor höher gewesen sein; Nachfrageverschiebungen zugunsten Österreichs (etwa beim Winterfremdenverkehr) können eingetreten sein; Veränderung von Zöllen; die Steuerbelastung und -entlastung im Außenhandel hat sich verändert (so wurde die Mehrwertsteuer, die in Österreich 1972 eingeführt wurde, einige Male von 16 auf 20 und für importierte Luxuswaren auf 32% erhöht), was allein ca. 5% der PreisniveaudifIerenz erklärt, die Mehrwertsteuerbelastung im Fremdenverkehr wurde niedriger angesetzt als in der BRD; die Exportförderung und die Subventionierung von verstaatlichten Exportindustrien wird wahrscheinlich intensiver betrieben als in der BRD; die Außenhandelsstruktur der beiden Länder ist unterschiedlich; ebenso der Fremdenverkehr, die Export-, Importelastizitäten und die Preiselastizitäten im Fremdenverkehr sind verschieden. Kurzfristig kann auch durch unterschiedliche Konjunkturentwicklung (Wachstumsraten des Volkseinkommens) eine Abweichung entstehen. Einige dieser aufgezählten Faktoren, die keineswegs vollständig sind, können einerseits auch die deutsche Entwicklung bestimmt haben (z. B. Nachfrageverschiebungen zuungunsten deutscher Industrieexporte), aber auch in umgekehrter Richtung gewirkt haben, etwa die Zollsenkungen in der Integration ab 1972. Es bedürfte einer eingehenden Analyse, um die Bedeutung der einzelnen Faktoren quantitativ gegeneinander abzuschätzen. Insgesamt kann man aus dem langfristigen Vergleich ersehen, daß die Fixierung des Wechselkurses zwischen zwei Ländern keinesfalls eine gleiche Entwicklung des Preisniveaus mit sich bringt. Österreich hätte gegen die DM aufwerten müssen, wenn es die gleiche Preisniveauentwicklung wie in der BRD angestrebt hätte. Die PreisniveaudifIerenzen und die dafür angeführten Faktoren haben auch weiters zur Folge, daß die Geldmengenentwicklung keinesfalls gleichlaufend war, oder anders ausgedrückt, eine gleichlaufende Geldmengenentwicklung oder -zielsetzung hätte keinesfalls den Wechselkurs zwischen DM und S stabilisiert. Betrachtet man nur die längerfristige Entwicklung in den zwei Perioden, so stieg die Geldmenge M 1 in Österreich in der ersten Periode viel rascher als in der BRD, in der zweiten aber sogar langsamer. Das langsamere Wachstum ist jedoch durch eine Änderung der Geldstatistik in Österreich bedingt. Im Zuge der Neuregelung im Kreditwesengesetz 1979 wurden Sichtauf Termineinlagen umgebucht, was auch in einer starken Zunahme der Umlaufsgeschwindigkeit zum Ausdruck kommt. Die vergleichbare ZentralbankgeldmengelS wuchs in Österreich in der zweiten Periode mit 62,3% um 24,5%-Punkte stärker als in der BRD. kehrspreise durch wenig Produktivitätssteigerungen teurer, müssen sich die t. o. t. Österreichs verbessern (wenn sie inklusive der Fremdenverkehrspreise berechnet würden). Siehe auch die Argumente von B. Heitzer, Strukturwandel und realer Wechselkurs, Kieler Studien 183, 1983, der zeigt, daß Länder, die entweder rasch wachsen oder einen sehr wettbewerbsfahigen internationalen Sektor aufweisen, real aufwerten müssen. 15 Berechnet aus Werten der veröffentlichten Bilanzen der Deutschen Bundesbank: OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Die Erfahrung der Geldpolitik mit Wechselkurszielen Tabelle 11 Veränderung der Geldmenge (M), der Umlaufsgeschwindigkeit (V), des Preisniveaus (P) und des realen HIP, in % Österreich BRD M V pa) B1P M V P real 1969-76 121 -2 59 36 88 0 41 1976-84 42 26 48 19 68 -7 38 1969-84 213 24 136 62 216 -7 96 Quellen: Mitteilungen des Direktoriums der Oesterreichischen Nationalbank Monatsberichte der Deutschen Bundesbank und eigene Berechnungen 53 BIP real 23 16 42 a) Der hier verwendete Verbraucherpreisindex weicht vorn Deflator des HIP nur geringfligig ab. Die unterschiedliche Wachstumsrate der Geldmenge wirkte sich in der ersten Periode infolge der fast gleichbleibenden Umlaufsgeschwindigkeit (innerhalb der Periode schwankte die Umlaufsgeschwindigkeit, nur in den Anfangs- und Endjahren erreichte sie fast den gleichen Wert) voll auf die nominelle Entwicklung des BIP aus, wobei in Österreich sowohl Preissteigerungswie reale Wachstumsrate höher lagen. In der zweiten Periode entwickelte sich die Umlaufsgeschwindigkeit gegenläufig, die reale Wachstumsrate war fast die gleiche, so daß statistisch gesehen die in Österreich höhere Inflationsrate durch die Zunahme der Umlaufsgeschwindigkeit bedingt war, tatsächlich aber nach Ausschaltung der statistischen Umstellung ebenfalls durch eine stärkere Geldexpansion finanziert wurde. In einzelnen Jahren sind die Abweichungen der einzelnen Größen zwischen den heiden betrachteten Ländern natürlich größer, so daß noch weniger Gründe dafür sprechen, die deutsche Geldmengenpolitik durch Österreich zu übernehmen, um den Wechselkurs zu halten. Die bisherigen Ausführungen haben erkennen lassen, daß es nur einer mit Deutschland gleichlaufenden Zinspolitik bedarf, aber nicht einer mit der deutschen Entwicklung gleichlaufenden Preisniveau-, Lohn- und Geldmengenentwicklung. In allen diesen Größen müssen aber die österreichischen Werte an das Wechselkursziel angepaßt werden. Bei den gegebenen Bedingungen gibt es jeweils nur eine Größe, die mit dem Wechselkursziel vereinbar ist. Das gilt natürlich nur längerfristig und unter der Bedingung gleichbleibender Rahmenbedingungen. Wie an mehreren Stellen erwähnt, sind Abweichungen durch wirtschaftspolitische Maßnahmen wie Zoll- und Steueränderungen, Devisen- und Kreditkontrollen etc. möglich. Hargeldumlauf + Einlagen inländischer Kreditinstitute + Einlagen inländischer öffentlicher Haushalte + Einlagen inländischer Unternehmen und Privatpersonen. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 54 Kar! Socher Die Aussage, daß die Geldpolitik beim Wechselkursziel gleichsam automatisch wie der "Goldautomatismus" gesteuert wird, trifft genauso wenig zu wie sie für den tatsächlichen Goldstandard zutraf16• Die Geldmengenentwicklung, wie sie sich aus der Deckung des Zentralbankgeldbedarfs bei gegebenem deutschen Zins ergibt -nennen wir sie "Geldbedarf" -muß nicht mit der Geldmengenentwicklung übereinstimmen, die auf mittlere oder längere Sicht die Leistungsbilanz oder die Grundbilanz ausgeglichen hält oder deren Saldo auf einem angestrebten Niveau hält. (Diese Geldmenge kann man als die "wechselkursgerechte Geldmenge" bezeichnen). (Mäßige LeistungsbilanzdefIzite auch über den Konjunkturzyklus könnten etwa mit einem Kapitalmangel in Österreich begründet werden). Wie groß diese Geldmenge sein muß, läßt sich noch schwerer bestimmen als die Geldmenge, die mit Preisniveaukonstanz vereinbar und für eine Geldmengenzielsetzung verwendbar ist. Die Notenbank kann zwar einzelne Anhaltspunkte verwenden, wie deutsche Geldmengenentwicklung, österreichische Preis- und Leistungsbilanzentwicklung, aber läuft auch hier in die Gefahr, nachhinkende Indikatoren zu wählen. Sie muß also mehr nach Gefühl den Geldbedarf so steuern, daß er der wechselkursgerechten Geldmenge nahekommt. Als kurzfristige Steuerungsmaßnahme kann die Zinspolitik eingesetzt werden, die die Spanne zum deutschen Zins in engen Grenzen verändern kann, für mittelfristige Steuerungen sind Kredit- und Devisenkontrollen einsetzbar. Erst wenn diese Steuerungsmaßnahmen nicht eingesetzt werden oder nicht wirken, tritt der Geldmengen/Preisniveau-Mechanismus in Kraft und bewirkt über die Leistungsbilanz einen Zwang zur Restriktion. Zum Abschluß soll noch untersucht werden, wieweit diese Aussagen auch für die Budgetpolitik gelten. Muß das österreichische BudgetdefIzit gleich hoch sein wie das deutsche oder muß es eine bestimmte Höhe erreichen, um mit dem Wechselkursziel vereinbar zu sein? Steigt das österreichische BudgetdefIzit (in % des BIP) über das deutsche, so wird die BudgetfInanzierung im Inland der Tendenz nach den Zinssatz im Inland hinauftreiben. Da der Zinssatz aber im wesentlichen der gleiche wie in Deutschland bleiben muß, wird die Nationalbank durch Zentralbankgeldschöpfung den Zinssatz halten müssen oder es kommt zu Kapitalimporten, die das gleiche bewirken. Um die Geldschöpfung insgesamt in dem Rahmen zu halten, der dem Wechselkursziel längerfristig (ausgeglichene Leistungsbilanz) entspricht, wird die Notenbank durch entsprechende Maßnahmen der Kreditkontrolle die Kredit- und Geldschöpfung für die private Wirtschaft einschränken müssen. Das gleiche wird sich dann ergeben, wenn die BudgetfInanzierung im Ausland erfolgt. Der sich daraus ergebende Devisensaldo wird entweder über Kürzungen der Kreditaufnahme anderer, privater Schuldner im Ausland im Wege der Devisenkontrolle oder durch 16 Siehe Arthur I. Bloomfield, Monetary Policy under the International Gold Standard, New York 1959 und Leland B. Yeager, International Monetary Relations: Theory, History, and Policy, New York 1976; die nachweisen, daß die Notenbanken unter dem Goldstandard keineswegs den "Geldmengen-Preisniveau"-Mechanismus spielen ließen. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Die Erfahrung der Geldpolitik mit Wechselkurszielen 55 Kompensation der Zentralbankgeldschöpfung infolge des Devisenkaufs durch Kürzung der inländischen Zentralbankgeld-Komponente oder der inländischen Kredit- und Geldschöpfung aufgebracht werden. In jedem Fall werden der inländischen Wirtschaft weniger Mittel zur Verfügung stehen, es muß also zu einem crowding-out kommen. Dieses crowding-out kann nicht über Zinsänderungen erfolgen, sondern kann nur mengenmäßig sein. Auf die Dauer wird jedenfalls die Umschichtung zur verstärkten Budgetfinanzierung die Finanzierung der Investitionen im Inland beeinträchtigen und damit auflängere Sicht die Wachstumsrate verringern. Auswirkungen auf den Wechselkurs bleiben aber aus, so lange die Geldpolitik am Wechselkursziel festhält. Mit einer ähnlichen Argumentation läßt sich zeigen, daß auch unterschiedliche Wachstumsraten oder Arbeitslosenraten mit der Wechselkursfixierung grundsätzlich vereinbar sind. Tatsächlich wird aber bei einer starken Abweichung der Budgetdefizite von den deutschen Defiziten und bei einem Anhalten der derzeitigen Tendenz einer Vergrößerung der Defizite und des starken Anstiegs der Staatsverschuldung (sie wächst viel stärker als das BIP) die Gefahr einer "akkomodierenden" Geldpolitik größer, d. h. einer Geldpolitik, die die private Kreditnachfrage nicht mehr durch interne Kreditkontrollen oder Devisenkontrollen so zurückhalten kann, daß die Budgetfinanzierung nicht das gesamte Kreditvolumen erhöht. Da schon die Zweifel an einem Sanierungserfolg der öffentlichen Finanzen Zweifel an der Aufrechterhaltung des Wechselkurszieles auslösen können und dadurch eine Tendenz zum Geldabfluß entstehen kann, ist die häufige Warnung des Notenbankpräsidenten vor der Weiterführung der bisherigen Budgetpolitik verständlich. Außerdem würde durch die Weiterführung der derzeitigen Budgetpolitik das ,rating' Österreichs auf den ausländischen Finanzmärkten sinken und zu Schwierigkeiten bei der Budgetfinanzierung im Ausland führen. Die Folge einer Devisenabflußtendenz im kurzfristigen Kapitalverkehr und Verschlechterung des ratings müßte die Erhöhung der Zinsdifferenz zu Deutschland, mit einem Rückgang des Kreditangebotes sein. Wenn diese Abflußtendenz durch Verschärfung der Devisenkontrollen einzuschränken versucht wird und tatsächlich gelingen würde, dann würde die übermäßige Geldmengenexpansion Preisauftriebstendenzen, damit eine Verschlechterung der Wettbewerbsbedingungen und darauffolgend eine Verschlechterung der Leistungsbilanz ergeben. Diese Leistungsbilanzverschlechterung kann eine Zeitlang durch Kapitalimporte kompensiert werden, aber führt letztlich durch wachsende Zinsverpflichtungen aus Auslandsschulden zu einer weiteren Leistungsbilanzverschlechterung. Das heißt letztlich, daß der gleiche Prozeß wie 1976/78 ablaufen müßte, nämlich eine starke interne Nachfragerestriktion mit realen Folgen, wenn in einer solchen Situation weiter am Wechselkursziel festgehalten werden soll. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 62 Karl Socher Andererseits läßt sich aber keine endgültige Aussage darüber machen, ob nicht bei der Verfolgung eines Geldmengenzieles die Lohnpolitik ebenfalls einen Lernprozeß mitgemacht hätte, und ob die Kosten dieses Lernprozesses vielleicht in der Form von Arbeitslosigkeit größer gewesen wären als die Kosten in Form des Leistungsbilanzdefizits. Das gleiche gilt für die Frage, ob durch Wechselkursfixierung oder Geldmengenzielsetzung die Erwartungen eher stabilisiert werden können. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Theoretische und empirische Grundlagen von Geldmengenzielen und ihrer Realisierung Von Manfred J. M. Neumann und Jürgen von Hagen, Bonn I. EinfUhrung Eine auf dauerhafte Preisstabilität zielende Geldpolitik kann im Rahmen des Konzepts öffentlich angekündigter Geldmengenziele erfolgreich geführt werden, sofern die monetären Grundrelationen empirisch stabil sind und eine Steuerungstechnik angewandt wird, die es ermöglicht, die tatsächliche Geldmengenentwicklung mit hinreichender Genauigkeit kontinuierlich auf dem angekündigten Zielpfad zu halten. In dieser Studie untersuchen wir für die Verhältnisse der Bundesrepublik Deutschland die Stabilität der Geldnachfrage und die Steuerbarkeit des Geldangebots unter den bisher vorherrschenden empirischen Bedingungen. Es geht uns darum, verschiedene montäre Aggregate daraufhin zu vergleichen, welches von ihnen unter dem Nachfragewie dem Kontrollaspekt sich am besten als Zwischenzielvariable für die Geldpolitik eignet. Die mit beiden Aspekten verbundenen Probleme sind näher zu charakterisieren. Wir beginnen mit dem Aspekt der Geldnachfrage. Die Frage nach der Stabilität der Geldnachfrage läßt sich formulieren als Frage nach der Stabilität der Umlaufgeschwindigkeit eines monetären Aggregates (Friedman 1956). Unter stabilem Verhalten einer Umlaufgeschwindigkeit wird hier verstanden, daß es sich durch eine empirisch konstante Funktion anderer ökonomischer Variablen darstellen läßt. Wir untersuchen Funktionen der Umlaufgeschwindigkeit anstelle der Bestandsnachfrage nach Geld, weil die Deutsche Bundesbank in der Herleitung ihrer Zielformulierungen auf die Kategorie der Umlaufgeschwindigkeit abstellt. Wie wichtig es ist, die Geldmengenpolitik an einem Aggregat auszurichten, für das eine empirisch stabile Funktion der Umlaufgeschwindigkeit existiert, läßt sich anhand des folgenden, sehr einfachen Modells demonstrieren: (1.1) (1.2) (1.3) L1p=L1m+L1v-L1y L1v = f(L1x) L1y = g(L1x, L1m - EL1m) OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 64 Manfred J. M. Neumann und Jürgen von Hagen Alle Variablen seien in Logarithmen ausgedrückt, so daß das Symbol A die logarithmische Differenz und damit die prozentuale Änderungsrate einer Variablen bezeichnet. Gleichung (1.1) folgt aus der Quantitätsgleichung; die Änderungsrate des Preisniveaus p entspricht der Summe der Änderungsraten einer bestimmten Geldmenge m und der Umlaufgeschwindigkeit v abzüglich der Wachstumsrate des Outputs y. Die Gleichungen (1.2) und (1.3) bilden einfache Verhaltensfunktionen, die dem Modell empirischen Gehalt geben. Nach Gleichung (1.2) ist die Änderungsrate der Umlaufgeschwindigkeit eine Funktion der Änderungsraten exogener Variablen x. Nach Gleichung (1.3) wird die Zuwachsrate des Outputs ebenfalls von den Änderungsraten der exogenen Variablen x beeinflußt, aber zusätzlich auch von der Differenz zwischen tatsächlicher Geldmengenzuwachsrate Am und ihrem Erwartungswert EAm (Lucas 1973). Nehmen wir an, das Modell beschreibe zutreffend die Realität und sei der Zentralnotenbank bekannt. Sie entscheide sich, ein Wachstumsziel Am* für die Geldmenge öffentlich bekanntzugeben, und sei in der Lage, bei der Realisierung keinerlei Abweichung zuzulassen. Dann gilt: (1.4) Am=Am*=EAm und Am-EAm=O. Die optimale Zielzuwachsrate A m* kann die Notenbank aus den Gleichungen (1.1) bis (1.3) bestimmen, wenn sie die gewünschte Preisänderungsrate Ap* festgelegt hat 1 : (1.5) Am* = Ap* -EAv+EAy= Ap* +(gl -!d EAx Dabei ist zur Vereinfachung angenommen, daß f(Ax) = fl Ax und g(Ax, Am -EAm) = gl Ax + g2(Am -EAm). Einsetzen von (1.5) in (1.1) ergibt dann: (1.6) Bei Stabilität der Umlaufgeschwindigkeitsfunktion und einer öffentlich angekündigten, von Periode zu Periode strikt eingehaltenen Geldpolitik bewegt sich die tatsächliche Preisänderungsrate Ap' um das von der Zentralbank gewünschte Niveau Ap*, und zwar in Abhängigkeit von unvermeidlichen Prognosefehlern der Zentralnotenbank in bezug auf die Entwicklung der exogenen Faktoren x. Zum Kontrast führen wir jetzt eine Instabilität der Umlaufgeschwindigkeitsfunktion ein. Es sei angenommen, daß der Parameter fl nicht konstant sei, sondern zufällig variiere: (1.7) !I = et!; + (l-e l )!t P(e l = 0) = 1- P(el = 1) = IX 11 = E!I = IX!; + (I-IX)!;', var(fl) = 1X(1-1X) (f; -!{')2 I Wenn es statistische Meßprobleme nicht gibt, wird A p* = 0 festgelegt werden. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Theoretische und empirische Grundlagen von Geldmengenzielen 65 Damit wird es schwieriger, die Änderungsrate der Umlaufgeschwindigkeit zu prognostizieren und die Zielzuwachsrate der Geldmenge angemessen zu bestimmen. Gleichung (1.5) ist nun zu ersetzen durch (1.8) Am* = Ap* +(gl - Jl) EAx =Ap*+(gl-fl)EAx+UI-Jl)EAx Anstelle von Gleichung (1.6) erhalten wir die Preisänderungsrate bei Instabilität Llpi: (1.9) und nach Einsetzen von Gleichung (1.6) (1.10) Der letzte Term dieser Gleichung faßt den Einfluß der Instabilität der Umlaufgeschwindigkeitsfunktion zusammen. Je größer die absolute Differenz II{ - Itl und je geringer Icx - 0.51, desto stärker variiert der Parameter 11 um seinen Erwartungswert und um so stärker variiert die tatsächliche Preisänderungsrate um das von der Zentralbank gewünschte Niveau. Damit ist klar, daß es für die Güte der Geldpolitik im Rahmen vorangekündigter Geldmengenziele wesentlich darauf ankommt, eine Geldmengenabgrenzung als Zielaggregat zu wählen, deren Umlaufgeschwindigkeit sich möglichst stabil verhält. Allerdings kommt es nicht allein auf die Stabilität der Umlaufgeschwindigkeit an. Denn Kontrollfehlern, die aus einer unzureichenden Stabilität der Umlaufgeschwindigkeit herrühren, sind jene Fehler entgegenzustellen, die aus einer unzureichenden kurzfristigen Steuerbarkeit des gewählten Geldaggregats folgen. Dieser Kontrollaspekt im engeren Sinne läßt sich in einfacher Weise darstellen, indem die folgende Geldangebotsfunktion dem Modell hinzugefügt wird: (1.11) Am = Aa + AB, mit Aa = a( ... ). Danach entspricht die Änderungsrate der Geldmenge der Summe der Änderungsraten der Geldbasis B und eines Geldmultiplikators a. Die Geldbasis sei präzis kontrollierbar, obwohl dies bei einem ungeeigneten Instrumentarium nicht sichergestellt ist. Der Geldmultiplikator dagegen werde von ökonomischen Prozessen bestimmt, die hier nicht näher charakterisiert werden müssen. Das Kontrollproblem der Zentral bank besteht nun darin, daß sie für die Kontrollperiode den Multiplikator prognostizieren muß. Ihre Prognose ELla wird unvermeidlich fehlerbehaftet sein, und der Prognosefehler ist allgemein definiert: LI a -E LI a. Aufgrund des Zusammenhangs (1.11) kann die Zentralbank eine optimale Zielzuwachsrate für die Geldbasis errechnen: 5 Gutowski OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 66 Manfred 1. M. Neumann und Jürgen von Hagen (1.12) LlB* = Llm* -ELia Realisiert sie nun diese Zuwachsrate, setzt also LI B = LI B*, so folgt nach Einsetzen von Gleichung (1.12) in (1.11): (1.13) Llm = Llm* + (Lla -ELla). Die tatsächliche Geldmengenzuwachsrate wird um den Prognosefehler der Zentralbank von der gewünschten Rate abweichen. Die Wirkungen auf die Preisänderungsrate bei mangelnder Stabilität der Geldnachfrage und unzureichender Kontrollierbarkeit der Geldmenge, Llpik, lassen sich herleiten, indem Gleichung (1.13) unter Berücksichtigung von (1.8) mit dem Modell (1.1) bis (1.3) verbunden wird. Dies ergibt (1.14) Ll p ik=Llp*-(gl-fl)(Llx-ELlx)+(f1-Jl)ELlx+(I-g 2 )(Lla-ELla) Der letzte Term der Gleichung bezeichnet den Kontrollfehler, der aus einer unzureichenden Steuerbarkeit der gewählten Geldmenge folgt. Er beruht auf unerwarteten Bewegungen des Geldmultiplikators. Der Gesamtsteuerungsfehler auf grund mangelnder Stabilität der Geldnachfrage und unzureichender Steuerbarkeit der Geldmenge ergibt sich am Beispiel der Änderungsrate des allgemeinen Preisniveaus2 als: (1.15) Im weiteren Verlauf dieser Arbeit werden wir zunächst die Stabilität der Nachfrage und daran anschließend die Kontrollmöglichkeit unterschiedlicher monetärer Aggregate in der Bundesrepublik untersuchen. 11. Neuere Untersuchungen der deutschen Geldnachfrage Die sechziger Jahre waren die hohe Zeit empirischer Untersuchungen der Geldnachfrage, weniger in Deutschland als in den angelsächsischen Ländern. Eine für die Keynesianismus-Monetarismus-Debatte wegweisende Untersuchung bildete die kontroverse Studie von Friedman und MeiseIman (1963). Die Autoren kamen für den Fall der USA anhand einer sehr einfachen Untersuchungsmethode zu dem Ergebnis, daß die Geldnachfrage, dargestellt als Umlaufgeschwindigkeit des Geldes, stabiler sei als der für den Keynesianismus zentrale Ausgabenmultiplikator3• Dieser spezielle Punkt blieb zwar umstritten, aber gegen Ende der sechziger Jahre war man sich in der Literatur weitgehend einig, daß bereits relativ einfach formulierte Geldnachfragefunktionen empirisch stabil seien4• 2 Gleichung (1.15) leitet sich durch Einsetzen von (1.18) in (1.14) her. 3 Eine instruktive Darstellung bietet Monissen (1974). 4 Vgl. dazu Gordon (1984, S.403) sowie Artis und Lewis (1976), S.147. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Theoretische und empirische Grundlagen von Geldmengenzielen 67 Mitte der siebziger Jahre änderte sich diese Einschätzung, nachdem die Arbeiten von Goldfeld (1973,1976) für die USA und von Artis und Lewis (1976) für Großbritannien erschienen waren. Denn es zeigte sich, daß die aus den sechziger Jahren bekannten Funktionstypen die Beobachtungen der frühen siebziger Jahre nicht mehr gut abbildeten. Es lag nahe zu folgern, daß sich das Geldnachfrageverhalten geändert hatte und in diesem Sinne nicht stabil ist. Nunmehr erschienen in rascher Folge empirische Untersuchungen der Geldnachfrage für verschiedene Länder, die ganz überwiegend die Eigenschaft der Instabilität herausstellten 5• Einen Überblick über neuere empirische Untersuchungen der deutschen Geldnachfrage gibt Tabelle 1. Die Schätzgleichungen aller Arbeiten lassen sich durch folgende Grundgleichung charakterisieren: (2.1) Dabei sind die Niveauvariablen m, p und y logarithmisch gemessen. Es bezeichnen m eine nominale Geldmenge, p das Preisniveau, y das reale Einkommen, i einen inländischen Zinssatz und EI einen normalverteilten, stochastischen Störterm. Der Vektor x steht hier als Stellvertreter für in einzelnen Studien zusätzlich berücksichtigte Variablen wie ausländischer Zinssatz, Swapsatz oder Wechselkurs. Die meisten Arbeiten untersuchen nicht die nominale, sondern die reale Geldnachfrage, d. h. es werden KoeffIzienten vorab restringiert, und zwar 1X 1 = 1 und IX s = -1X 4• Die Aufnahme der verzögerten Terme mt _ 1 und Pt _ 1 wird mit folgender, unvollständiger Bestandsanpassung (2.2) m,=w n ,*+(I-Jl)m'_l,O<JI<1 begründet. Danach kann kurzfristig die tatsächliche Kassenhaltung m nicht vollständig der gewünschen Kassenhaltung m* angepaßt werden6• Die Geldmenge wird in der Regel durch die Abgrenzungen MI oder M 3 repräsentiert. Als reale Einkommensgröße wird in allen Studien das reale Bruttosozialprodukt verwendet. Als inländischer Zinssatz erscheint entweder der Satz für Dreimonatsgeld oder eine Umlaufsrendite festverzinslicher Wertpapiere? 5 Einen Überblick über die amerikanische Literatur geben Judd und Scadding (1982). 6 Das Bestandsanpassungsmodell wird in allen Arbeiten außer bei Hamburger (1977) sowie den Butter und Fase (1982) verwendet. 7 Der Satz für Dreimonatsgeld soll als Proxyvariable für den entsprechenden Termineinlagenzins dienen. Dies ist problematisch, wenn Daten des Zeitraums vor Aulhebung der Zinsbindung (1967) verwendet werden. Zu bedenken ist auch das Simultanitätsproblem: Da der walrasianische Geldmarkt über den Geldangebotsprozeß mit dem Kreditmarkt und dem Interbanken-Geldmarkt verbunden ist, kann nicht angenommen werden, daß die Zinssätze dieser beiden Märkte mit dem Störterm e, der Gleichung (2.1) unkorreliert sind. Die Folge sind inkonsistente Schätzungen des Parameters 1X3 bei Anwendung gewöhnlicher Kleinstquadrate-Schätzmethoden. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 68 Manfred J. M. Neumann und Jürgen von Hagen Tabelle 1 Neuere Untersuchungen der deutschen Geldnachfrage zusätzliche") Autor Aggregat Periode Regressoren Stabilitätstests Ergebnis Arango u. MI' 1960-75 p, i*, e,yP F-Test auf stabil Nadiri (1980) Strukturbruch Boughton MI',M3' 1960-77 p Chow-Test instabil (1981) Cusums of Squares den Butter M2,M2' 1963-78 u Chow-Test stabil u. Fase (1981) Prognosetest**C) Buscher MI,M3 1965-82 yP, e Cusums, instabil (1984 a) MI',M3' Cusums of Squares Buscher MI,M2,M3 1965-82 yP, e Random walkstationäre (1984 b) MI',M2', S" sp Test Hyperstruktur, M3' stochast. Parameter Buscher u. Ml',MJ' 1965-82 e Chow-Test, instabil Schröder Cusums (1983) Cusums of Squares Hamburger MI 1963-70 yP Chow-Test stabil (1977) Prognosetest**C) Langfeldt MI' 1962-79 "Sondert-Tests instabil u. Lehment faktoren" (1980) Neumann MI',M3' 1965-82 e Chow-Test instabil (1983) Cusums stabil ab 1974 Cusums of Squares OECD(l979) MI',M3' MI': p Chow-Test Ml'stabil 1960-77 PrognosetestC ) MJ'instabil M3': 1964-77 Schröder MI' 1965-80 e Chow-Test instabil F-Testa. homogene Varianzen Erläuterungen: a) Komponenten des Vektors X, in Gleichung (2.1). yP: reales permanentes Einkommen, p: Inflationsrate, i*: ausländischer Zins, e: Devisenkurs DM/US $, e: SwapsalL, u: Arbeitslosenquote, sp, Se: Maße der Standardabweichung von p und e, Sonderfaktoren: s. Text. b) Wo mehrere Spezifikationen der Geldnachfrage oder mehrere Tests angegeben sind, bedeutet "instabil" bei widersprüchlichen Ergebnissen "in mindestens einer Version instabil". C) Der Test vergleicht die Standardfehler der Gesamtregression und einer quasi ex-ante Prognose, die mittels Parameterschätzungen aus einem ersten Teilsampie für ein zweites Teilsampie berechnet wird. (**) Die Autoren betrachten das Ergebnis ihrer Prognosetests als Evidenz für Stabilität. Die Umrechnung der Tests in einen x2-Test (vgl. S. 88) führt jedoch zur Ablehnung der Stabilitätshypothese auf dem 5% Signifikanzniveau. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Theoretische und empirische Grundiagen von GeldmengenzIelen 69 Die in Tabelle 1 aufgeführten Untersuchungen stimmen in einigen Ergebnissen bemerkenswert überein : Erstens, der Anpassungskoefftzient (X4 wird für die Geldmengenabgrenzungen MI und M 3 in der Regel mit etwa 0,8 bis 0,9 geschätzt. Demnach dauert es relativ lange, bis sich die tatsächliche an die gewünschte Kassenhaltung anpaßt. Zweitens, die langfristigen Wirkungselastizitäten des Realeinkommens auf die Kassenhaltung werden für MI auf 1,0 bis 1,2 und für M 3 auf 1,2 bis 1,5 geschätzt. Dies entspricht in etwa den aus den sechziger Jahren bekannten Ergebnissen. Drittens, auch die Schätzungen der langfristigen Zinselastizitäten erscheinen plausibel. Sie differieren allerdings erheblich mit -0,02 bis -0,20 für MI und -0,02 bis -0,46 für M3• Betrachten wir nun die Stabilitätsuntersuchungen. Mit Ausnahme von Buscher (1984b) und Langfeldt und Lehment (1980) verstehen alle Autoren Stabilität im Sinne konstanter Parameter. Die Nullhypothese ihrer Tests lautet dementsprechend (2.3) Ho: a,=Ii, t=O, 1, ... für die Parameter (X der Geldnachfragefunktion (2.1). Die Hypothese (2.3) wird anhand von Chow- und F -Tests, Cusums- und Cusum ofSquares Tests geprüft 8 . Die meisten Autoren finden, wie sich aus Tabelle 1 ersehen läßt, daß diese Stabilitätshypothese abgelehnt werden muß. Ausnahmen bilden allein Hamburger (1977) und Arango und Nadiri (1981)9. Allerdings sind einige methodische Probleme bei der Beurteilung dieser Ergebnisse zu bedenken. Erstens setzt die Anwendung der genannten Testverfahren voraus, daß die Testgleichung keine stochastischen Regressoren enthält. Diese Annahme wird jedoch in der Regel verletzt, da außer bei Hamburger (1977) sowie den Butter und Fase (1981) die verzögerte abhängige Variable als Regressor erscheint. Es ist daher apriori unklar, ob die üblichen Signifikanzgrenzen der Tests anwendbar sind 10. 8 Buscher (1984a) dagegen testet die folgende Hypothese stochastischer Variationen der Parameter HI: a,=ba'_1 +u" mit Ibl< 1 und u,~N(O, u;) gegen die Hypothese eines Random walk und findet, daß H 1 nicht abgelehnt werden kann. Das würde bedeuten, daß die Parameterprozesse langfristig konstante Mittelwerte haben. Damit läßt sich aber nicht vereinbaren, daß in den meisten Untersuchungen ein Strukturbruch festgestellt wird. Langfeldt und Lehment (1980) führen nicht Stabilitätstests durch, sondern sie prüfen, ob Sonderfaktoren, wie die Verschiebung des Anteils der Rentnereinkommen am Gesamteinkommen oder eine Zunahme der Bargeldnachfrage aus dem Ausland, die Geldnachfrage signifikant beeinflußt haben. 9 Allerdings endet bei Hamburger (1977) die Untersuchungsperiode bereits bei 1970. Arango und Nadiri berücksichtigen Beobachtungen bis 1975, aber auch das dürfte noch zu kurz sein, sofern die von anderen Autoren festgestellte Instabilität in 1973/74 auftrat. 10 Es läßt sich zeigen, daß die Tests gegenüber einer Verletzung dieser Voraussetzung wenig robust sind. Vgl. dazu Chow (1960), Quandt (1960) sowie Brown et al. (1975). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 70 Manfred 1. M. Neumann und Jürgen von Hagen Zweitens, die Gegenhypothese zu (2.3) bleibt unspezifiziert und ist daher nicht interpretierbar. Wie Neumann (1983) betont, kann aus der Ablehnung von (2.3) nicht generell gefolgert werden, daß eine geldmengenorientierte Zentralbankpolitik unangemessen sei 11. Wir werden später noch zeigen, daß die Menge der Gegenhypothesen zu (2.3) Fälle enthält, in denen die Unsicherheit für die Geldpolitik durch Parametervariation der Geldnachfrage nicht vergrößert wird. Ein besonders klares Beispiel bildet der Fall eines grundlegenden Regimewechsels der Wirtschaftspolitik, wie wir ihn 1973 erlebt haben. Wenn es durch einen solchen Regimewechsel zu einem "klassischen" Strukturbruch in einer Verhaltensfunktiön kommt, dann bedeutet dies zunächst nur, daß sich die Parameterwerte einmalig ändern. Sobald das neue Regime etabliert ist, können die Parameter durchaus auf ihren neuen Niveaus verharren. Schwerwiegender als diese beiden Einwände ist drittens ein grundsätzlicher Zweifel an dem methodischen Ansatz der betrachteten Untersuchungen. Alle Arbeiten folgen dem traditionellen Ansatz, die aufgrund der interessierenden ökonomischen Hypothese vermutete Beziehung mit Hilfe verfügbarer Daten unmittelbar zu schätzen. Es ist charakteristisch für diese Vorgehensweise, daß die Schätzung und die Beurteilung der Testergebnisse ausschließlich an der zugrundeliegenden ökonomischen Hypothese ausgerichtet werden. Dabei wird weder geprüft, ob die statistischen Eigenschaften der empirischen Variablen mit den Voraussetzungen der angewandten Schätz- und Testverfahren in Einklang stehen, noch ob andere Hypothesen, die den verwendeten Verfahren zugrunde liegen, erfüllt sind 12. Die Problematik dieser traditionellen Vorgehensweise ist offensichtlich: Ökonometrische Tests, die zur Überprüfung einer ökonomischen Hypothese herangezogen werden, sind stets verbundene Tests, d.h. sie testen zugleich die Angemessenheit der ökonometrischen Spezifikation und die Gültigkeit der ökonomischen Hypothese. Solange die Angemessenheit der ökonometrischen Spezifikation für sich ungeprüft bleibt, ist ungeklärt, ob die ermittelten empirischen Ergebnisse für die Wirtschaftstheorie wie auch die Wirtschaftspolitik von Bedeutung sind. Es kommt also darauf an, zuerst zentrale Aspekte der statistischen Modellspeziftkationen für sich zu testen, bevor die interessierende ökonomische Hypothese oder die Frage der Parameterstabilität geprüft wird. Dieser alternative Ansatz, der in jüngster Zeit v. a. von Hendry (1980) vorgetragen worden ist, soll in der folgenden empirischen Arbeit verfolgt werden. 11 Die gegenteilige Ansicht vertritt beispielsweise Schröder (1983). 12 Dies wird bei einer Sichtung der in Tabelle 1 aufgeführten Beiträge deutlich. Sie bemühen sich um Variationen der ökonomischen Grundhypothese, kümmern sich aber nicht um das Problem der angemessenen, ökonometrischen Spezifikation. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Theoretische und empirische Grundlagen von Geldmengenzielen 71 IH. Empirische Modelle der Geldnachfrage als Umlaufgeschwindigkeit 1. Methodischer Ansatz Als theoretischen Ausgangspunkt unserer Arbeit wählen wir die reale Geldnachfragefunktion Sie berücksichtigt neben Einkommen und Inlandszins als zusätzliche Einflußfaktoren das ausländische Zinsniveau i* und die im Inland erwartete Inflationsrate 11:. Steigt das ausländische Zinsniveau bzw. die erwartete Inflationsrate, so wird inländische Kasse gegen ausländische Finanzaktiva bzw. gegen Realkapital substituiert. In Verbindung mit der Quantitätsgleichung (3.2) m+v=y'+p ergibt sich die Verhaltensfunktion der UmlaufgeschwiD.digkeit (3.3) Sie liefert uns die grundlegende ökonomische Hypothese über das Verhalten der Umlauf geschwindigkeit. Der Grundgedanke des hier vertretenen Ansatzes der empirischen Arbeit besteht darin, die ökonomische Hypothese (3.3) zunächst nur als einen Rahmen zu betrachten, der lediglich die Auswahl der zu untersuchenden empirischen Variablen festlegt, aber nicht auch ihre grundlegenden statistischen Eigenschaften und Beziehungen. Daher wird losgelöst von der ökonomischen Hypothese ein allgemeines und damit wenig restriktives, empirisches Modell der Datengenerierung formuliert, das anschließend aufgrund getesteter Restriktionen in eine spezifischere Form überführt wird. Für die allgemeine Formulierung gehen wir von der folgenden formalen Darstellung des empirischen Gesamtsystems der Volkswirtschaft als eines stationären, stochastischen Prozesses aus, der zur Vereinfachung als linear angenommen wird: (3.4) r; (L) 1'; = A;(L) X, + e" mit e, ~ N (0, E,) Dabei bezeichnet 1'; den Vektor interdependenter und X, den Vektor exogener Variablen. rt(L) und At(L) sind Matrix-Polynome im Lag-Operator L, wobei detr(L) keine Wurzeln auf oder außerhalb des Einheitskreises besitze. Bt sei ein seriell unkorrelierter Zufallsprozeß mit den Eigenschaften (3.5) E(X,e;l)=O' 'V, • .*, E(e,e;) = diag(afi). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 78 Manfred J. M. Neumann und Jürgen von Hagen Nun soll sich das tatsächliche Preisniveau p träge in Abhängigkeit von p* und der Realisation der Vorperiode p _ 1 bewegen: (3.14) P=Jlp*+(1-Jl)p-I. O~Jl~ 1 Einsetzen der Gleichung (3.13) in (3.14) ergibt: (3.15) p=Jl(al +A2)i-JlAIY+Jla 21 +(1-Jl)p-I. Um die Identifizierbarkeit zu prüfen, betrachten wir die Definition der realen Kassenhaltung, m - p, und setzen für m das Geldangebot (3.11) und für p die Gleichung (3.15) ein: (3.16) m -P = [al (1- Jl)- JlA2] i + JlAI Y + (1- Jl) a21 - (1- Jl) P-I· Schließlich berücksichtigen wir die Definition der Umlauf geschwindigkeit (3.17) V=y-(m-p) und erhalten nach Einsetzen von (3.16): (3.18) V = (1- JlAI) Y - [al (1- Jl) - JlA2] i - (1- Jl) a21 + (1- Jl) P-I· Gleichung (3.18) weist aus, daß die Umlauf geschwindigkeit bei träge reagierendem Preisniveau in der Tat sowohl von Geldnachfragereaktionen (A. l, A. 2) wie auch von Geldangebotsreaktionen (al' a2) bestimmt wird. Diese unangenehme Eigenschaft bedeutet, daß sich die Geldnachfrageparameter nicht empirisch identifizieren lassen22• Dieses analytische Ergebnis hat in der weiteren Diskussion zu zwei Schlußfolgerungen geführt23 • Zum einen wird geschlossen, daß die bisher beobachtete Instabilität von Geldnachfrageschätzungen nicht unbedingt auf instabile Geldnachfrageparameter zurückzuführen ist, sondern ebenso gut durch instabile Geldangebotsparameter ausgelöst sein kann. Berücksichtigt man, daß die Geldangebotsfunktion (3.11) durch eine Reaktionsfunktion der Zentralbank bestimmt sein kann, dann wird dies wahrscheinlicher, da das Reaktionsmuster der Zentralbank vermutlich nicht konstant ist und sich jedenfalls 1973/74 änderte. Zum anderen wird geschlossen, daß auf die Schätzung von Strukturgleichungen, wie der Geldnachfrage oder der Umlaufgeschwindigkeit, besser verzichtet und statt dessen reduzierte Formen des Gesamtsystems (3.6) geschätzt werden sollten. Wir argumentieren, daß diese Schlußfolgerungen voreilig sind. Denn sofern sich das allgemeine Preisniveau flexibel genug bewegen würde, so daß der Parameter Jl in Gleichung (3.14) den Wert von eins aufwiese, würde die kritische Gleichung (3.18) folgende Form annehmen: (3.19) V=(1-AI)y+A2i. 22 Vgl. Cooley und Leroy (1981), S. 840fT. sowie Laidler (1982), S.55. 23 Vgl. Cooley und Leroy (1981), Gordon (1984) und Heri (1985). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Theoretische und empirische Grundlagen von Geldmengenzielen 79 Für f.l = 1 entfällt das verzögerte Preisniveau P -1 als Regressor, und es ist gesichert, daß mit der Schätzung der Umlaufgeschwindigkeit die Geldnachfrageparameter Al und ..1. 2 identifiziert werden. Daher führen wir einen Test der Hypothese Ho: f.l = 1 als Test der Hypothese eines trägen Preisniveaus in der Form (3.14) und damit der IdentifIzierbarkeitsbedingungen durch. Wir verwenden dazu einen LaGrange-Multiplikator (LM)- Test, der einfach anzuwenden ist 24 • Im ersten Schritt wird das Modell unter Annahme von Ho geschätzt. Diese Schätzung liegt bereits mit der Regressionsgleichung (3.9) vor. Im zweiten Schritt regressieren wir die Residuen aus (3.9), eit, auf die Regressoren von (3.9) sowie das verzögerte Preisniveau Pt-I: (3.20) tl, = Regressoren von (3.9)+Y6L1L14P'-1 +u,+Yo. Die LM -Teststatistik ist dann defIniert als (3.21) LM 1 = TR 2, wobei R2 das gewöhnliche Bestimmtheitsmaß der Regression (3.20) ist und T die Zahl der Beobachtungen. Das Testmaß LM 1 folgt unter der Ho-Hypothese (Y6 = 0) einer X2-Verteilung mit einem Freiheitsgrad. Die Ergebnisse des Tests sind in Tabelle 3 ausgewiesen. Die Werte von LM 1 liegen für die Umlaufgeschwindigkeiten VM1, VM3 und VZb unter der 5- Prozent-SignifIkanzgrenze. Lediglich für VZ ist der Testwert signifIkant (5- Prozent-Niveau). Wir vermuten, daß dafür die mangelhafte Datenqualität dieser Zeitreihe verantwortlich ist. Insgesamt schließen wir daher, daß die Hypothese eines trägen Preisniveaus der Form (3.14) nicht akzeptiert werden muß. Wir können daher von der IdentifIzierbarkeit der Umlaufgeschwindigkeitsfunktion ausgehen. Durch welche Restriktionen lassen sich die weit gefaßten SpezifIkationen der Umlaufgeschwindigkeiten spezifischer und damit informativer formulieren? Wir testen zuerst, ob die in dem weit gefaßten Modell berücksichtigten Niveauterme einen eigenständigen Erklärungsbeitrag leisten oder entfallen können. Dazu dient wieder ein LaGrange-Multiplikator-Test. Geschätzt wird die Regressionsgleichung (3.9) ohne die Niveauterme, das heißt die Gleichung 4 4 4 (3.22) LlLI 4 V. = L IXjI! LlLI 4 V. + L L PijI! LlLI 4 Xi' + E lt j= 1 i=l j=O Die geschätzten Residuen aus (3.22), e1" werden auf die Regressoren von (3.9) regressiert (3.23) tlt = Regressoren von (3.9) + u, + Yo' und das resultierende Bestimmtheitsmaß zur Berechnung der entsprechend (3.21) defInierten Teststatistik verwendet, die jetzt als LM 2 bezeichnet wird. Unter der Nullhypothese hat sie eine X 2(5)-Verteilung. 24 Vgl. dazu Engle (1983). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 80 Manfred J. M. Neumann und Jürgen von Hagen Die Testwerte LM 2 sind ebenfalls der Tabelle 3 zu entnehmen. Keiner von ihnen ist signifikant auf dem 5-Prozent-Niveau. Die Niveauterme leisten also keinen eigenständigen Beitrag zur Erklärung der verschiedenen Umlaufgeschwindigkeiten. Wir können sie daher aus den empirischen Modellen entfernen 2S. Langfristige Beziehungen zwischen den Umlauf geschwindigkeiten und dem realen Einkommen, den Zinsen und der Inflationsrate werden damit in den Modellen allein durch die sich durch die Integration über kurzfristige Zusammenhänge ergebenden Effekte abgebildet. Im nächsten Schritt restringieren wir die Lag-Strukturen der Modelle. Verzögerte endogene und erklärende Variablen werden unterdrückt, sofern nicht durch ihre Elimination die Bedingung serieller Unkorreliertheit der Residuen verletzt wird oder der Informationsgehalt der Modelle signifikant abnimmt. Als Maß für die Information verwenden wir dabei das Entropiemaß von Akaike (1976) (3.24) BIC = -2InL+ k(ln T + 1)+ kln(uä;a 2 -l)/k), wobei L den Likelihood-Wert der Schätzung bezeichnet, k die Zahl der freien Parameter des Modells, uÖ die Varianz der differenzierten Umlaufgeschwindigkeit und 82 die ML-Schätzung der Varianz der Residuen 26 • Mit diesem Schritt lassen sich die Lag-Polynome der Modelle auf die folgende Größe verringern 27 : (3.25) VMI VM3 VZb VZ Verzögerte Terme der restringierten Modelle autoregressiv 1,4 3,4 3,4 1,4 y' 1,4 1,3,4 1,3,4 1,4 j 1,3 3 3 3,4 3.2 Exogenität der Regressoren j* Da wir, wie anfangs betont wurde, die Funktion der Geldnachfrage bzw. der Umlauf geschwindigkeit explizit als in das Gesamtsystem (3.4) eingebettet verstehen, ist zu fragen, ob und unter welchen Bedingungen die empirische Partialanalyse einer einzelnen Gleichung des Systems zulässig ist. Dazu sind zwei Probleme zu klären: Erstens, ist es möglich, verläßliche Aussagen über die 25 Allerdings ist der LM 2-Test signifikant auf dem lO-Prozent-Niveau für VZ. Darauf kommen wir weiter unten zurück. 26 Das Maß BIC konstruiert einen asymptotisch konsistenten Schätzer der Modellgröße. 27 Es ist klar, daß unterschiedliche Sequenzen von Restriktionen im allgemeinen zu unterschiedlich parametrisierten, aber gleichermaßen akzeptablen statistischen Modellen führen werden. Für eine empirische Analyse, die primär an den Stabilitäts- und Prognoseeigenschaften und längerfristigen Elastizitäten interessiert ist, ist dies jedoch kein schwerwiegendes Problem. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Theoretische und empirische Grundlagen von Geldmengenzielen 81 Parameter der Einzelgleichung zu treffen, ohne die Parameter des übrigen Systems zu kennen? Anderenfalls könnte die Instabilität der Parameter dieser Gleichung Ausdruck von Parameteränderungen in anderen Gleichungen des Systems sein. Zweitens, läßt sich die gewonnene Funktion für dynamische Simulationen verwenden, bei denen die Zeitpfade der Regressoren vorgegeben werden? Zur Beantwortung dieser Fragen ist der Status der Regressoren yr, i, i* und 1t in der Einzelgleichung zu bestimmen. Offensichtlich ist die Frage, ob diese Variablen mit der Umlaufgeschwindigkeit gemeinsam abhängig oder durch Rückkoppelung verbunden sind, entscheidend für die Interpretation eines empirischen Einzelgleichungsmodells und für den Fortgang unserer Modellbildung. Wir bedienen uns der Konzepte schwacher und starker ExogenitätZ8 zu ihrer Behandlung. Wir bezeichnen die Variablen yr, i, i* und 1t als schwach exogen für die Parameter der ersten Gleichung, wenn wir eine Zerlegung der Likelihoodfunktion des Gesamtsystems (3.4) derart finden können, daß (3.25) InL=lnL I +lnL 2 arg max InL = arg max InLI () () worin e die interessierenden Parameter der ersten Gleichung von (3.4) bezeichnet. Diese Bedingung ist erfüllt, falls e keinen gemeinsamen Restriktionen mit den Parametern des restlichen Systems unterworfen istZ9• Die Klärung schwacher Exogenität der Regressoren erfordert daher Information über die Struktur des Restsystems und seine Verbindung mit der ersten Gleichung. Ohne weitere Spezifizierung des Gesamtsystems läßt sich indes als notwendige Bedingung schwacher Exogenität die Blockrekursivität des Gesamtsystems (3.4) in bezug auf die interessierende Einzelgleichung überprüfen 30. Sie läßt sich in unserem Zusammenhang anhand der stochastischen Eigenschaften der reduzierten Form des Restsystems analysieren. Dafür schreiben wir (3.4) wie folgt. (3.26) Yll,(L) v, = oc'II(L)X, - Y211(L) Y21" + SII Y 2lI = n;,(L)Z, + U2, (3.26) ist mit Zt = (Y21,tXt)" llzt(LO) = (0, A(LO) r(LO)-l)' die reduzierte Form des übrigen Systems, U 2t ist weiterhin ein seriell unkorrelierter Fehler. Blockrekursivität des Modells in bezug auf die erste Gleichung liegt vor, falls (3.27) 28 Vgl. dazu Engle, Hendry und Richard (1983). 29 Hendry und Richard (1982) S. 15. 30 Allerdings bildet Blockrekursivität keine hinreichende Voraussetzung für die Existenz schwacher Exogenität. Vielmehr muß zusätzlich gesichert sein, daß die Parameter der Einzelgleichung von den Parametern des übrigen Systems funktional unabhängig sind. In heiden Aspekten ist die schwache Exogenität der Regressoren wesentlich von der Modellformulierung abhängig. 6 Gutowski OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 82 Manfred J. M. Neumann und Jürgen von Hagen Die Regressoren Y21,t sind dann unabhängig von den gleichzeitigen Geldnachfrageschocks eH' Die Bedingung (3,27) läßt sich mit einem LaGrange- Multiplikator-Test prüfen31 . Die dafür erforderlichen Residuen U2, für y~, n" it und it gewinnen wir aus der Schätzung eines um den realen Wechselkurs und einen kurzfristigen Zins32 erweiterten, vektorautoregressiven Systems für diese Variablen, das eine minimale Spezifikation der reduzierten Form darstellt. Um mögliche Verzerrungen der Ergebnisse aufgrund der Regimewechsel im internationalen Währungssystem 1973 und in der deutschen Geldpolitik 1974 zu vermeiden, teilen wir für diesen Test die Gesamtperiode in zwei Teilperioden : 1964,11 -74,IV und 1975,1 -84,IV. Da wir aufgrund ökonomischer Überlegungen die Simultanität von Geldnachfrage und Inlandszins für wahrscheinlich halten, führen wir den Test in zwei Schritten durch. Im ersten Schritt testen wir die Bedingung (3.27) für die Residuen der Gleichung für i" im zweiten Schritt für y~, it * und nt• Die Ergebnisse sind mit F 1 und F 2 bezeichnet in Tabelle 3 aufgeführt. Für alle vier Umlaufgeschwindigkeiten wird die Nullhypothese einer blockrekursiven Struktur in bezug auf y~, it und nt nicht verworfen 33 • Anders verhält sich der Inlandzins it• Hier wird Blockrekursivität in der ersten Teilperiode akzeptiert, in der zweiten Teilperiode dagegen für die Umlaufgeschwindigkeiten der breiten Aggregate M 3' Zb und Z deutlich verworfen. Offenbar hat der Übergang zur Politik der Geldmengensteuerung, mit der aktiven Kontrolle des nominalen Bestands eines breiten Aggregats, eine Veränderung des Status des Inlandszinses in unseren Geldnachfragemodellen bewirkt. Mit diesem Ergebnis wenden wir uns der Frage nach starker Exogenität der Regressoren zu. Starke Exogenität liegt vor, wenn einerseits die Regressoren schwach exogen sind, andererseits die abhängige Variable nicht Granger-kausal für die Regressoren ist 34 • Letztere Bedingung besagt, daß vergangene Realisationen der abhängigen Größe keinen eigenständigen Beitrag zur Prognose der Regressoren liefern. Für die Struktur unseres Gesamtsystems (3.4) bedeutet dies, daß es keine verzögerte Rückkopplung von der Umlaufgeschwindigkeit zu ihren Determinanten gibt. Diese Eigenschaft des Gesamtsystems ist für die Formulierung der Geldpolitik von großer Bedeutung: Liegt starke Exogenität nicht vor, dann sind die 31 Vgl. dazu Engle (1983), S. 812ff. Die Teststatistik ist der F-Test auf Signifikanz von U 2t in einer Regression der Residuen der ersten Gleichung auf die Regressoren der ersten Gleichung und u 2t • 32 Der verwendete kurzfristige Zins ist der 1-Monats-Zins am Frankfurter Geldmarkt. Der reale Wechselkurs wird mit dem Index des Außenwerts der DM (23 Handelspartner) der Bundesbank gemessen. 33 Die von Ahking (1984) vorgelegte Evidenz, daß die Geldnachfrageschocks in den USA und der Bundesrepublik voneinander stochastisch unabhängig sind, unterstützt das Ergebnis für i,*. 34 Eine Variable x ist Granger-kausal für die Variable v, sofern verzögerte Realisationen von x zur Erklärung von v signifikant beitragen, aber verzögerte Realisationen von v keinen Erklärungsbeitrag für x leisten. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Theoretische und empirische Grundlagen von Geldmengenzielen 83 entwickelten empirischen Funktionen als Einzelgleichungsmodelle für die Konzipierung von Geldmengenzielen unbrauchbar. Wenn die Festlegung eines Geldmengenziels auf einer längerfristigen Projektion der Umlaufgeschwindigkeit -und damit auf längerfristigen Projektionen ihrer Determinanten - aufbaut, so müssen die Projektionen der Determinanten unabhängig sein von der Entwicklung der Umlaufgeschwindigkeit selbst, damit die Einzelgleichungsmodelle verwendet werden können. Anderenfalls wären die Einzelgleichungen zwar für die Parameterschätzung und die Stabilitätstests anwendbar, für die Durchführung der Geldpolitik müßte jedoch ein größeres, aufwendigeres Modell herangezogen werden. Wir prüfen nun die Eigenschaft der Granger-Kausalität der Umlaufgeschwindigkeiten für yr, n, i und i*. Dazu benutzen wir den von Sims (1972) entwickelten Test. Ausgangspunkt ist die Regressionsgleichung h I (3.27) L1L1 4 V, = I cx)J L1L1 4 V, + I Pi) L1L1 4x, + I Yk Ck L1L1 4x, + e" i=l j=O k=l in der vergangene, laufende und zukünftige Realisationen von X, als Regressoren für Jt; verwendet werden 35 • Mit der Nullhypothese (3.28) wird die Signifikanz des Erklärungsbeitrags künftiger Realisationen von X für die Umlaufgeschwindigkeit getestet. Die Ablehnung von Ho bedeutet, daß Granger- Kausalität von Jt; bezüglich x, vorliegt. Ho wird mittels eines F -Tests geprüft. Die Testergebnisse sind Tabelle 4 zu entnehmen. Um mögliche Einflüsse der Regimewechsel auszuschließen, wurde die Untersuchungsperiode wiederum in die Perioden 1964,11 -1974, IV und 1975, I - 1984, IV geteilt. Für die Umlaufgeschwindigkeiten VM1, VM3 und VZb sind sämtliche F-Werte nicht signifikant. Wir können also schließen, daß diese Umlaufgeschwindigkeiten nicht kausal auf das Realeinkommen, das inländische Zinsniveau und die Inflationsrate wirken. Für die Umlaufgeschwindigkeit VZ dagegen läßt sich eine kausale Wirkung auf das Realeinkommen in der zweiten Teilperiode nicht ablehnen. Das von der Bundesbank bevorzugte Zielaggregat ermöglicht es also nicht, einen Zielpfad aus Projektionen des Realeinkommens in einfacher Weise herzuleiten. 3.3 Die gewählten Spezifikationen Eine wichtige Konsequenz der Ergebnisse des vorangegangenen Abschnitts ist, daß die Elastizität der Umlaufgeschwindigkeiten in bezug auf den aktuellen Inlandszins i, nicht mit Hilfe des OLS-Verfahrens unverzerrt geschätzt werden kann. Im weiteren Verlauf der Modellbildung verwenden wir daher ein 35 Dabei sind hund r so zu wählen, daß die Residuen e, weißem Rauschen entsprechen (Geweke et al., 1983). In unserem Fall wird dies durch h = 1 und r = 4 erreicht. 6" OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Tabelle 4 KausaIitätstests 1964-1974 1975-1984 ]I n i* ]I n i F Q(l2) F Q(12) F Q(l2) F Q(l2) F Q(l2) F Q(l2) F Q(l2) F VMI 0,9 7,0 0,7 9,5 0,4 9,7 0,1 10,2 0,8 1O,6 b) 0,6 13,1') 0,2 13,IC) 0,2 VM3 0,7 14,3 1,7 14,4') 0,9 8,2 0,6 6,7 1,6 5,0 2,3 11,4 0,8 7,1 0,5 VZb 0,5 10,2 0,5 12,3') 0,3 10,7 0,5 11,7 1,9 4,6 1,7 12,2 0,4 9,6 0,5 VZ 0,7 12,8 0,9 13,4 0,4 13,6 1,0 12,3 4,1* 6,6 0,5 11,9') 1,4 13,9 C) 0,5 ') Unter zusätzlicher Verwendung von )",_j, j = 0, ... , 4 als Regressoren zur Erreichung seriell unkorrelierter Residuen. b) Unter zusätzlicher Verwendung von i,_;, j = 0, ... , 4 als Regressoren zur Erreichung seriell unkorrelierter Residuen. C) mit autoregressiven Termen V, - l' V'-4' Freiheitsgrade des F-Tests: (4,28): 1964-74, (4,23): 1975-84. ') und b): (4,23) und (4,18); C): (4,25). Freiheitsgrade der Q-Statistik: 8 C): 10. i* Q(l2) 14,7 5,0 6,8 9,8 00 +:>- ~ § ::;> Cl> 0- ~ ?= z Cl> S '" ::s ::s s: ::s 0- ...... S:' ~ ::s < o ::s ::I: ~ ::s OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Theoretische und empirische Grundlagen von Geldmengenzielen 85 Instrument It 36 für it, um die Verzerrung zu vermeiden. Bei der Neuschätzung der Modelle in ihrer bisherigen Form -d.h. mit der Lagstruktur (3.25), ist nun aber festzustellen, daß die ModelIierung zeitgleicher ZinsefTekte auf die Umlaufgeschwindigkeiten unbefriedigend bleibt. Zwar weisen die Parameter für fund i:' die erwarteten Vorzeichen auf, aber sie sind beide nicht t-signifikant. Dies dürfte auf die Abhängigkeit des inländischen Zinses vom ausländischen Zinsniveau zurückzuführen sein. Daher gilt es sich zu entscheiden zwischen einer Spezifikation, die nur ~ als Variable zur Abbildung aller gleichzeitigen ZinsefTekte berücksichtigt, und einer alternativen Spezifikation, die allein it * als zusammenfassende Variable verwendet. Wir bezeichnen diese Alternativen mit S(i) und S (i*). Ferner seien Vt,S(i) und Vt,S(i*) die unter den alternativen Spezifikationen geschätzten Umlaufgeschwindigkeiten und D(i, i*) = L1L1 4 (V;. S(i) - V;, S(i*»)' Wir benutzen MacKinnons J-Test 37 zur Entscheidung, welche der beiden Alternativen vorzuziehen ist. Unterstellen wir im ersten Schritt S (i) als die Ausgangshypothese, so besteht der Test aus einem t-Test der Hypothese Ho: b = 0 in der Hilfsregression (3.29) LL1 4 V. - LlLl 4 t>;.S(i) = LlLl 4 w,c ß + aLlLl 4 i, + bD,(i, i*) + B, worin L1L1 4 W;c die beiden Spezifikationen gemeinsamen Regressoren sind. Wird Ho verworfen, so ist zu folgern, daß S (i) nicht besser ist als eine Spezifikation, die den gleichzeitigen Auslandszins als Regressor berücksichtigt. Um den Test symmetrisch durchzuführen, wird im zweiten Schritt S(i*) als Ausgangshypothese gewählt und entsprechend getestet. Die Ergebnisse dieser Tests sind in Tabelle 5 ausgewiesen. In drei von vier Fällen wird die Spezifikation S(i) verworfen, S(i*) dagegen akzeptiert. Wir wählen daher bei VMl, VM3 und VZb S(i*), so daß aktuelle ZinsefTekte in diesen Modellen mit Hilfe von i:' modelliert werden. Im Fall von VZ liefert der Test keine diskriminierende Evidenz; sowohl in S(i) wie S(i*) bleibt der gleichzeitige ZinsefTekt nicht signifikant. Es bleibt noch zu prüfen, ob die Residuenvarianzen der von uns entwickelten Modelle konstant sind und ob die Linearitätsannahme tragfähig ist. Dem dienen die in Tabelle 3 aufgeführten Tests LM 3 und LM 4. Der LM 3-Test auf konstante bedingte Varianzen von Engle (1982a) ist ein LaGrange-Multiplikator-Test mit einer X 2(4)-Verteilung unter der Nullhypothese 38 • Die Testergebnisse sprechen 36 Als Instrumente für i, verwenden wir l=a1z,+1 +a2z,+2' worin z, der Ein-Monats- Geldmarktzins ist. Diese Konstruktion nutzt den nach vorn zeigenden Ast der Kreuzkorrelationsfunktion zwischen i, und z, zur Bildung des Instrumentes aus, was im Rahmen von dynamischen Modellen vorteilhaft ist. 37 Vgl. McKinnon et al. (1983). 38 Für diesen Test wurde als Gegenhypothese das von Engle (1982a) formulierte "Autoregressive conditional heteroscedasticity (ARCH)" Modell verwendet, das den folgenden Zusammenhang der Varianzen unterstellt m O"~=Yo+ L YjB~_j' j= 1 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 86 Manfred J. M. Neumann und Jürgen von Hagen für eine Konstanz der Varianzen. Der LM 4- Test auf Nichtlinearität der Modelle in den Regressoren y', i, i* und 11: prüft die quadrierten Regressoren als fehlende Variable im Rahmen eines LaGrange-M ultiplikator-Tests mit einer entsprechenden X2-Verteilung. Der Test gibt keinen Hinweis auf signifikante Nichtlinearitäten. VMI VM3 VZb VZ Tabelle 5 Ergebnisse des Tests für S (i) und S (i *) Spezifikation zu Ho S(i) S(i) S(i) S(i) I-Wert 1.96* 2.05* 1.96* 0.14 Spezifikation zu Ho S(i*) S(i*) S(i*) S(i*) Freiheitsgrade der (-Statistik: VMI 72, VM3 73, VZb 72, VZx 74. Anmerkung: Das Modell für VZ mit Niveautermen liefert: S(i) 2,35*, S(i*) 1,0. I-Wert 1.13 1.22 1.47 0.10 Damit beenden wir den Prozeß der Modellbildung. Die allgemeinen Eigenschaften der ausgewählten Spezifikationen sind in Tabelle 3 aufgeführt, während ihre konkreten Strukturen in Tabelle 6 angegeben werden. Die Zahl der Parameter beträgt nun noch zwischen acht und zehn. Die angegebenen Differenzen des Informationskriteriums BIC zwischen den allgemeinen und den ausgewählten Spezifikationen zeigen einen deutlichen Informationsgewinn durch die im Verlauf der Modellbildung eingeführten Restriktionen an. Alle vier Modelle entsprechen den Forderungen nach normalverteilten und seriell unkorrelierten Residuen. Wenn wir die in Tabelle 6 ausgewiesenen empirischen Modelle mit der durch Gleichung (3.1) bzw. (3.3) festgelegten ökonomischen Hypothese vergleichen, dann zeigt sich, daß die signifikanten Parameterschätzungen für die Zinssätze und die Inflationsrate die theoretisch festgelegten Vorzeichen aufweisen. Die reale Geldnachfrage (3.1) hängt negativ von diesen Opportunitätskostensätzen ab und die Umlaufgeschwindigkeit (3.3) dementsprechend positiv. Wie theoretisch zu erwarten ist, reagiert V M 1 stärker auf Zinsbewegungen als V M3 oder VZb. Unsere Schätzergebnisse der kurzfristigen Dynamik der Reaktion der Umlaufgeschwindigkeit auf Änderungen des Realeinkommens unterscheiden sich erheblich von denen früherer Studien. Die ökonomische Hypothese (3.3) läßt erwarten, daß die zeitgleiche Reaktion der Umlaufgeschwindigkeit auf Realein- Um die Nullhypothese Ho: Yj = 0, J = I, ... , m, zu testen, werden die geschätzten quadrierten Residuen auf eine Konstante sowie auf verzögerte Werte regressiert, wobei hier m = 4 gewählt wurde. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Abhängige Variable LlLI 4 VMI LlLI 4 VM3 LlLI 4 VZb LlLI 4 VZ Tabelle 6 Gewählte Spezifikationen der Umlaufgeschwindigkeiten (t-Werte in Klammern) Regressoren LlLI 4 Y' LlLI 41t LLlLl4i 0,87 (1-0,76 L+0,37 L4) 0,16 0,64 (1 + L2) (13,0) (6,5) (3,2) (2,0) (2,2) (3,5) 0,94 (1-0,45 L-0,20 L3 +0,40 L4) 0,16 0,71 L2 (20,3) (9,7) (2,0) (3,8) (3,1) (4,0) 0,94 (1-0,45 L-0,27 L3+O,42 L4) 0,19 0,62 L2 (23,2) (11,3) (2,8) (4,4) (4,1) (3,9) 1,0-0,39 L+0,22 L4 0,16 0,33 (e + 1,24 L3) (22,6) (3,3) (2,0) (3,0) (1,7) (2,0) LlLI 4 i* 0,46 (1 + 1,17 L2) (2,0) (2,2) 0,36 (2,2) 0,31 (+0,76 L) (2,0) (1,5) LL1 4 V 0,30 L-0,22 L4 (3,3) (2,7) 0,22 L3 -O,30 L4 (2,4) (3,3) 0,28 e-0,31 L4 (3,2) (3,5) 0,28 L - 0,28 U (2,6) (2,8) Notation: LLlLl4x =LlLl4xt -!, L2 LlLI 4x =LlLl4xt -2 usw. Die Zinsterme sind orthogonalisiert, um Interkorrelation auszuschließen. Nachrichtlich: Eine Schätzung für LlLI 4 VZ unter Berücksichtigung von Niveauterminen ergibt: (1-0,38 L4) LILI VZ = LlLI 4 [(1,0 -0,39 L+0,35 L4) y+0,36 p+0,55 L3 i+0,37i*]+0,01 L lO [1,7 y-0,29 VZ -0,24 i] (3,7) (21,6) (9,1) (3,1) (1,8) (3,1) (2,3) (3,1) (2,6) (2,8) ;l (1) o a ~ (1) s:: ::l 0- (1) 3 '9. ::1. ~ C) .... s:: ::l 0- j;;" ~ ::l < o ::l ~ s: 3 g ~ S. (1) Ö ::l 00 -.J OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 94 Manfred J. M. Neumann und Jürgen von Hagen Daher kommt es darauf an, Elastizitäten der Geldnachfrage bzw. der Umlaufgeschwindigkeit zu bestimmen, die diesen Planungshorizont explizit berücksichtigen. Wir bezeichnen solche Elastizitäten als Prognoseelastizitäten. Für einen vorgegebenen Planungshorizont und gegebene Prognosen der Regressoren lassen sich aus den Modellen der Tabelle 5 bedingte Prognosen des Niveaus wie auch der Jahreswachstumsraten der Umlaufgeschwindigkeiten berechnen. Die Berechnung für einen Prognosehorizont von vier Quartalen läßt sich anhand des folgenden vereinfachten Modells demonstrieren: (3.32) Durch Auflösen von (3.32) nach der Jahresänderungsrate L1 4 P; können wir für die zu erwartende Änderungsrate im folgenden Jahr, L1 4 Vr~4' die Prognosegleichung errechnen. Dabei hängt Kt nur von bereits bekannten Realisationen der Regressoren der Umlaufgeschwindigkeit ab und beschreibt die Anfangsbedingungen 46 • Anhand von (3.33) läßt sich die zu erwartende Änderungsrate der Umlaufgeschwindigkeit für gegebene Prognosen der Determinanten, L1 4 xf+ i mit i = 1, ... ,4, berechnen. Um die hier interessierenden Prognoseelastizitäten zu erhalten, sind alle Terme der Prognosegleichung (3.33) mit Ausnahme von Kt zu berücksichtigen. Beispielsweise erhalten wir die Prognoseelastizität der Umlaufgeschwindigkeit in bezug auf das Realeinkommen y, indem wir für L1 4 xf+i die Werte L1 4 Yf+i einsetzen und dabei L1 4 Yf+i = L1 4 Y für i = 1, ... ,4 berücksichtigen. Die Prognoseelastizität drückt dann aus, welche Änderungsrate der Umlaufgeschwindigkeit für das durchschnittlich erwartete Wachstum des Realeinkommens zu erwarten ist. Der über vier Quartale kumulierte Effekt ergibt die Elastizität: (3.34) Die entsprechende Prognoseelastizität der realen Geldnachfrage lautet dann wegen (3.3)47: (3.35) Die errechneten Prognoseelastizitäten der Geldnachfrage in bezug auf Realeinkommen, Zinssätze und Inflationsrate werden in der Tabelle 9 ausgewie- 4(j Und zwar gilt: K, = ,14 V, + y(1 + y)(1 + yZ)(,1 4 V, -,14 V,-I) + y3 IXz ,1 4 x, - (1 + y)(1 + yZ)(1X 1 ,1 4 x, + IX z ,1 4x,_ d. 47 Für die Prognoseelastizitäten in bezug auf die Opportunitätskosten h = i*, i und 1t gilt der Zusammenhang: OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Theoretische und empirische Grundlagen von Geldmengenzielen 95 sen. Die Elastizitäten in bezug auf die Inflationsrate unterscheiden sich nicht zwischen den Aggregaten. Die absoluten Zinselastizitäten dagegen sind erwartungsgemäß erheblich größer im Falle der eng abgegrenzten Geldmenge MI' da dieses Aggregat im Unterschied zur Geldmenge M 3 oder der Zentralbankgeldmenge keine Aktiva enthält, die verzinst werden. Ein entsprechend deutlicher Unterschied ergibt sich auch bei den Prognoseelastizitäten in bezug auf das Realeinkommen. Die höhere Realeinkommenselastizität der Nachfrage nach MI zeigt an, daß bei diesem empirischen Aggregat neben Effekte permanenten Einkommens auch Transaktionskasseneffekte treten. Die für das von der Bundesbank präferierte Aggregat Zerrechneten Prognoseelastizitäten unterscheiden sich deutlich. Aber auf diese Ergebnisse ist kein Verlaß, weil die ihnen zugrundeliegende Funktion der Umlaufgeschwindigkeit VZ nicht empirisch identifiziert werden konnte; vgl. den LM-Test in Tabelle 3. Die Unterschiede in den Prognoseelastizitäten für die Nachfrage nach MI auf der einen und die Nachfrage nach M 3 oder Zb auf der anderen Seite haben Konsequenzen für die Formulierung der Geldpolitik. Da die Elastizitäten in bezug auf MI numerisch größer sind, schlagen Prognosefehler der Bundesbank in bezug auf Realeinkommens- und Zinsentwicklung stärker zu Buche, wenn MI als Zwischenzielaggregat der Geldpolitik gewählt wird statt M 3 oder Zb. Sofern die Prognosefehler der Bundesbank regelmäßig negativ korreliert sind, also das Realeinkommen zu hoch (zu niedrig) und das Zinsniveau zu niedrig (zu hoch) prognostiziert wird, implizieren unsere empirischen Ergebnisse eindeutig, daß Geldmengenziele besser für die weit gefaßte Geldmenge M 3 oder die von uns definierte, bereinigte Zentralbankgeldmenge Zb formuliert werden sollten statt für MI' Wenn die Prognosefehler der Bundesbank andererseits positiv korreliert sind, dann läßt sich ohne eine genauere Kenntnis dieser Fehlerstruktur nicht folgern~ welches monetäre Aggregat sich besser als Zielaggregat eignet. Die hier getroffenen Aussagen folgen aus der empirischen Analyse des Geldnachfrageaspekts. Zu klären bleibt der Grad der Kontrollierbarkeit der verschiedenen Aggregate. IV. Die Steuerung des Geldangebots Geldmengen, wie wir sie bisher als potentielle Zwischenzielvariable betrachtet haben, sind Aggregate von Aktiva zweierlei Art: Geld, das von der Bundesbank unmittelbar geschaffen wird und Verbindlichkeiten des Geschäftsbankensektors. Diese definitorische Eigenart von Geldmengen hat zur Konsequenz, daß die Bundesbank selbst das Geldangebot nicht unmittelbar steuern kann. Die Bundesbank verfügt vielmehr über einen Vektor von Instrumenten, den sie zur Steuerung ihres Zwischenziels einsetzen kann. Darüber hinaus erlegt diese Eigenschaft von Geldmengen -zusammen mit den institutionellen Gegebenheiten des Banksektors -dem Verfahren der Geldmengenkontrolle eine wichtige Informationsrestriktion auf: Die Bundesbank kann ihr Zwischenziel im OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 96 Manfred J. M. Neumann und Jürgen von Hagen Tabelle 9 Prognoseelastizitäten der Geldnachfrage über 4 Quartale Prognoseelastizität in bezug auf von y i* 11: p MI 0,69 -0,13 -0,11 -0,009 M3 0,46 -0,06 -0,04 -0,008 Zb 0,48 -0,05 -0,05 -0,009 Z 0,15 -0,03 0,00 -0,009 Die geschätzten Semielastizitäten aus Tabelle 5 zu i, i* und p wurden mit Hilfe der Mittelwerte der Untersuchungsperiode von 1=7,7%, 1*=8,03 % und 11:=3,9 % p. a. in Elastizitäten umgerechnet. Prozeß seiner Steuerung nicht ständig beobachten. Eine Geldmenge kann nur mit zeitlicher Verzögerung und nur an diskreten Zeitpunkten beobachtet werden. Aufgrund dieser Restriktion muß die Zentralbank den täglichen Einsatz ihrer Instrumente planen und ausführen, ohne die aktuelle Realisierung ihres Zwischenziels zu kennen. Die Reaktion der gewählten Geldmenge auf ihre Instrumente und Abweichungen von einem gegebenen Zielwert erfährt die Bundesbank erst nach einiger Zeit. Eine optimale Planung ihres Verhaltens erfordert daher eine Prognose seiner Effekte auf das Geldangebot. In diesem Abschnitt präsentieren wir ein Modell der Geldmengensteuerung, das nach unserer Auffassung das von der Bundesbank angewendete Verfahren der "Steuerung der Geldmenge über den Geldmarkt"48 in seinen wichtigen Eigenschaften charakterisiert. Nach seiner theoretischen Darstellung in Abschnitt IV.l wird in IV.2 eine empirische Evaluierung der Kontrolle verschiedener Aggregate vorgenommen. 1. Ein Multiplikatormodell des Steuerungsansatzes der Bundesbank Wir betrachten das Geldangebot im Rahmen der von Karl Brunner und Allan H. Meltzer entwickelten nichtlinearen Angebotshypothese. Die Geldmenge wird logarithmisch zerlegt in den Multiplikator und die Basis (4.1) M,=m,+B, Im Rahmen des Problems der Geldmengensteuerung liefert (4.1) eine interessante Zerlegung des Geldangebotsprozesses : Aus der Sicht der Zentralbank wird er geteilt in zwei Variablen unterschiedlicher Informationsqualität. Die Basis, als Aggregat ihrer monetären Verbindlichkeiten gegenüber Geschäftsbanken und privaten Nichtbanken, kann ständig von der Zentralbank beobachtet werden. Der Multiplikator vereinigt dagegen alle nicht laufend beobachteten Elemente des Geldangebotsprozesses. 48 BBK (1983) pp. 93 sq., Dudler (1983a) pp.20sqq. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Theoretische und empirische Grundlagen von Geldmengenzielen 97 Im Zentrum des Brunner-Meltzer-Modells steht der Mechanismus der relativen Preise, der die Komponenten des Multiplikators und damit den Multiplikator selbst erklärt. Die Komponenten sind partielle Gleichgewichtswerte, die in der simultanen Optimierung der Portfolios von Banken und Nichtbanken bestimmt werden. Sie sind abhängig von den relativen Kosten und Erträgen der verschiedenen Aktiva. Jede Maßnahme der Zentralbank, die die relativen Kosten der Reservehaltung der Geschäftsbanken oder ihrer Refinanzierung bei ihr verändert, hat daher eine Auswirkung auf die Komponenten des Multiplikators und verursacht eine Veränderung des Multiplikators 49 . Die Geldbasis besteht von der Entstehung her gesehen in der Bundesrepublik zu dem weitaus größten Teil aus Währungsreserven und Refinanzierungskrediten an Geschäftsbanken. Sie machten im letzten Quartal 1984 zusammen 87% aller Aktiva der Bundesbank aus. Seit 1974 und besonders ab 1978 hat die Bundesbank eine ganze Reihe neuer Instrumente eingeführt, die ihr eine größere Flexibilität in der Handhabung der Währungsreserven und der Refinanzierung für die Steuerung der Geldmenge verschaffen sollen 50. Die traditionellen Offenmarktinstrumente, der Handel mit Mobilitäts- und Liquiditätspapieren, hat gegenüber diesen Instrumenten heute geringe Bedeutung. Ende 1984 betrug das maximal verfügbare Volumen solcher Papiere von 16,5 Mrd. DM nur noch 8% der gesamten Aktiva der Bundesbank. Ein Charakteristikum der Gestaltung der Geldpolitik in der Bundesrepublik ist, daß die Instrumente der Bundesbank zur Geldmengensteuerung überwiegend den Charakter von Preis größen besitzen. Der gemeinsame Ansatzpunkt ihrer Wirkung auf das Geldangebot liegt in dem Niveau der Opportunitätskosten der Haltung und Beschaffung von Zentralbankgeld für die Geschäftsbanken 51 • In fast allen relevanten Geschäften fixiert die Bundesbank die Konditionen mittels ihrer Instrumente und akzeptiert die von den Geschäftsbanken nachgefragten Mengen. Diese Beobachtung läßt sich wie folgt interpretieren. Als monopolistischer Anbieter von Zentralbankgeld setzt die Bundesbank den Angebotspreis, während die Menge endogen bestimmt wird 52. Diese Interpretation führt zu der folgenden -stark verkürzten -Geldangebotsfunktion (4.2) M, = m,(VI" E,) + B,(VI" E,) worin VI, der Vektor aller Instrumente der Bundesbank ist und 5, ein vektorwertiger Zufallsprozeß, der alle verbleibenden Einflüsse auf den Geldangebotsprozeß zusammenfaßt. Gleichung (4.2) zeigt, daß die Bundesbank aufgrund der Eigenarten ihrer Instrumente stets zwei Effekte bei ihrem Einsatz berücksichtigen muß: Einen Effekt auf die Basis, der auf dem Verhalten der 49 Vgl. Brunner (1973 a), (1973 b). 50 Eine ausführliche Darstellung findet man in Bundesbank (1983) und Jarchow (1983). 51 Vgl. von Hagen (1985a). 52 Eine ähnliche Interpretation findet sich bei Siebke (1972). 7 Gutowski OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 98 Manfred J. M. Neumann und Jürgen von Hagen Geschäftsbanken in der Zentralbankgeldschöpfung beruht, und einen Multiplikatoreffekt, der die Anpassung der Portfolios von Banken und Nichtbanken an einen geänderten relativen Angebotspreis für Zentralbankgeld reflektiert 53. Im Rahmen der Gleichung (4.2) erfordert die Geldmengensteuerung die Wahl von V I, derart, daß das erwartete und das gewünschte Geldangebot übereinstimmen. Dafür muß die Zentralbank die Wirkung jedes einzelnen Instrumentes auf den Multiplikator und die Basis kennen, um eine Steuerungsregel entwickeln zu können. Aufgrund der Vielzahl und der Verschiedenartigkeit ihrer Instrumente wäre die Entwicklung eines dafür geeigneten empirischen Modells jedoch äußerst schwierig. Eine Alternative liegt darin, eine empirisch beobachtbare Variable zu finden, die alle Angebotspreiseffekte der Instrumente der Bundesbank skalar abbildet und daher stellvertretend für VI, in (4.2) eingesetzt werden kann. Eine geeignete Variable bildet aufgrund der engen mikroökonomischen Substitutionsbeziehungen zwischen Anlagen und Refinanzierung bei der Bundesbank und am Interbankenmarkt der Zinssatz für Tagesgeld am Interbankenmarkt, iG ,54. Damit läßt sich die Geldangebotsgleichung wie folgt schreiben: (4.3) a) M, = m,(iG" E,) + B,(iG" E,) b) iG,=iG,(VI"E" ... ). Mit dieser Schreibweise läßt sich die Konstruktion eines empirischen Geldangebotsmodells für die Geldmengensteuerung drastisch vereinfachen. In der modifizierten Geldangebotsgleichung erfassen wir die direkte Wirkung der Instrumente VI, in einer Variablen, die gegenüber dem Geldangebot eine andere und für Kontrollzwecke deutlich günstigere Informationsqualität hat: Der Tagesgeldzins ist für die Zentralbank ständig be obacht bar. Die Effekte ihres Instrumenteneinsatzes sind daher unmittelbar feststellbar, so daß iG, mit Hilfe eines trial-and-error Verfahrens gesteuert werden könnte. Diese Eigenschaft nutzen wir nun aus, indem wir die Geldmengensteuerung zweistufig formulieren. Im ersten Schritt lautet die Aufgabe: (4.4) berechne i~,: E(m,(i~" E,) + B,(i~" E,)) = M~ Damit wird für eine Kontrollperiode (t) von einem Monat ein Tagesgeldzinsziel aus dem Geldmengenziel M: abgeleitet. Im Verlauf des Monats verhält sich die Zentralbank nach der Regel (4.5) 53 Darüber hinaus führt die Interdependenz von Geld- und Kreditmärkten zu weiteren, indirekten Wirkungen einer Änderung von VI. V gl. Brunner (1973 b). 54 Vgl. von Hagen (1985a), (1985b). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Theoretische und empirische Grundlagen von Geldmengenzielen 99 Der tägliche Einsatz der Instrumente V It vollzieht sich also nun in Ausrichtung an dem Tagesgeldzins. Innerhalb des Monats, wenn Mt bzw. rn t unbeobachtbar sind, ersetzt die Steuerung von i Gt die Steuerung des Zwischenziels Mt. Der Tagesgeldzins übernimmt hier die Funktion eines Operationsziels 55 • Aufgrund der informatorischen Separation des Geldangebots in Multiplikator und Basis erfordert die Implementation des geschilderten Steuerungsverfahrens ein empirisches Multiplikatormodell, das die Prognose des Multiplikators in Abhängigkeit von dem Operationsziel i Gt erlaubt. Die Basis andererseits ist ständig beobachtbar und daher benötigen wir für sie kein eigenes empirisches Prognosemodell 56 • Der folgende Abschnitt befaßt sich mit dem Problem der Multiplikatorprognose. 2. Multiplikatormodelle für die Bundesrepublik Anders als bei der Analyse der Geldnachfrage geht es in diesem Abschnitt nicht um die strukturelle Form eines empirischen Modells und ihre Stabilität, sondern um die Entwicklung von Prognosemodellen, die für die Geldmengensteuerung verwendbar sind. Ziel der Modellierung ist es, den Multiplikator in Abhängigkeit von den Politikinstrumenten für jeweils eine Kontrollperiode möglichst exakt vorherzusagen, um auf diese Weise zu Regeln für den Einsatz der Instrumente zu gelangen. Für derartige Aufgaben haben sich die Techniken der Zeitreihenanalyse besonders gut bewährt 57. Diesem methodischen Ansatz werden wir in diesem Abschnitt folgen. Zeitreihenanalytische Modelle für Geldmultiplikatoren in der Bundesrepublik sind bisher in zwei Arbeiten 58 vorgestellt worden: Willms (1978) sowie Fratianni und Nabli (1979). Willms konstruiert univariate autoregressive - moving average -(ARMA) Modelle59 für einen M 1- und einen M 3- 55 Die Bundesbank spricht nicht von Tagesgeldzins, sondern von den "Geldmarktbedingungen" als Operationsziel. Vgl.Dudler (1983) pp. 20sqq. 56 Die naheliegende Alternative zur Wahl des Tagesgeldzinses als Operationsziel ist die Wahl der Basis. Ein darauf gestütztes Verfahren wird in von Hagen (1985b) diskutiert. Der relative Vorzug des einen oder anderen Operationsziels hängt von der Informations- und stochastischen Struktur des Geldangebotsprozesses ab und ist nur empirisch zu bestimmen. 57 Es läßt sich einfach zeigen, daß zeitreihenanalytische Modelle eine Interpretation als finale Formen dynamischer simultaner Gleichungssysteme haben (vgl. Zellner und Palrn (1974)). Zeitreihenmodelle sind insofern nicht, wie oft behauptet, naive oder theoriefremde Modelle. 58 Die Arbeit von Alexander und Loef (1976) beschäftigt sich ebenfalls mit der Multiplikatorprognose, ihr methodischer Ansatz ist jedoch völlig anders als der zeitreihenanalytische. Wir gehen daher auf sie nicht ein. Ein Überblick über die amerikanische Literatur findet sich in von Hagen (1985b). 59 Die allgemeine Form eines univariaten ARMA-Modells lautet: O(L) y, = 4>(L) e" worin 00 und 4>0 Polynome in L sind, die keine Wurzeln auf dem und außerhalb des Einheitskreises haben, y, stationär und e, weißes Rauschen ist. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 100 Manfred J. M. Neumann und Jürgen von Hagen Multiplikator. Er findet einen Standard-Prognosefehler von 3,7% (M 1) und 0,6% (M 3) und einen mittleren absoluten Fehler von 1,8% (M d und 0,7% (M 3) für monatliche Prognosen im Zeitraum 1975,1-1977,5. Fratianni und Nabli präsentieren zunächst univariate moving average Modelle für vierteljährliche Prognosen von Multiplikatoren zu M 1 (1958 - 75) und M 3 (1963 - 75). Diese Modelle führen zu Standardprognosefehlern von 5,6% (M 1) bzw. 4,7% (M 3) und mittleren absoluten Fehlern von 4,5% (M 1) bzw. 3,7% (M 3)' Im zweiten Schritt erweitern sie die Modelle um einen Transferfunktionsteil 60 mit der Geldbasis als Input. Dadurch wird der Standardfehler auf 2,0% (M 1) bzw. 0,3 % (M 3) gesenkt, der mittlere absolute Fehler auf 1,6% (M 1) bzw. 0,6% (M 3)' Beide Arbeiten sind stark geprägt durch die amerikanische Literatur zur Geldmengensteuerung: So wird stillschweigend angenommen, die Geldbasis sei das Operationsziel in dem Kontrollverfahren der Bundesbank. Der Steuerungsverlauf, der in diesen Studien unterstellt wird, beginnt mit der Multiplikatorprognose, aus der unter Berücksichtigung des Geldmengenziels ein Geldbasisziel für den Monat oder das Quartal abgeleitet wird. Dieses Ziel ist dann während des Monats genau einzuhalten. In diesem Punkt weicht jedoch das Verfahren von dem tatsächlichen Steuerungsansatz der Bundesbank deutlich ab: Die Bundesbank betont gerade, daß ihre Verwendung von Preisinstrumenten zur Geldmengenkontrolle durch die Unmöglichkeit genauer quantitativer Geldbasiskontrolle begründet ist 61 • Die Verwendung univariater Prognosemodelle bedeutet, daß der Instrumenteneinsatz der Bundesbank keine Berücksichtigung in der Prognose findet. Die so erstellten Prognosen sind daher notwendigerweise ineffizient und vermutlich sogar verzerrt 62 • Die Prognosemodelle, die wir im folgenden konstruieren, sind vom Typ der Transferfunktionsmodelle. Sie verwenden den Tagesgeldzins als Inputvariable. Sie liefert eine skalare, summarische Abbildung der Angebotspreisgestaltung der Bundesbank und damit ihres Instrumenteinsatzes. Wir betrachten die Steuerung von drei Aggregaten: M 1, M 3 und Zb, die modifizierte Zentralbankgeldmenge in monatlicher Periodisierung: Die Zentralbankgeldmenge Z der Bundesbank wird nicht mehr verwendet, da bei Monatsdaten die zeitliche Inkonsistenz ihrer Definition sehr stark ins Gewicht fällt und die ökonomische Interpretation des entsprechenden Multiplikators fragwürdig wird. Als Geldbasis verwenden wir die erweiterte Basis, die von der Verwendungsseite als 60 In Transferfunktionsmodellen erscheint zusätzlich zu dem Modell unter (Fn 59) eine (oder mehrere) Inputvariable: lI(L) YI = 1p(L) XI + 4J(L) el 61 V gl. dazu die Diskussion in von Hagen (1985 a). Dort wird gezeigt, daß auch unter den Bedingungen des deutschen Mindestreservesystems eine exakte Geldbasissteuerung möglich ist. 62 Vgl. auch Levin (1973). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Theoretische und empirische Grundlagen von Geldmengenzielen 101 (4.6) B~ = B, + LIBRES, mit k (4.7) LIBRES, = - L L LJrrj"E j,,_, t=O j= 1 definiert ist. B bezeichnet die einfache Basis -Bargeldumlaufplus Einlagen der Geschäftsbanken bei der Bundesbank -, Ej die verschiedenen Typen von Bankeinlagen und rr j die zugehörigen Mindestreservesätze. Die Multiplikatoren zu Mt, M3 und Zb seien logarithmisch m1, m3 und mzb benannt. Tabelle 10 Einheitswurzeltests Variable 4>1 Q(18) 4>2 ml 3,53 8,30 2,52 m3 4,65 14,84 3,17 mzb 5,79* 12,85 2,64 Trendtest 4> 1: 3 zu 103 Freiheitsgrade Saitontest 4>2: 16 zu 65 Freiheitsgrade Autokorrelation von LI LI 12 m Q(l8) r1 r 12 16,69 -0,21 -0,23 11,00 -0,10 -0,25 12,00 -0,40 -0,21 Wir verwenden für die empirische ModelIierung Daten von 1973,12-1984,12. Die Analyse beginnt auch hier mit der Identifikation einer adäquaten Transformation zur Erzielung von Mittelwertstationarität. Die Testergebnisse und Charakteristika der Daten sind in Tabelle 10 angegeben. Auch bei den Multiplikatoren erweist sich das stochastische Trend- und Saisonmodell als angemessen. Wir verwenden dementsprechend im folgenden alle Daten in ersten und zwölften Differenzen, so daß die Netto-Schätzperiode die Monate 1975,1- 1984,12 umfaßt, also mit dem geldpolitischen Regimewechsel zur Geldmengensteuerung mit angekündigten Jahreszielen beginnt. Das Grundmodell unseres Ansatzes lautet damit (4.8) O(L) (1- L) (1- L 12 ) mj, = 1p(L) (1- L) (1- a2) iG, + 4>(L) e, e, - N(O, (J2);j = 1, 3, zb Tabelle 11 gibt einige Charakteristika der Modelle an 63• Bei der empirischen Analyse erwies sich eine Unterteilung der Gesamtperiode in zwei Teilperioden, 1975,1-1977,12 und 1978,1-1984,12 als angebracht. Diese Unterteilung und die damit verbundene Reparameterisierung der Modelle für m1 und m3 dient v.a. der Sicherung normal verteilter und seriell unkorrelierter Residuen. 63 Eine effiziente Anwendung des Prognoseverfahrens beinhaltet die periodenweise Nachschätzung der Modellparameter. Wir verzichten daher auf die Angabe von Parameterwerten. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 102 Manfred J. M. Neumann und Jürgen von Hagen Tabelle 11 Multiplikatormodellea) ml m3 mzb 11 11 II AR-Termb) (1) (1,2) (1,2) MA-Termb) (1) (1) Transferfunktionb) 0/(4) 0/(1) 0/(4) 0/(2) 0/(3) 0/(3) Standardabweichung (%) 1,38 1,10 0,55 0,54 0,69 0,65 Box-Pierce Q (18) 17,7 8,0 26,9 19,6 24,0 21,5 BIC -307 -749 -363 -870 -347 -833 Test auf Normalverbindung der ResiduenC) 0,96 0,07 0,96 0,06 0,96 0,05 Test auf Konstanz der Residuenvarianz 5,8 0,24 1,8 0,83 2,45 2,3 Test auf Varianz des Parameters für i GT 0,6 0,6 0,01 0,27 2,6 0,3 a) Periode I: 197312 -77,12; I1: 1976,12 -84,12. b) (x) bedeutet: (1- a LX), O/(y) bedeutet: (1- ß Ur! in den entsprechenden Termen der Gleichung (4.8). C) Für Periode I: Test von Shapiro und Wilk (1965). Für Periode I1: Test von Stephens (1974). Für die übrigen Tests vgl. Tabelle 3. d) Teststatistik ist t (3) verteilt unter der Nullhypothese. e) Teststatistik ist t (1) verteilt unter der Nullhypothese. Die Standardabweichung ist bei den Modellen für m1 mit 1,3% bzw. 1,1 % deutlich größer als bei den beiden alternativen Aggregaten. Die höchste Prognosegenauigkeit erreicht das Modell für m3 mit einem Standardfehler von 0,55%. Bei allen Modellen wurde die Hypothese autoregressiver bedingter Varianzen auf die zuvor beschriebene Art getestet und verworfen. Die im Kontext unseres Kontrollproblems besonders relevante Frage nach stochastischer Variation des Wirkungsparameters des Operationsziels iGt wurde ebenfalls mit dem bereits bekannten Lagrange-Multiplikatortest geprüft. Die Nullhypothese nichtstochastischer Parameter kann in keinem Fall verworfen werden. Damit ist eine zentrale Bedingung der Anwendbarkeit des Sicherheitsäquivalenzprinzips in der Geldmengensteuerung gesichert. Insgesamt erscheinen die Modelle somit zufriedenstellend. Im folgenden Abschnitt werden wir ihre Prognosequalität anhand von Simulationen der Geldmengensteuerung überprüfen. V. Simulationen der Geldmengensteuerung 1980-1984 Die folgenden Simulationen der Geldmengensteuerung beruhen auf der - unrealistischen -Annahme, die Bundesbank verfolge als einziges geldpolitisches Ziel ein Geldmengenziel. Ihre Zielsetzung ist als ein Zielpfad für jeweils ein OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Theoretische und empirische Grundlagen von Geldmengenzielen 103 Jahr vorgegeben. Das Steuerungsverfahren zur Einhaltung des Geldmengenziels wird folgendermaßen angenommen: Zu Beginn eines Monats errechnet die Bundesbank aus bedingten Prognosen für die Geldbasis und den Multiplikator einen Zielwert für ihr Operationsziel, den Tagesgeldzins, der mit dem Geldmengenziel kompatibel ist. Dieser Zielwert für iG wird zunächst realisiert. Im Monatsverlauf beobachtet die Zentralbank nun die Entwicklung der Basis und prüft, ob sie mit der prognostizierten und angestrebten Entwicklung der Geldmenge vereinbar ist. Dies impliziert insbesondere die Nutzung der neu eintreffenden Information für die Verbesserung der Multiplikatorprognose. Sofern auf grund der neuen Information ein Kontrollfehler zu erwarten ist, wird das Zinsziel für iGt entsprechend korrigiert. Die Basis erhält somit die Funktion einer Informationsvariablen im Steuerungsprozeß. Dieses angenommene Verfahren kann hier mangels ausreichender Daten nicht vollständig simuliert werden. Wenn wir jedoch annehmen, daß die Bundesbank in dem Verfahren ihre Instrumente flexibel genug einsetzt, um den Kontrollfehler für die Basis zu eliminieren oder vernachlässigbar klein zu halten 64 , dann ist der Prognosefehler für den Multiplikator die wesentliche Kontrollfehlerquelle. In diesem Fall stellt der geschätzte Standardfehler von ex ante Multiplikatorprognosen unter Verwendung des jeweils aktuellen Tagesgeldzinses eine untere Grenze für die mit dem geschilderten Verfahren erreichbare Prognose- und Kontrollgenauigkeit her. Er liefert nur eine untere Grenze, weil wir nicht wissen, ob die Bundesbank tatsächlich alle in ihrer Informationsvariablen enthaltene Information nutzt und durch Korrekturen ihres Zinsziels in den Tagesgeldzins weitergibt. Aufgrund dieser Annahmen über die Durchführung der Geldmengenkontrolle betrachten wir in den folgenden Simulationen ex ante Ein-Monats-Prognosen für den Multiplikator mit Hilfe der zuvor entwickelten Modelle im Hinblick auf die resultierenden Kontrollfehlereigenschaften. Die wichtigsten Ergebnisse sind in Tabelle 12 angegeben. Die Standardfehler liegen nur geringfügig über den Fehlern der ex post Prognosen. Die mittleren absoluten Fehler sind für alle drei Zielaggregrate deutlich kleiner als ein Prozent, der maximale mittlere absolute Fehler beträgt 0,88% für Mt, der minimale Fehler 0,48% für M3• Im Vergleich mit den Prognoseergebnissen von Willms (1978) schneiden unsere Ergebnisse für Mt und M 3 deutlich besser ab. Um die Vergleichbarkeit mit den Resultaten von Fratianni und Nabli herzustellen, sind die Standardfehler aus Tabelle 12 in Vierteljahresstandardfehler umzurechnen. Sie betragen dann 0,65% für Mt und 0,28 % für M 3 und liegen damit erheblich unter den Standardfehlern, die diese Autoren ausweisen. Alle Fehlerprozesse der Simulationen bestehen die Tests auf Normalverteilung und serielle Unkorreliertheit. 64 Diese Annahme setzt im wesentlichen voraus, daß die Minimierung der Varianz des Tagesgeldzinses nicht zu einem Nebenziel der Geldpolitik wird. Vgl. von Hagen (1985a). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 110 Manfred J. M. Neumann und Jürgen von Hagen Hendry, D. F. (1980): Predictive Failure and Econometric Modelling in Macroeconomics: The Transactions Demand for Money; in: Paul Ormerod (ed.): Modelling the Economy, London, S. 217 -242. Hendry, D. F. und 1. F. Richard (1982): On the Formulation of Empirical Models in Dynamic Econometrics; in: Journal of Econometrics 20, S. 3-34. Hendry, D. F., A. R. Pagan und J. D. Sargan (1983): Dynamic Specification, in: Grilliches, Z. und M.D. Intrilligator (eds.); Handbook of Econometrics 2, Amsterdam. Heri, E. W. (1985): The Shortrun Demand for Money in Germany: Some Caveats for Empirical Work; in: WWA 121, S. 524-540. Jarchow, H. J. (1983): Geldtheorie und Geldpolitik II, Göttingen. Judd, 1. P. und 1. C. 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AER JASA JMCB JME JPE WWA Abkürzungen American Economic Review Journal of the American Statistical Association Journal of Money, Credit and Banking Journal of Monetary Economics Journal of Political Economy Weltwirtschaftliches Archiv OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Diskussion des Beitrags von M. J. M. Neumann und J. von Hagen. Theoretische und empirische Grundlagen von Geldmengenzielen und ihrer Realisierung Von Werner Gaab, Essen Seit mehr als 15 Jahren besteht eine der Hauptkontroversen bezüglich der Durchführung der Geldpolitik in der Frage, ob die Geldpolitik regelgebunden oder diskretionär erfolgen sollte. Die Literatur zu diesem Thema mit Variationen ist mittlerweile nahezu unüberschaubar. In den 70er Jahren sind die Zentralbanken der wichtigsten westlichen Industrieländer zu einer monetaristisch inspirierten Steuerung der Geldmenge in unterschiedlichster Definition als Zwischenziel der Geldpolitik übergegangen. Diese Politik ist in den letzten Jahren jedoch -vor allem in den USA, aber auch hierzulande -einer zunehmenden Kritik ausgesetzt, weil ihre theoretische Basis und ihre Ergebnisse z. T. als unbefriedigend empfunden werden. Seitens der Befürworter einer Geldmengensteuerung wird darauf hingewiesen, daß die Zentralbanken diese Politik nicht adäquat und konsequent verfolgt, sondern nach wie vor eine diskretionäre Geldpolitik unter dem Deckmantel der Geldmengensteuerung durchgeführt haben. Kritiker, wie z.B. B. Friedman (1975), J. Tobin (1983) und R. Bryant (1980), haben gegen eine regelgebundene Steuerung der Geldmenge eingewendet, daß diese nicht alle verfügbaren Informationen verwendet und deshalb nicht optimal ist. Das Erreichen von Zwischenzielen -gleichgültig mit welcher Genauigkeit dies geschieht -impliziert nicht, daß damit uno actu auch die letzten Ziele der Wirtschaftspolitik, wie z. B. Preisniveaustabilität und hoher Beschäftigungsstand, erreicht werden. Eine optimale Strategie zur Erreichung der letzten Ziele hängt vielmehr von der Struktur des ökonomischen Systems ab, welche das Verhalten aller am Wirtschaftsprozeß beteiligten Gruppen und die Beziehung zwischen den wirtschaftspolitischen Instrument- und Ziel variablen abbildet und hängt weiterhin von den Prioritäten der wirtschaftspolitischen Instanzen bezüglich der Ziele, d. h. also von deren Verlustfunktion ab, die optimiert werden soll. Die Durchführung der Geldpolitik wird gemäß dieser Ansicht als ein Problem der dynamischen Optimierung angesehen. Dies setzt natürlich voraus, daß die wirtschaftspolitischen Entscheidungsträger über einigermaßen gesicherte empirische Kenntnisse der makroökonomischen Zusammenhänge z. B. in Form eines ökonometrischen Modells verfügen. 8 Gutowski OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 114 Werner Gaab Befürworter einer Geldmengensteuerung bezweifeln jedoch, daß diese Kenntnisse über die ökonomische Struktur mit ausreichender Genauigkeit vorhanden sind. Dabei wird unterstellt, daß die Zentralbank keine gesicherten quantitativen Informationen über die Wirkung ihrer geldpolitischen Maßnahmen, über deren Dosierung, über die damit verbundenen zeitlichen Wirkungsverzögerungen und darüber hat, wie diese die Erwartungen der Privaten beeinflussen. Zur Vermeidung einer Destabilisierung des Wirtschaftsablaufs durch diskretionäre Maßnahmen und zur Verminderung des Risikos von Fehlentscheidungen wird deshalb für eine Verstetigung des Geldmengenwachstums mit einer Bekanntgabe von Geldmengenzielen plädiert. Die Geldmenge fungiert als Zwischengröße. Aufgabe der Zentralbank ist es dann, ihre geldpolitischen Instrumente so einzusetzen, daß das Geldmengenziel auch erreicht wird. Die Effizienz einer derartigen Strategie hängt u. a. von den folgenden Bedingungen ab: (i) Eine notwendige Bedingung für die Verwendung eines monetären Aggregats als ein Zwischenziel der Geldpolitik besteht darin, daß eine enge und prognostizierbare Beziehung zwischen diesem monetären Aggregat und den letzten Zielen der Geldpolitik bzw. der Wirtschaftspolitik besteht. Es stellt sich somit auch die Frage, welches monetäre Aggregat bzw. welche Abgrenzung der Geldmenge dieses Kriterium am besten erfüllt. (ii) Die Stärke der Beziehung zwischen dem Zwischenziel und dem Endzielvektor ist jedoch nur ein Kriterium für die Wahl eines monetären Aggregats. Ein weiteres -ebenso wichtiges -Kriterium besteht darin, daß das betreffende monetäre Aggregat von der Zentralbank mit großer Genauigkeit gesteuert werden kann. Hierbei ergibt sich allerdings häufig eine trade-off-Beziehung zur ersten Bedingung: Je enger die Zwischenzielvariable mit den letzten Zielen korreliert ist, desto schwieriger dürfte häufig die Kontrolle dieses Aggregats durch die Zentralbank sein, da dieses bereits die Verhaltensweisen sehr vieler Wirtschaftssubjekte abbildet. Aufgrund dieser beiden Bedingungen wird klar, daß eine Strategie der Geldmengensteuerung einen zweistufigen Entscheidungsprozeß beinhaltet. Auf der ersten Stufe wird aufgrund der angestrebten letzten Ziele, z. B. Preisniveaustabilität, das Geldmengenziel festgelegt. Auf der zweiten Stufe erfolgt dann die qualitative und quantitative Festlegung der geldpolitischen Instrumente zur Erreichung dieses Geldmengenzieles. Die Bedeutung einer Zwischenziel-Strategie liegt darin begründet, daß die Entscheidung über den Ziel pfad des Zwischenziels unabhängig von den Entscheidungen bezüglich des Einsatzes der geldpolitischen Instrumente erfolgen kann. Dieses setzt jedoch voraus, daß die ökonomische Struktur bezüglich dieser Problemstellung rekursiv ist, da sonst keine Unabhängigkeit der Zielformulierung vom Einsatz der geldpolitischen Instrumente gegeben ist 1. 1 Vgl. hierzu R. Bryant (1980, S.77f.). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Diskussion des Beitrags von M. J. M. Neumann und J. von Hagen 115 Nach diesen etwas allgemeineren Bemerkungen möchte ich mich nun dem Beitrag von Herrn Neumann und Herrn von Hagen direkt zuwenden, in dem einige der zuvor angesprochenen Fragestellungen für die Bundesrepublik Deutschland empirisch untersucht werden. Im Mittelpunkt dieser Arbeit steht vor allem die Frage der Stabilität der Geldnachfragefunktion sowie die Frage der Kontrollierbarkeit des Geldangebots und damit zusammenhängend die Frage, welche Abgrenzung der Geldmenge dieses Kriterium am besten erfüllt. Der Problemkreis bezüglich der Erreichung der letzten Ziele der Geldpolitik wird nicht analysiert. Ich darf vielleicht zunächst anmerken, daß ich bei der Lektüre des Beitrags sehr beeindruckt war von der Vielzahl modernster Schätzverfahren und Tests, welche die beiden Autoren angewendet haben. Außerdem hat mir die empirische Vorgehensweise von der Anlage her gut gefallen und ich glaube, daß die Autoren damit auf dem richtigen Weg sind. Da ich infolge der Kürze der mir vorgegebenen Zeit nicht alle Ergebnisse des umfangreichen Beitrags kommentieren kann, möchte ich mich hier auf einige kritische Anmerkungen beschränken, die mir wichtig erscheinen. Außerdem möchte ich auf eine kritische Analyse der verwendeten Testverfahren weitgehend verzichten, um eine zu technische Diskussion zu vermeiden. Für die Durchführung einer Strategie der Geldmengensteuerung ist die Frage der Stabilität der Geldnachfrage von zentraler Bedeutung. Bisher vorliegende Studien für die Bundesrepublik Deutschland weisen in der Mehrzahl daraufhin, daß 1973/74 mit dem Übergang zu flexiblen Wechselkursen und zu einer Politik der Geldmengensteuerung ein Strukturbruch festgestellt werden kann. Wie bisherige Untersuchungen zum Stabilitätsproblem gezeigt haben, hängt das Testergebnis z. T. von der Spezifikation der jeweiligen Geldnachfragefunktion und dem verwendeten Schätzverfahren ab. Dieses ist nicht verwunderlich, da jeder Test auf Stabilität implizite voraussetzt, daß die zu testende Strukturgleichung nicht fehlspezifiziert ist. Fragen der Spezifikation beziehen sich u. a. vor allem auf (i) die problemadäquate Definition der Variablen, d.h. ob die Definition der beobachteten Variablen mit der theoretischen Konzeption kompatibel ist, (ii) auf die Fehlspezifikation des Modells bezüglich der erklärenden Variablen und (iii) auf die Fehlspezifikation der dynamischen Struktur. Wie die wissenschaftliche Diskussion und die geldpolitische Praxis in den verschiedenen Ländern aufzeigen, ist es offensichtlich sehr schwierig, zunächst einmal zu definieren, was Geld überhaupt ist bzw. welches die problemadäquate Definition der Geldmenge ist, die von der Zentralbank gesteuert werden soll. Die Frage nach der "richtigen" Definition der Geldmenge ist schon für eine geschlossene Volkswirtschaft nicht einfach zu beantworten, gewinnt aber in einer offenen Volkswirtschaft noch zusätzlich an Komplexität, wie der Beitrag von Herrn Issing zu dieser Ausschußsitzung deutlich aufzeigt. Da bei einer 8* OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 116 Werner Gaab Politik der Geldmengensteuerung einer adäquaten Definition der Geldmenge große Bedeutung hinsichtlich der Erreichung der letzten Ziele zukommt, kann sich die Beantwortung dieser Frage nicht einfach darin erschöpfen, dasjenige Aggregat als Geldmenge zu definieren, das sich nach irgendwelchen Kriterien am stabilsten verhält. Bei der Schätzung einer Geldnachfragefunktion bereitet nicht nur die Definition der abhängigen Variable Schwierigkeiten, sondern auch die Definition der Transaktionsvariable. Neumann und von Hagen verwenden in allen Versionen das Volkseinkommen als Transaktionsvariable, eine Größe also, die zu Faktorkosten bewertet ist. Gütertransaktionen werden aber zu Marktpreisen durchgeführt, so daß zumindest für die enge Definition der Geldmenge (M 1) das Bruttosozialprodukt zu Marktpreisen als besser geeignet erscheint. Abgesehen davon beinhalten alle Einkommensdefinitionen aus der Sozialproduktberechnung das Problem, daß diese Größen einerseits nicht alle Transaktionen erfassen, wie z. B. Vorleistungen und Finanztransaktionen und andererseits Transaktionen unterstellen, die überhaupt nicht stattgefunden haben. Es scheint, daß die Autoren bei der Spezifikation der verschiedenen Geldnachfragefunktionen vor allem das Vermögensmotiv in den Vordergrund stellen, worauf die Verwendung des verfügbaren Einkommens und der langfristigen Zinssätze als Alternativkosten der Geldhaltung hinweisen. Es stellt sich bei der Nachfrage nach Bargeld und Giralgeld jedoch die Frage, ob bei dieser wirklich portfoliotheoretische Überlegungen die zentrale Rolle spielen oder ob nicht bei dieser engen Gelddefinition das Transaktionsmotiv dominiert. Außerdem ist darauf hinzuweisen, daß bei einer ModelIierung der Geldnachfragefunktion auf der Grundlage von Portfolioentscheidungen die Schätzung der Geldfragefunktion als Einzelgleichung ohne Betrachtung der entsprechenden Parameterrestriktionen nicht unproblematisch ist2. In den einzelnen Geldnachfragefunktionen erscheint neben der Umlaufrendite festverzinslicher Wertpapiere außerdem die Inflationsrate als erklärende Variable. Bei dieser Spezifikation stellt sich die Frage, ob und inwieweit Inflationserwartungen bereits in der Umlaufrendite enthalten, d.h. beide Variablen multikollinear sind. Sie bedeutet weiterhin implizite, daß der ex ante- Realzinssatz von den Inflationserwartungen abhängig ist. Zur Vermeidung des offensichtlich vorhandenen Simultanitätsproblems wurde in allen Schätzungen der laufende Wert des Inlandszinssatzes mit der Begründung ausgeschlossen, daß Zinseffekte innerhalb des laufenden Quartals durch den Auslandszins erfaßt werden. Diese Aussage ist selbst bei strikter Gültigkeit des Zinssatzparitätentheorems nur dann korrekt, wenn der Swapsatz bzw. die erwartete Wechselkursänderung konstant ist. Außerdem kann davon ausgegangen werden, daß für die beiden in der Studie verwendeten Zinssätze 2 V gl. hierzu W. C. Brainard u. J. Tobin (1968). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Diskussion des Beitrags von M. J. M. Neumann und J. von Hagen 117 zumindest ungesicherte Zinsparität infolge der wahrscheinlichen Existenz einer Risikoprämie nicht erfüllt sein dürfte 3 • Kirchgässner und Wolters (1985) haben in einer empirischen Untersuchung über den internationalen Zinszusammenhang festgestellt, daß in der Periode von 1974 bis 1978 kein Zusammenhang zwischen den langfristigen Zinssätzen in der Bundesrepublik und in den USA gefunden werden kann und daß für die Periode von 1980 bis 1984 die amerikanische Zinsentwicklung zwar einen signifikanll:l1 Einfluß auf die deutsche Zinsentwicklung gehabt hat, ohne diese jedoch zu dominieren, so daß inländischen Faktoren in dieser Periode ein erheblicher Einfluß zugeordnet werden muß. Dieses Ergebnis kann als ein weiterer Hinweis darauf interpretiert werden, daß das Simultanitätsproblem vermutlich durch Inkaufnahme eines dynamischen Spezifikationsfehlers "gelöst" wurde. Bei der Einzeigleichungsschätzung von Nachfragefunktionen besteht allgemein ein Identifikationsproblem, d.h. es muß sicher gestellt sein, daß die geschätzte Funktion auch das Nachfrageverhalten und nicht eine Mischung aus Nachfrage- und Angebotsverhalten beschreibt. Neumann und von Hagen demonstrieren dieses Problem anhand eines Modells für den Geldmarkt unter der Annahme sich langsam an ein neues Gleichgewicht anpassender Güterpreise. Sie stellen fest, daß bei sich unendlich schnell anpassenden Güterpreisen, d. h. wenn der Anpassungskoeffizient 11 in Gleichung (3.18) gleich Eins ist, die Geldnachfragefunktion identifizierbar ist. Aufgrund ihrer modelltheoretischen Überlegungen testen sie die Identifizierbarkeit der Geldnachfragefunktion mit Hilfe eines Lagrange-Multiplikator- Tests, indem sie die Residuen aus der Schätzgleichung für das allgemeine Modell (3.9) mit den Regressoren aus (3.9) und dem verzögerten Preisniveau Pt-l regressieren. Das betreffende Regressionsmodell ist durch Gleichung (3.20) beschrieben. Da das verzögerte Preisniveau in den Regressionen keinen zusätzlichen Erklärungsbeitrag liefert, folgern die Autoren, "daß die Hypothese eines trägen Preisniveaus ... nicht akzeptiert werden muß" und damit Identifizierbarkeit der Geldnachfragefunktion angenommen werden kann. Gegen diese Art der Analyse kann eingewendet werden, daß Neumann und von Hagen nur eine ganz spezifische Form der Preisanpassung testen. Eine allgemeinere Form der Preisanpassung hätte durch Einbeziehung der Regressok ren L Y6JJ LL1 4 P, in GI. (3.9) analysiert werden können, was an und für sich nahe j~ 1 gelegen hätte. Die Aussage, daß kein Identifikationsproblem existiert, halte ich auf der Grundlage des durchgeführten LM-Tests für etwas voreilig. Einige kurze Bemerkungen möchte ich auch zu den Ergebnissen in Tabelle 4 machen. In dieser Tabelle sind die letztlich gewählten Spezifikationen für die 3 Zur Frage der empirischen Bedeutung von Risikoprämien bei ungesicherter Zinsarbitrage vgl. W. Gaab, M. Granziol und M. Horner (1986). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 118 Werner Gaab unterschiedlichen Umlaufs geschwindigkeiten bzw. Geldnachfragefunktionen angegeben. Es ist in der Literatur üblich, die Plausibilität von Schätzungen bezüglich der Geldnachfragefunktion u. a. auch anhand von Elastizitäten bezüglich der erklärenden Variablen zu beurteilen. Ich halte diese Vorgehensweise für sinnvoll und informativ und glaube, daß man daran festhalten sollte, zumal wenn man es mit so komplexen dynamischen Strukturen wie diejenigen in Tabelle 4 zu tun hat. Ich habe deshalb die kurz- und langfristigen Elastizitäten der Geldnachfrage bezüglich der erklärenden Variablen berechnet. Die Ergebnisse dieser Berechnungen sind in Tabelle I festgehalten. Die Elastizitäten für die Inflationsrate TC und den inländischen und ausländischen Zinssatz, i und i*, sind Semielastizitäten, d. h. sie hängen von dem Niveau der betreffenden Variablen ab, das mit den in Tabelle 7 des Beitrags von Neumann/von Hagen ausgegebenen Mittelwerten der Schätzperiode spezifiziert wurde. Zunächst einmal fällt auf, daß die langfristigen Einkommenselastizitäten im Vergleich zu anderen mir bekannten Studien sehr gering sind. Vor allem die langfristige Einkommenselastizität der Geldnachfrage M I in Höhe von nur 0.42 scheint mir sehr unrealistisch zu sein und zwar deshalb, weil bei der Geldmenge MI das Transaktionsmotiv überwiegend im Vordergrund stehen dürfte und ich mir Skalenerträge bei der Geldnachfrage in dieser Größenordnung nicht vorstellen kann. Ich halte eine Einkommenselastizität von Eins oder knapp darunter - wie sie in den meisten Studien gefunden wird -für realistischer. Vielleicht ist dies aber eine irrige Ansicht. Ich habe den Verdacht, daß dieses Ergebnis, und davon sind auch die anderen Ergebnisse tangiert, darauf zurückzuführen ist, daß die beiden Zinssätze unkorrekterweise mit 4. Differenzen vorgefiltert wurden, obwohl nicht davon ausgegangen werden kann, daß Zinssätze ein ausgeprägtes Saison-Muster aufweisen. Dies bedeutet, daß diese Variablen überfiltert werden, wodurch künstlich eine Struktur in diesen Variablen erzeugt wurde, die in Wirklichkeit nicht vorhanden ist. Für diese These sprechen m.E. die signifikanten lag-Werte 4. Ordnung in der abhängigen Variable in allen Gleichungen. Die anderen langfristigen Elastizitäten liegen bei Größenordnungen, wie sie auch in anderen Studien berechnet wurden. Daß die kurzfristige Zinselastizität des inländischen Zinssatzes gleich Null ist, ist auf die ad hoc-Spezifikation durch die Autoren zurückzuführen. Ich habe bereits an anderer Stelle daraufhingewiesen. Eine nähere Analyse der Zinsreagibilität der Geldnachfrage zeigt weiterhin, daß Veränderungen des inländischen Zinssatzes erst nach einem Vierteljahr bei M I und bei den anderen Geldmengen nach einem Dreivierteljahr zu Veränderungen der Geldnachfrage führen, während die Inflationsrate und der ausländische Zinssatz sofortige Reaktionen ausweisen. Ich möchte an dieser Stelle auch bezüglich der Stabilitätsuntersuchungen eine kleine Anmerkung machen. Neumann und von Hagen finden im Gegensatz zu den meisten Untersuchungen anderer Autoren keinen Hinweis auf einen OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Diskussion des Beitrags von M. J. M. Neumann und 1. von Hagen 119 Strukturbruch in den untersuchten Geldnachfragefunktionen. Die durchgeführten Tests basieren auf den Residuen der geschätzten Modelle, wobei zur Vermeidung des Problems stochastischer Regressoren die jeweilige abhängige Variable zusätzlich zu den 1. und 4. Differenzen auch mit ihrem autoregressiven Teil gefiltert wurde. Dadurch entstehen komplizierte Transformationen der abhängigen Variable. Für die Umlaufgeschwindigkeit der Geldmenge M 1 habe ich beispielhaft diese Transformation durch Auflösung des entsprechenden lag- Polynoms berechnet, um Ihnen einen Eindruck zu vermitteln. Die Struktur dieser so gefilterten Variable ist unter Tabelle 1 ausgegeben und mit VM* bezeichnet. Danach ist VM* ein gewogener Durchschnitt der verzögerten Werte von VM bis zu einem lag von neun Perioden. Ich vermute, daß durch diese komplizierten Filter ein vorhandener Strukturbruch so über die Zeit verschmiert wird, daß er statistisch nicht mehr feststellbar ist. Außerdem ist darauf hinzuweisen, daß die Residuen der geschätzten Gleichungen white-noise sind und sich deshalb die Frage stellt, ob mit Hilfe derselben überhaupt ein Strukturbruch gefunden werden kann. Im letzten Teil der Arbeit stellen die Verfasser eine interessante Konzeption einer Geldmengensteuerung über den Tagesgeldzinssatz vor, wobei ein Zielwert für den Tagesgeldzinssatz mit Hilfe eines ökonometrischen Modells des Geldangebotsprozesses aus dem vorgegebenen Geldmengenziel in einem zweistufigen Entscheidungsprozeß abgeleitet wird. Die logische Struktur dieses Entscheidungsprozesses unterscheidet sich damit nicht prinzipiell von dem eingangs erwähnten Entscheidungsproblem und setzt wiederum eine rekursive ökonomische Struktur im relevanten Bereich voraus, d. h. es muß gewährleistet sein, daß die Festlegung des Tagesgeldziels zur Erreichung des vorgegebenen Geldmengenziels selbst unabhängig vom Einsatz der geldpolitischen Instrumente ist, mit denen es erreicht werden soll. Wenn dieses nicht der Fall ist, können die relevanten Informationen über den Zielpfad des Tagesgeldzinssatzes nur mit Hilfe eines öko no metrischen Modells gewonnen werden, das diese Interdependenzen quantitativerfaßt. Bei der vorgeschlagenen Strategie muß der Tagesgeldzinssatz alle Störungen des Systems absorbieren, d. h. es ist zu befürchten, daß dieser eine sehr große Instabilität in der zeitlichen Entwicklung aufweist. Es stellt sich die Frage, wie die Banken auf diese erhöhte Variabilität des Geldmarktzinssatzes reagieren werden. Werden sich die Fluktuationen auf die längerfristigen Zinssätze übertragen und damit zu einem erhöhten Risiko der Anleger und Investoren führen oder wird sich das Verhalten der Banken und Privaten verändern, indem sie z.B. auf die Eurogeldmärkte ausweichen, womit dann evtl. eine strukturelle Veränderung des Geldangebotsmultiplikators und damit eine Unterminierung der Steuerungsstrategie verbunden ist? Auf Zusammenhänge dieser Art weist Herr Jarchow in seinem Referat hin. In dem vorliegenden Papier wurde nur der zweite Teil des eingangs erwähnten zweistufigen Entscheidungsprozesses bei einer Politik der Geldmenge analysiert. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 126 Alois Oberhauser Steigerung des Zinsniveaus. Diese wirkt jedoch einer Verbesserung der Beschäftigungssituation entgegen. Auch aus stabilitätspolitischen Gründen ist sie nicht erforderlich. Man kann daher folgern: These 2: Da in Veränderungen der Umlaufsgeschwindigkeit keine ausreichende Anpassungselastizität der wirksamen Geldmenge vorliegt, erscheint es notwendig, die Ausweitung des Geldvolumens in einer nicht vollbeschäftigten Wirtschaft nicht am Wachstum des Produktionspotentials, sondern -von den noch zu diskutierenden Aspekten abgesehen - am Wachstum des realen Sozialprodukts zu orientieren 10. Dieses kann dadurch geschehen, daß entweder eine unmittelbare Orientierung am Produktionswachstum vorgenommen wird oder daß neben der Zunahme des Produktionspotentials Änderungen in seinem Auslastungsgrad gesondert berücksichtigt werden. Statt dessen kann aber auch das Geldmengenziel so elastisch gefaßt werden, daß eine Zunahme des realen Sozialproduktes, die über das Wachstum des Produktionspotentials hinausgeht, monetär alimentiert werden kann. Dies ist ein erster Grund, der für einen Zielkorridor spricht, innerhalb dessen sich die Zentralbank elastisch an die Produktionsentwicklung anzupassen vermag. Eine strenge Produktionsorientierung und noch mehr eine strikte Orientierung am Produktionspotential negieren ein weiteres Problem. In der Geldmengenentwicklung liegt nicht die eigentliche Ursache des Preisanstiegs. Die Ausweitung der Geldmenge ist lediglich eine notwendige, aber keine hinreichende Bedingung des Inflationsprozesses. Die Perioden relativ stabiler Preise in den 50er und 60er Jahren waren nicht gekennzeichnet durch knappes Geld, sondern durch ein fast völlig elastisches Geldangebot. Es war potentielles Zentralbankgeld im Überfluß vorhanden -schon bedingt durch die festen Wechselkurse. Wenn dieses nicht genutzt wurde, so wird daran deutlich, daß die Geldmenge mehr eine endogene als eine exogene Größe ist ll . Die Übersteigerung der Bedeutung des Geldes durch den Monetarismus hat den Blick für die übrigen Ursachen des Preisanstiegs verstellt. Die Stagflationsperioden haben gezeigt, daß eine begrenzte Ausweitung des Geldvolumens im Rahmen einer Geldmengenpolitik genauso zu Preissteigerungen bei weitgehend stagnierender oder sogar sinkender Produktion wie zu einer monetären Alimentierung eines Anstiegs der Produktion verwandt werden kann. Die Geldpolitik konnte die stärkere Preisstabilität in 10 V gl. C. Köhler: Geldwirtschaft, Band 1, a. a. 0., S. 319; A. Rohde: Mengensteuerung und Zinssteuerung. Eine Analyse monetärer Steuerungsstrategien, Berlin 1985, S.162; R. Pohl: Monetäre Verstetigung gegen Inflation und Arbeitslosigkeit, in: Sparkasse, 102. Jg., 1985, S.96. 11 Vgl. N. Kaldor: How Monetarism Failed, in: Challenge, Bd. 28, Nr. 2,1985, S. 8fT.; ders.: Die neue Geldlehre, in: Ifo-Studien, 16. Jg., 1970, S. 54fT.; W. Neubauer: Über die Unmöglichkeit einer monetaristischen Geldpolitik, in: Die Monetarismus-Kontroverse, Beiheft 4 zu Kredit und Kapital, BerIin 1978, S.155; K. Hasenbach-Jaenisch: Strategien der Geldpolitik. Eine Kritik der Geldmengensteuerung, Hamburg 1985, S.204. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Kritische Thesen zu einer strikt potential orientierten Geldmengenpolitik 127 den letzten Jahren nur durch Unterbeschäftigung erzwingen. Sie befindet sich in diesem Dilemma, solange sich nicht die übrigen Bestimmungsfaktoren des Preisniveaus und insbesondere die Lohnsteigerungen adäquat entwickeln. Da dieses nicht oder nur in beschränkten Umfang der Fall ist, kommt die Zentralbank nicht darum herum, zwischen erhöhter Arbeitslosigkeit und mehr Preisstabilität abzuwägen. Die Berücksichtigung nicht-vermeidbarer Preissteigerungen im Geldmengenziel ist Ausdruck dieses Entscheidungsprozesses. Daran haben sich sowohl die Bundesbank als auch der Sachverständigenrat orientiert 12. Mithin ergibt sich: These 3: Da die Geldmengenentwicklung nicht die eigentliche Ursache für die Preissteigerungen ist, sollte der Zentralbank durch einen Korridor bei der Geldmengenpolitik genügend Flexibilität verbleiben, um neben der Sozialproduktsteigerung auch die Kosten- und Preisentwicklung mit berücksichtigen zu können. Gegen eine elastische Handhabung der Geldpolitik wird vor allem von monetaristischer Seite eingewandt, daß dadurch "die Unsicherheit über die Zukunft erhöht, die Verläßlichkeit der Wirtschafts rechnungen zerstört" werde l3 • Es ist logisch schwer einzusehen, warum gerade die Stetigkeit der Geldmengenentwicklung ausschlaggebend sein soll, und warum eine elastischere Geldpolitik die Glaubwürdigkeit der Zentralbank beeinträchtige. Die Glaubwürdigkeit hängt nicht davon ab, daß ein vorgegebenes Geldmengenziel unumstößlich eingehalten wird. Die Bundesbank war auch in der Vergangenheit trotz einer elastischeren Politik glaubwürdig. "Erfolgreich war sie ... nicht in erster Linie durch die strikte Realisierung einmal propagierter Ziele, sondern weil sie einen konsequent restriktiven Kurs mit großer Flexibilität im Detail zu kombinieren verstand14 ." Stetigkeit ist kein Ziel an sich. Stetigkeit der Geldmengenentwicklung kann zudem nur erreicht werden durch eine erhebliche Unstetigkeit in der Zinsentwicklung. Sind die dadurch ausgelösten Fehlsignale nicht gravierender als eine elastischere Handhabung der Geldmengenentwicklung? Die wirtschaftliche Entwicklung ist gekennzeichnet durch ein hohes Maß an Unstetigkeit. Wir akzeptieren zum Beispiel Wechselkursveränderungen, die manchmal 5% an einem Tag übersteigen. Warum die völlige Stetigkeit der Entwicklung einer durchaus wichtigen Größe, der Geldmenge, so ausschlagge- 12 V g!. Deutsche Bundesbank: Geldpolitische Aufgaben und Instrumente, a. a. 0., S. 91 f. sowie zum Beispiel der Sachverständigenrat, Gutachten 1982/83, Ziff. 144. C. Köhler: Monetary Contra!. Arbeitspapiere des Instituts für empirische Wirtschaftsordnung, Nr. 7, 1985, S. 12f. 13 M. J. M. Neumann : Auf dem Weg zu einer Realtrendorientierung der Geldpolitik, a. a. 0., S. 88. 14 D. B. Simmert: Geldmengenpolitik im veränderten Umfeld, in: Die Sparkasse, 102. Jg., 1985, S.82. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 128 Alois Oberhauser bend sein soll, läßt sich nicht belegen. Ziel antizyklischer Politik ist es, die Nachfrageentwicklung zu verstetigen, Ziel der früheren Geldpolitik war es, durch ein elastisches Geldangebot die Zinsentwicklung vor stärkeren Ausschlägen zu bewahren. Der Versuch, diese drei Größen aufeinander abzustimmen, jedoch nicht eine einzelne absolut zu verstetigen, scheint vorzuziehen zu sein, ohne daß dies hier begründet werden soll. Die Informationsfunktion von Geldmengenzielen wird von ihren Befürwortern bei weitem überschätzt. Kaum ein Wirtschaftssubjekt dürfte sich unmittelbar an der Geldmengenentwicklung orientieren. Ausschlaggebend sind höchstens Rückwirkungen der Geldpolitik auf Zinsen, Nachfrage und Preise, die von den Wirtschaftssubjekten eher wahrgenommen werden. These 4: Es ist nicht einleuchtend, daß die absolute Verstetigung der Geldmengenentwicklung optimal ist, wenn dadurch zugleich andere relevante Größen um so größere Schwankungen durchmachen müssen. Es erscheint sinnvoll, eine Geldpolitik zu betreiben, die Zinsen und Nachfrage nicht außer acht läßt 15, so wie es die konkrete Geldpolitik bislang auch meist getan hat. Auf eine Berücksichtigung der Zins- und Nachfrageentwicklung könnte die Geldpolitik nur verzichten, wenn die Anpassungselastizität der Wirtschaft enorm groß wäre und Ungleichgewichte nicht zustande kämen. Die empirischen Gegebenheiten sind aber ein ständiger Gegenbeweis. Wer nicht an das Märchen von der immanenten Stabilität des marktwirtschaftlichen Prozesses im Sinne einer gleichgewichtigen Entwicklung bei annähernder Vollbeschäftigung und weitgehend stabilen Preisen glaubt, wird wenigstens bei stärkeren konjunkturellen Ausschlägen kaum bereit sein, auf eine aktive Politik zu verzichten. Es genügt nicht, Politik als zielgerichtetes Handeln durch die scheinbar beruhigend wirkende Verstetigung der Geldmenge zu ersetzen. These 5: Eine strikt potentialorientierte Geldmengenentwicklung ist der Verzicht auf aktive Geldpolitik -in der Hoffnung, daß ein gesetztes Datum ausreiche, um den Wirtschaftsprozeß zufriedenstellend ablaufen zu lassen 16. Neben diesen grundsätzlichen Einwänden gegen eine strikt potentialorientierte Geldmengenpolitik gibt es noch verschiedene differenzierende Argumente. Sie hängen mit der Art und der Steuerbarkeit der Geldmengengrößen zusammen. Unter den derzeit in der Bundesrepublik gegebenen institutionellen und rechtlichen Voraussetzungen ist die Bundesbank nicht in der Lage, die Zentralbankgeldmenge exakt zu steuern. Außenwirtschaftliche und fiskalische 15 V gl. R. Pohl: Monetäre Verstetigung gegen Inflation und Arbeitslosigkeit, a. a. 0., S.97. 16 Vgl. N. Kloten: Zur Regelbindung der Geldpolitik: Wie weit soll und kann die Verstetigung gehen, in: Öffentliche Finanzen, Kredit und Kapital, Berlin 1985, S. 475ff. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Kritische Thesen zu einer strikt potentialorientierten Geldmengenpolitik 129 Einflüsse verändern täglich die Zentralbankgeldmenge. Das verfügbare geldpolitische Instrumentarium ist zudem im großen und ganzen nur auf das potentielle Angebot an Zentralbankgeld, die Sekundärliquidität der Banken, gerichtet, ohne daß sicher ist, ob und wann diese darauf zurückgreifen 17. Die Bundesbank muß darüber hinaus in einem gewissen Umfang den Banken das benötigte Zentralbankgeld zur Verfügung stellen, wenn extreme Ausschläge des Zinsniveaus wie zum Beispiel 1974 vermieden werden sollen 18 . Eine strikte Geldmengensteuerung wäre nur möglich, wenn sich die Bundesbank ausschließlich des Instruments der Offenmarktpolitik bedienen würde. In diesem Fall müßten jedoch erhebliche Ausschläge des Zinsniveaus hingenommen werden. These 6: Die Bundesbank kann mit ihrem derzeitigen Instrumentarium kurzfristig die Zentralbankgeldmenge nicht exakt entsprechend dem strikten Geldmengenziel steuern. Ein weiteres Problem hängt mit der Eignung der Zentralbankgeldmenge als Zwischenziel zusammen. Für sie läßt sich anführen, daß sie die einzige Geldgröße ist, die die Zentralbank, wenn auch mit den erwähnten Einschränkungen, unmittelbar zu steuern vermag. Im Gegensatz zur Auffassung der Bundesbank entspricht sie jedoch auch nicht ungefähr "dem unterschiedlichen Geld- und Liquiditätsgrad, der den erfaßten Bankeinlagen zuzuerkennen ist"19, weil dem Bargeld ein zu großes Gewicht zukommt. Die übrigen Geldmengenaggregate sind mit der Zentralbankgeldmenge nur beschränkt korreliert. Kurzfristig weisen die Veränderungsraten der einzelnen Aggregate erhebliche Unterschiede auf. Wenn marginale Veränderungen der Geldmenge von so ausschlaggebender Bedeutung wären, wie von monetaristischer Seite behauptet wird, so wäre die Zentralbankgeldmenge keine geeignete Zwischenzielgröße. Termin- und Spareinlagen binden Teile des Zentralbankgeldvolumens, obwohl mit ihnen unmittelbar keine Nachfrage ausgeübt werden kann; sie sind keine Zahlungsmittel. Sie müssen stets in MI umgetauscht werden. Möchte man durch die Begrenzung des Geldmengenwachstums die Nachfrage- und Preisentwicklung bestimmen, so erscheint es nahezuliegen, die Geldmengenpolitik auf MI zu konzentrieren. 17 V gl. A. Oberhauser : Die Steuerung der Bankenliquidität als geldpolitische Aufgabe, in: Probleme der Geldmengensteuerung, Berlin 1978, S. 129fT.; K. H. Ketterer: Probleme der Neoquantitätstheorie und der Geldmengenpolitik, Berlin 1975, S. 111 fT.; D. Duwendag: Alternative Ansätze der Geldmengensteuerung, in: Probleme der Geldmengensteuerung, Berlin 1978, S. 59fT.; J. Siebke: An Analysis ofthe German Money Supply Process. In: Proceedings of the First Konstanzer Seminar. Beiheft 1 zu Kredit und Kapital, Berlin 1972, S. 247: H. A. Toniachek: Monetary Independence under Flexible Exchange Rates, Lexington 1979, S. 108. 18 V gl. H. Bocke/mann: Streitfragen zur Kontrolle der Geldschöpfung durch die Bundesbank, in: Probleme der Geldmengensteuerung, Berlin 1978, S.44. 19 Zur längerfristigen Entwicklung und Kontrolle des Geldvolumens, in: Monatsberichte der Deutschen Bundesbank, Januar 1985, S. 15. 9 Gutowski OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 130 Alois Oberhauser Eine Steuerung von M1 ist der Zentralbank -abgesehen von lOO%igen Mindestreserven -jedoch nur beschränkt möglich. Vor allem zwischen den Sicht- und Termineinlagen besteht eine hohe Zinsreagibilität 20 . Des weiteren ist bei jeder Begrenzung einer Größe mit Anpassungs- und Ausweichreaktionen zu rechnen. Die neuen Einlagenformen, die sich in den letzten Jahren insbesondere in den USA entwickelt haben 21, zeigen, daß es fließende Übergänge zwischen den Sicht-, Termin- und Spareinlagen gibt, so daß exakte Abgrenzungen kaum noch möglich sind. Zum Teil müssen diese neuen Formen als Reaktion auf die betriebene Geldmengenpolitik interpretiert werden; denn es ist zu erwarten, "daß die Wirtschaftssubjekte einer anhaltenden Geldverknappung auf die Dauer durch die Entwicklung oder die intensivere Verwendung adäquater Geldsubstitute zu begegnen versuchen"22. Termin- und Spareinlagen gelten als Quasigeld. Sie wurden in die Mindestreservepflicht einbezogen, weil sie ziemlich leicht in M1 umgewandelt werden können. Das geschieht aber insbesondere bei den Spareinlagen relativ wenig. Viel entscheidender für die Nachfrageentwicklung sind andere Größen wie zum Beispiel die offenen, noch nicht in Anspruch genommenen Kreditzusagen. Ihr Volumen geht über die Geldmenge M1 hinaus. Diese offenen Kreditzusagen unterliegen jedoch nicht der Mindestreservepflicht und sind direkt durch die Zentralbank überhaupt nicht steuerbar. Ein weiterer Tatbestand gewinnt zunehmend an Bedeutung. Kontoüberziehungen, Kontokorrentkredite, haben dieselbe Funktion wie umlaufendes Geld, ohne daß sie in die Geldmenge einbezogen sind. Einzahlungen und Überweisungen auf ein überzogenes Konto vernichten Geld, Überweisungen zwischen überzogenen Konten sind ein Geldersatz und wirken wie eine Verminderung der Umlaufgeschwindigkeit. Damit zeigt sich: These 7: Die Zentralbankgeldmenge und auch die Geldmenge M 1 sind in einem gewissen Sinne willkürlich abgegrenzte Geldmengenaggregate, deren Veränderungen nicht mit den Veränderungen des Nachfragevolumens korreliert sind. Noch weniger gilt dies für die Größen M2 und M3. Warum die strikte Verstetigung einer dieser Größen in optimaler Weise den Wirtschaftsprozeß verstetigen soll, ist daher schwer einzusehen. Nach Keynes ist die Kassenhaltung abhängig vom Spekulationsmotiv; nach der Portfoliotheorie ist sie ein Teil der Vermögensanlage. Aus beiden Theorien folgt 20 Vgl. Deutsche Bundesbank: Geldpolitische Aufgaben und Instrumente, a.a.O., S.81f. 21 Vgl. H.-H.Francke: Finanzinnovationen in den USA, in: ÖfTentliche Finanzen, Kredit und Kapital, Berlin 1985, S.496fT. 22 M. Neldner, Einige problematische Aspekte der monetaristischen Stabilisierungspolitik, in: Konjunkturpolitik, 1975, S.32. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Kritische Thesen zu einer strikt potentialorientierten Geldmengenpolitik 131 eine Zinselastizität der Geldnachfrage. Beide Ansätze gehen jedoch zumindest an der heutigen Realität vorbei 23 • In den modernen Volkswirtschaften gibt es eine Vielzahl von Geldanlageformen -darunter auch solche, bei denen Erträge ohne Kursrisiko anfallen und über die faktisch jederzeit verfügt werden kann. Hieraus folgt, daß zinsloses Geld bei rationalem Handeln nicht zu Spekulationszwecken gehalten wird. Lediglich sehr kurzfristig -wenige Tage beim Übergang zwischen zwei Formen der Vermögensanlage -kann es eine Kassenhaltung aus spekulativen Gründen geben. Die Zinselastizität der Kassenhaltung, der Geldmenge Mt, kann daher nicht aus der Spekulationskasse erklärt werden; es muß andere Gründe dafür geben. Ähnliches gilt für die Geldhaltung zum Zwecke der Vermögensanlage entsprechend der Portfoliotheorie. Geld dient nicht der Wertaufbewahrung, weil es dafür stets bessere Anlageformen gibt -insbesondere in Perioden steigender Preise. Infolgedessen hängt das Halten von Geld bei rationalem Verhalten nicht vom Vermögensbestand ab, sondern vom Transaktionsmotiv unter Berücksichtigung von Unsicherheit. Hieraus folgt: These 8: Da die Elastizität der Geldnachfrage bei gegebener Geldmenge nicht aus dem Spekulationsmotiv oder der Vermögensstruktur abgeleitet werden kann, bedarf es einer höheren Elastizität der Zentralbankgeldmenge. Eine solche Elastizität bieten im allgemeinen die RückgrifImöglichkeiten der Geschäftsbanken auf die Zentralbank, die jedoch schwer mit einer strikten Potentialorientierung zu vereinbaren sind. Aus den angestellten Überlegungen ergibt sich -unabhängig davon, welches Gewicht man den einzelnen Argumenten beimißt -daß eine strikt potentialorientierte Geldmengenpolitik nicht adäquat ist. Die Potentialorientierung sollte durch eine Produktionsorientierung ersetzt werden. Auch dann bedarf es noch einer elastischen Handhabung und eines Vorbehalts, daß vom Geldmengenziel, wenn notwendig, auch abgewichen wird. These 9: 9" Alles spricht für einen Korridor bei der Geldmengenausweitung. Er muß so groß sein, daß die Geldpolitik den erforderlichen Anpassungen im Bedarfsfall Rechnung tragen kann. Er sollte so gewählt werden, daß -Sozialproduktssteigerungen über das Wachstum des Produktionspotentials hinaus, -Preissteigerungen, die von der Zentralbank als unvermeidbar angesehen werden -und Änderungen in der Umlaufsgeschwindigkeit des Geldes berücksichtigt werden können. 23 Vgl. J. Niehans: Theorie des Geldes, Bem 1980, S. 33f. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 132 Alois Oberhauser Ein Geldmengenziel von 3 bis maximal 5% - wie derzeit in der Bundesrepublik Deutschland -reicht zum Beispiel zur Überwindung der Unterbeschäftigung nicht aus. Eine solche Geldmengenpolitik bedeutet keine strikte Verstetigung. Sie mildert jedoch unerwünschte Ausschläge des Zinsniveaus und widerspricht nicht dem Beschäftigungsziel 24 • Sie ist keine antizyklische Geldversorgung, würde jedoch einen Spielraum dafür bieten, wenn dies der Zentralbank angebracht erscheint. Diese kann trotzdem mit ihr zum Ausdruck bringen, daß sie eine auf Preisstabilität gerichtete Politik betreibt. 24 V gl. R. Pohl: Sollte das Zentralbankgeldziel abgeschafft werden?, in: Wirtschaftsdienst, 1983, S.308. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Devisenmarkteinflüsse auf Geldmenge, Zins und Wechselkurs* Von Hans-Joachim Jarchow, Göttingen I. Einführung " ... die Vorstellung, daß der Geldschöpfungsprozeß eines Landes immun sei gegen Einflüsse von außen, wenn die Notenbank sich jeder Intervention am Devisenmarkt enthalte, (ist) geradezu ein Lehrbeispiel dafür, wie theoretische Vereinfachungen Verwirrung stiften können, wenn sie ungeprüft in die wirtschaftspolitische Diskussion eingeführt werden. Ob es außenwirtschaftlich bedingt zu einer Ausweitung der Geldbestände kommt, hängt primär nicht davon ab, ob die Notenbank am Devisenmarkt interveniert und damit ,monetäre Basis' schafft, sondern davon, ob die inländischen Banken von ihren Kunden mehr Devisen kaufen, als sie an diese verkaufen"l. In der Tat ist die traditionelle Lehrbuchvorstellung in der monetären Außenwirtschaftstheorie die, daß die heimische Geldmenge bei frei flexiblen Wechselkursen durch Außenwirtschaftseinflüsse nicht verändert wird, solange die monetäre Basis als fixiert angesehen werden kann. Unterstellt man, daß der die monetäre Basis und das Geldangebot verbindende Geldangebotsmultiplikator konstant bzw. gleich eins ist, dann ergibt sich diese Vorstellung zwangsläufig. Sie ist aber eine restriktive Vereinfachung, da das Portfolioverhalten des Geschäftsbankensektors und damit ihre zinsabhängige Geldschöpfungstätigkeit außer acht gelassen wird. Im Rahmen der Geldtheorie findet dieser Aspekt naheliegenderweise Berücksichtigung; allerdings sind die entsprechenden Geldangebots/Geldnachfrage-Modelle typischerweise für geschlossene Volkswirtschaften bzw. offene Volkswirtschaften mit festen Wechselkursen konzipiert. Dem Thema dieses Beitrags liegt jedoch ein System flexibler Wechselkurse zugrunde, und dieses macht den Versuch erforderlich, die traditionelle Geldangebots/Geldnachfrage-Analyse so zu erweitern, daß sie zumindest an- * Für die kritische Durchsicht des Manuskripts und für Anregungen habe ich Herrn Privatdozent Dr. G. Engel und Herrn Dr. H. M öl/er zu danken. 1 So der Präsident der Deutschen Bundesbank K. o. Pöhl in einem Vortrag über die "Politik der Bundesbank im Spannungsfeld der nationalen und internationalen Währungspolitik". (Deutsche Bundesbank, Auszüge aus Presseartikeln, Nr. 30 vom 12. April 1984, S. 2). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 134 Hans-Joachim Jarchow satzweise den Erfordernissen einer offenen Volkswirtschaft mit Wechselkursflexibilität entspricht. Möglicherweise kann eine derartige Analyse auch eine Erklärung dazu beisteuern, daß die Variabilität des Geldmengenmultiplikators ab 1969 drastisch zugenommen hat -so Fratianni und Nabli in einem 1979 erschienenen Beitrag zur Geldmengenkontrolle2• 11. Das Modell und seine Bestandteile 1. Allgemeiner Rahmen Der Modellrahmen entspricht hinsichtlich des Zeithorizonts dem Finanzmarktansatz mit einer kurzfristigen Betrachtungsweise. In einer derartigen Sicht treten Anpassungsvorgänge auf Gütermärkten und damit auch Leistungsbilanztransaktionen in den Hintergrund ebenso wie die Bildung von Finanzvermögen auf Grund von Budgetsaiden des Staates und Salden in der Leistungsbilanz; es dominieren demgegenüber die Reaktionen auf Finanzmärkten. Entsprechend werden im folgenden Anpassungsvorgänge auf Finanzmärkten (einschließlich des Devisenmarktes) untersucht, wobei es stets um die Vermögensallokation und nicht um die mehr Zeit beanspruchende Vermögensakkumulation geht. Die entscheidenden Anpassungsinstrumente sind dabei der Zins und der Wechselkurs. In der traditionellen Geldangebots/Geldnachfrage-Analyse ist es der Zins allein, der das maßgeblich durch den Geschäftsbankensektor bestimmte Geldangebot und die Geldnachfrage in Übereinstimmung bringt. Bei flexiblen Wechselkursen liegt die Vermutung nahe, daß auch der Wechselkurs bei der Gleichgewichtsbildung eine Rolle spielt. In der Finanzmarkttheorie des Wechselkurses, die das Geldangebot als exogen ansieht, wird die Wechselkursabhängigkeit der Geldnachfrage bereits berücksichtigt3. Im folgenden wird zusätzlich (neben der Zinsabhängigkeit) auch eine Wechselkursabhängigkeit des Geldangebots begründet und in die Analyse einbezogen. 2 Siehe M. Fratianni, M. Nabli, Money Stock Control in the EEC Countries. "Weltwirtschaftliches Archiv", Bd. 115 (1979), S.420. -Interessant ist in diesem Zusammenhang auch, daß sich im Rahmen der Geldmengenkontrolle durch die Schweizerische Nationalbank bei der Prognose des Geldmengenmultiplikators 1971 und 1978 erhebliche Prognosefehler zeigten, die auf Wechselkurseinflüsse zurückgeführt wurden. Siehe hierzu M. Dubois, G. Rich, K. Schiltknecht, Die monetäre Basis als Zielgröße der Geldpolitik - Die Erfahrungen in der Schweiz. In: Internationale Anpassungsprozesse. Hrsg. v. A. Woll. (Schriften des Vereins für Socialpolitik, Neue Folge, Bd. 114). Berlin 1981, S.2161T. 3 Vgl. D. Bender, Finanzmarkttheorie des Wechselkurses. In: Handwörterbuch der Wirtschaftswissenschaft (HdWW). Zugleich Neuauflage des Handwörterbuchs der Sozialwissenschaften. Neunter Band. Stuttgart 1982. S. 7481T., und die dort angegebene Literatur. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Devisenmarkteinflüsse auf Geldmenge, Zins und Wechselkurs 135 Die Einbeziehung des Wechselkurses in die GeldangebotsjGeldnachfrage- Analyse beruht letztlich auf Einflüssen, wie sie auch in der Finanzmarkttheorie des Wechselkurses wirksam werden, nämlich -erstens auf Änderungen der erwarteten Wechselkursänderungsrate mit der Folge eines ErtragsefTekts und -zweitens auf wertmäßigen Änderungen der vorhandenen Auslandsanlagen in Inlandswährung. Die wertmäßigen Änderungen der vorhandenen Auslandsanlagen, in DM gerechnet, haben dabei eine doppelte Wirkung: Zum einen verändert sich das in DM ausgedrückte Vermögen, wodurch ein VermögensefTekt entsteht4, zum anderen bedeutet der Wertzuwachs an Auslandsanlagen, daß ein höherer DM- Wert an Auslandsanlagen im Inland unterzubringen ist, woraus ein Angebotseffekt resultiert. Hinsichtlich der erwarteten Wechselkursänderungsrate wird zur Vereinfachung unterstellt, daß der erwartete Wechselkurs in bestimmter Form von der bisherigen Entwicklung des tatsächlichen Wechselkurses abhängt bzw. exogen bestimmt wird. Auf kurze Sicht gesehen, mag diese Vereinfachung vertretbar erscheinen, da man bei Datenänderungen, die für die Wechselkursentwicklung wichtig sind, nicht sogleich weiß, ob sie dauerhaft oder nur vorübergehend auftreten 5. Die genaue Erläuterung der Wechselkurserwartungen erfolgt im nächsten Abschnitt. Neben der Kurzfristigkeit der Analyse und den restriktiven Annahmen hinsichtlich der Wechselkurserwartungen unterliegt das Modell weiteren Vereinfachungen. So wird z. B. bargeldloser Zahlungsverkehr unterstellt, d. h. die Geldmenge besteht nur aus Sichteinlagen, und zudem wird angenommen, daß keine Termin- und Spareinlagen gehalten werden6• Außerdem wird davon ausgegangen, daß Wertpapiere (wie Staatsobligationen) und Direktkredite von Geschäfts- und Nichtbanken als homogene Finanzaktiva angesehen werden, für die der gleiche Zinssatz gilt? Ferner wird unterstellt, daß das Ausland keine auf Inlandswährung lautenden Finanzaktiva hält. Weitere Annahmen lassen sich schließlich aus den Bilanzen der beteiligten Sektoren und den Strukturgleichungen ablesen, die im Abschnitt 3 und 4 vorgestellt werden. 4 Wie schon angedeutet, werden wechselkursinduzierte Veränderungen der Leistungsbilanz und dadurch bewirkte (mengenmäßige) VermögensefTekte wegen der gewählten zeitlichen Perspektive im Modell nicht berücksichtigt. 5 Hinzu kommt, daß die monetäre Basis im Rahmen des Modells als fixiert angesehen wird und damit eine Größe konstant bleibt, die man üblicherweise als wichtigen Einflußfaktor für die Wechselkursentwicklung ansieht. 6 Siehe hierzu die ergänzenden Betrachtungen auf S.153fT. 7 Siehe hierzu die ergänzenden Betrachtungen auf S. 155. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 142 Hans-Joachim Jarchow dem reduzieren sie ihre Zentralbankverschuldung, da die hierdurch mögliche Ersparnis an Refinanzierungskosten gegenüber den Erträgen aus einer Auslandsanlage jetzt stärker ins Gewicht fällt. Isoliert gesehen ergibt sich so eine Abnahme des Geldangebots. - Zum anderen bewirkt eine Abwertung eine wertmäßige Erhöhung des Reinvermögens der Geschäftsbanken (VermögensefIekt). Auf Grund des VermögensefIekts ergibt sich - wie schon durch den ErtragsefIekt -eine Erhöhung der gewünschten Überschußreserven. Der Anstieg des Reinvermögens führt aber auch zu einer höheren Verschuldungsbereitschaft und -fähigkeit, so daß die gewünschte Zentralbankverschuldung zunimmt. Überwiegt dieser Einfluß (v> e), dann löst der VermögensefIekt eine Zunahme des Geldangebots aus. Die denkbare Unsicherheit hinsichtlich des Wechselkurseinflusses läßt sich vermeiden, wenn die Zentralbank die Zentralbankverschuldung der Geschäftsbanken in ihre Basissteuerung einbezieht, ihre Kontrolle also ausdehnt und die monetäre Basis (B = B' + VG) fixiert. Bei gegebenen Refinanzierungsbedingungen geschieht dieses im Wege von OfIenmarktoperationen mit Staats titeln (SZ). Wird die monetäre Basis in dieser Weise kontrolliert und damit zu einer exogenen Variablen, dann geht von einem steigenden Wechselkurs stets ein kontraktiver Einfluß auf das Geldangebot aus; denn eine Abwertung führt sowohl über den ErtragsefIekt als auch über den VermögensefIekt zu einer Aufstockung der Überschußreserven (e steigt)14. Im folgenden konzentriert sich die Analyse - wie eingangs bereits angedeutet -auf den B-Ansatz und damit auf die Geldangebotsfunktion (20)15. Soll Gleichgewicht auf dem Geldmarkt herrschen, dann muß das durch (20) bestimmte Geldangebot und die in (10) formulierte Geldnachfrage übereinstimmen, d.h. es muß gelten: (I) B-eW G - - + L(i, ß, WP ); e = e(i, ß). r+e(l-r) (Geldmarkt) Dabei steigt die Geldnachfrage bei einer Abwertung, d.h. bei einem Anstieg von W, und zwar wegen eines ErtragsefIekts (es entsteht eine Aufwertungserwar- 14 Wegen der geringen Höhe von Überschußreserven im westdeutschen Bankensystem mögen Zweifel hinsichtlich der empirischen Relevanz dieser Einflüsse entstehen. Zu bedenken ist jedoch, daß die Bedeutung von Überschußreserven zunehmen wird, wenn die Zentralbank zu der (im Modell unterstellten) strikten Kontrolle der monetären Basis übergeht, da sich die Geschäftsbanken dann nicht auf eine Refinanzierung bei der Zentralbank verlassen können und sie sich demzufolge selbst einen LiquiditätspufIer schalTen müssen. Hinsichtlich weiterer Wechselkurseinflüsse auf das Geldangebot siehe auch S. 1531T. IS Eine Auswertung des B' -Ansatzes in Hinblick auf die Zentralbankpolitik findet sich bei H.-J. Jarchow, Ein Geldangebots/Geldnachfragemodell für flexible Wechselkurse und Zentralbankpolitik. "Kredit und Kapital", H. 1 (1986), S. IIT. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Devisenmarkteinflüsse auf Geldmenge, Zins und Wechselkurs 143 tung) und wegen eines Vermögenseffekts (der Bestand an Auslandstiteln erhöht sich wertmäßig). Die Berücksichtigung der erwarteten Wechselkursänderungsrate ß in der Geldnachfragefunktion bedeutet, daß die Kassenhaltung aus der Sicht der Nichtbanken nicht nur in einer Substitutionsbeziehung zu heimischen, sondern auch zu ausländischen Wertpapieren steht. Würden inländische Nichtbanken Kasse auch in Form von Geld in Auslandswährung halten, dann würde Währungssubstitution den Einfluß von ß auf L noch verstärken. Das Angebot auf dem Devisenmarkt entspricht der Verschuldung des Auslands gegenüber dem Inland wF = WA; die Nachfrage wird durch die von der Zentralbank, den Geschäftsbanken und den (privaten) Nichtbanken gewünschten Bestände bestimmt. Unter Berücksichtigung der Beziehung (6) in Verbindung mit (20) und der Beziehung (11) ergibt sich als Gleichgewichtsbedingung: (II) wF=wFz+f(i, p) (l-r)+ wG - + [B-eW G ] r+e(l-r) - + + + FP(i, p, Wl)16 (Devisenmarkt) Der Zinssatz i beeinflußt die Devisennachfrage negativ, weil Auslandstitel bei einem Zinsanstieg im Inland weniger attraktiv werden U;, Fr < 0), daneben aber auch noch positiv, weil bei steigendem Zinssatz ein höheres Geldangebot vorliegt und damit auch die für die Bankennachfrage nach Auslandstiteln maßgebliche Skalargröße D' größer wird. Hinsichtlich des Wechselkurseinflusses sind vier verschiedene Einflußwege zu berücksichtigen. So bewirkt z. B. eine Abwertung -eine wertmäßige Erhöhung der vorhandenen Auslandsanlagen (Angebotseffekt), -eine Abnahme der Nachfrage nach Auslandstiteln wegen eines Ertragseffekts (es entsteht eine Aufwertungserwartung), -eine Zunahme der Nachfrage nach Auslandstiteln seitens der privaten Nichtbanken auf Grund eines Vermögenseffekts und -eine Abnahme oder Zunahme der Nachfrage nach Auslandstiteln seitens der Geschäftsbanken; denn die Skalargröße D' nimmt ab, weil das Geldangebot sinkt l7 , und sie nimmt zu, weil das Reinvermögen der Geschäftsbanken steigt (Skalareffekte ). 16 Währungssubstitution in der Form, daß Inländer ausländische Sichteinlagen Lf halten, läßt sich explizit in der Weise berücksichtigen, daß die rechte Seite von (II) um die Beziehung - + + Lf=Lf(i, p, WP) ergänzt wird. Qualitative Änderungen der Schlußfolgerungen ergeben sich dadurch nicht. 17 Wie schon erwähnt, sinkt das Geldangebot, weil die Überschußreserven aufgestockt werden (Ertrags- und VermögenselTekt). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 144 Hans-Joachim Jarchow Es läßt sich zeigen, daß das Überschußangebot bei einer Abwertung in jedem Falle zunimmt, solange 1- F~ ~ 0 (hinreichende Bedingung18 ). Dieses ist annahmegemäß der Fall, da im folgenden unterstellt wird, daß 1-F~-Lw~019. Die Auswertung der Gleichgewichtsbedingungen in Hinblick auf Parameteränderungen wird auf graphischem Wege vorgenommen 20 • Dabei werden Zinssatz und Wechselkurs durch den Schnittpunkt der Gleichgewichtskurve für den Geldmarkt (kurz: M-Kurve) und der Gleichgewichtskurve für den Devisenmarkt (kurz: F-Kurve) in einem Zinssatz/Wechselkurs-Diagramm bestimmt (Fig. 1 a). Sind so die Gleichgewichtswerte von Zinssatz und Wechselkurs festgelegt, dann ergibt sich die Geldmenge als endogene Variable in einem Zinssatz/Geldmengen-Diagramm durch den Schnittpunkt der Geldangebots- und Geldnachfragekurve (Fig. 1 b). Zu beachten ist dabei, daß der Wechselkurs einen Lageparameter beider Kurven darstellt. F o w o ~i Fig. la Fig. lb Die M-Kurve hat eine positive Steigung; denn bei einem Zinsanstieg entsteht ein Überschußangebot, weil das Geldangebot zu- und die Geldnachfrage abnimmt, so daß zur Erhaltung des Gleichgewichts eine Beseitigung des Überschußangebots erforderlich ist. Hierzu muß sich der Wechselkurs erhöhen (Abwertung), weil dadurch das Geldangebot sinkt und die Geldnachfrage 18 Siehe hierzu Gleichung (III), speziell den Ausdruck a 22 , im Anhang 1. 19 Auf Grund der Koeffizientenrestriktion für die privaten Nichtbanken 1- F~ -Lw = - Kw. K w ~ 0 ist notwendig und hinreichend dafür, daß 1-F~-Lw~O. Kw(=DKw-S~)~O bedeutet, daß ein wechselkursbedingter Anstieg des wertmäßigen Reinvermögens der privaten Nichtbanken deren Nachfrage nach Direktkrediten nicht stärker steigen läßt als ihre Nachfrage nach Staatstiteln. Für eine kurzfristige Analyse erscheint diese Annahme plausibel. 20 Der Anhang 1 enthält die algebraische Analyse, die die graphische Darstellung absichert. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Devisenmarkteinflüsse auf Geldmenge, Zins und Wechselkurs 145 (infolge eines Ertrags- und Vermögenseffekts ) steige!. Die Steigung der F -Kurve hängt davon ab, ob die Devisennachfrage mit steigendem Zinssatz ab- oder zunimmt. Sie nimmt ab, wenn der (negative) Zinseinfluß auffund F (Ertragseffekte) den (positiven) Zinseinfluß über MQ auf D' (Skalareffekt) dominiert. Für die Zwecke der graphischen Darstellung wird dieses unterstellt. Die qualitativen Ergebnisse bleiben hiervon unberührt, solange Stabilität des Gleichgewichts gewährleistet bleibt, was unterstellt wird22• Nimmt die Devisennachfrage mit steigendem Zinssatz ab, dann hat die F-Kurve eine negative Steigung23 • Bei einem Zinsanstieg entsteht dann nämlich ein Überschußangebot, dessen Beseitigung eine Senkung des Wechselkurses erfordert 24. 6. Stabilitätsbetrachtungen Die Darstellung des Gleichgewichts soll durch Betrachtungen zur bereits angesprochenen Stabilitätsfrage ergänzt werden. Dabei wird hier auf graphische Darstellungen in Form von Phasendiagrammen zurückgegriffen; die algebraische Präzisierung der Analyse findet sich im Anhang 2. Hinsichtlich der Anpassung an Ungleichgewichte wird von der Annahme ausgegangen, daß der Zinssatz bei einem Überschußangebot auf dem Geldmarkt und der Wechselkurs bei einem Überschußangebot auf dem Devisenmarkt sinken. Im Finanzdiagramm liegt ein Überschußangebot auf dem Geldmarkt bei Punkten oberhalb der M-Kurve vor, da dort der Zinssatz bei gegebenen Wechselkursen zu hoch ist, um Gleichgewicht zu ermöglichen. Ein Überschußangebot auf dem Devisenmarkt ergibt sich bei Punkten rechts von der F-Kurve, weil dort der Wechselkurs bei gegebenen Zinssätzen zu hoch ist, um Gleichgewicht herbeizuführen. Die Anpassungsrichtung von Zins und Wechselkurs bei Ungleichgewichtssituationen wird im Phasendiagramm - wie üblich -durch Pfeile dargestellt. So liegt im Bereich I von Fig. 2a sowohl auf dem Geldmarkt als auch auf dem Devisenmarkt ein Überschußangebot vor, wodurch eine Senkung von Zinssatz 21 Wie sich Gleichung (III) im Anhang entnehmen läßt, ist di a l2 -d =-->0; denn a ll >O,a 12 <O. w IM a ll 22 V gl. hierzu die algebraische Analyse im Anhang 1. 23 Wie sich aus Gleichung (III) im Anhang 1 entnehmen läßt, ist di a 22 dw IF a 21 Dieser Ausdruck ist bei (1- F~) ~ 0 negativ, wenn -e·D' -f j D'-j(l-r)--' --Ff>O. N 24 (Hinreichende) Voraussetzung hierfür ist die schon erwähnte Annahme 1- F~ ~ O. 10 Gutowski OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 146 Hans-Joachim Jarchow L F 'i g. 2a o w r M F J o "VI o "VI Fig. 2b Fi g. 2c und Wechselkurs ausgelöst wird. Bei der in Fig. 2 a dargestellten Kurvenkonstellation (Falll) führt der Anpassungsprozeß von jedem Bereich mit der Zeit zum Gleichgewicht (P) hin. Stabilität ergibt sich auch für den in Fig. 2 b dargestellten Fall 2, während bei der in Fig.2c dargestellten Konstellation (Fall 3) das Gleichgewicht nicht erreicht wird25• Wie bereits angedeutet, beschränkt sich die weitere (graphische) Analyse auf Falll, weil die Einbeziehung von Fall 2 die qualitativen Aussagen nicht ändert und der Fall 3 durch die Annahme der Stabilität ausgeschlossen wird. III. Störungen Im folgenden sollen die Auswirkungen von Störungen auf die Geldmenge, den Zinssatz und den Wechselkurs untersucht werden. Bei den analysierten Parameteränderungen handelt es sich um 2S Anzumerken ist, daß Stabilität des Gleichgewichts auch noch möglich ist, wenn destabilisierende Wechselkurserwartungen vorliegen. In diesem Fall würde die erwartete Wechselkursänderungsrate p mit dem tatsächlichen Wechselkurs steigen, d. h. :! > 0, und sämtliche mit ep,fp, Lp und Fp verknüpften Ausdrücke würden in den Ableitungen ihre OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Devisenmarkteinflüsse auf Geldmenge, Zins und Wechselkurs 147 -sterilisierte Devisenankäufe durch die Zentralbank (FZ steigt bei konstanter monetärer Basis), -eine exogene Erhöhung des Bestandes an Auslandstiteln auf Grund von Leistungsbilanzüberschüssen der Nichtbanken (F steigt zusammen mit WP) und -eine Senkung des erwarteten Wechselkurses (w e sinkt). 1. Devisenmarktinterventionen Die Devisenmarktinterventionen sollen darin bestehen, daß die Zentralbank Devisen26 ankauft und die damit verbundene Ausweitung der monetären Basis durch entsprechende geldpolitische Maßnahmen wieder ausgleicht, z. B. durch Offenmarktverkäufe von Staatstiteln (sterilisierte Devisenankäufe). Die sterilisierten Devisenankäufe der Zentralbank bewirken im Finanzmarktdiagramm eine Rechtsverschiebung der F-Kurve; denn die bei einem Anstieg von FZ entstehende Überschußnachfrage wird bei gegebenem Zinssatz nur dadurch beseitigt, daß der Wechselkurs steigt. Das Endergebnis ist nach Fig.3a eindeutig: Der Zinssatz erhöht sich, und es erfolgt eine Abwertung27• w o M Fig. 3a Fig. 3b Die Zinserhöhung ist das Ergebnis einer Angebotseinschränkung und einer Nachfrageausweitung auf dem Geldmarkt (vgl. Fig. 3 b). Die Ursache hierfür sind abwertungsinduzierte Ertrags- und Vermögenseffekte, die zu einer Auf- Vorzeichen umkehren. Wie aus dem Anhang 1 hervorgeht, kann die für Stabilität maßgebliche Determinante auch dann noch in den Fällen 1 und 2 das erforderliche (positive) Vorzeichen aufweisen. 26 Annahmegemäß ist dabei der in Auslandswährung ausgedrückte Interventionsbetrag an Devisen Aktionsparameter (also FZ). 27 Siehe hierzu auch die Gleichungen (21) und (22) im Anhang 1. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 148 Hans-Joachim Jarchow stockung der Überschußreserven führen und die Geldnachfrage unmittelbar erhöhen. Ob die Geldmenge sinkt oder steigt, hängt davon ab, ob die Wirkung auf das Geldangebot oder auf die Geldnachfrage dominiert. Keinerlei Effekte auf Geldmenge und Zinssatz ergeben sich naheliegenderweise dann, wenn der Geldmarkt von Wechselkurseinflüssen unberührt bleibt. In diesem Fall wird (die vom Wechselkurs unabhängige) Geldmarktkurve im Finanzdiagramm zu einer Parallelen zur Abszissenachse durch den Punkt A2B. Die Einwirkung der Devisenmarktinterventionen auf den Wechselkurs ist dann offenbar stärker als bei einem wechselkursabhängigen Geldmarkt oder anders betrachtet: Eine Wechselkursabhängigkeit des Geldmarktgeschehens führt zu einer Abschwächung des durch Interventionen bewirkten Wechselkurseffekts. Sterilisierte Devisenmarktinterventionen haben gar keine Wirkung mehr auf den Wechselkurs, wenn die Kassenhaltung in Inlandswährung (Inlandskasse ) und die Kassenhaltung in Auslandswährung im Sinne einer perfekten Währungssubstitution vollkommene Substitute darstellen. In diesem denkbaren Fall ist die Reaktion der Nachfrage nach Inlandskasse, also die Geldnachfrage, auf die erwartete Wechselkursänderungsrate unendlich groß und die M-Kurve wird im Finanzdiagramm zu einer senkrecht verlaufenden Linie 29 . Von größerer Relevanz als dieser hypothetische Fall dürfte jedoch die Möglichkeit sein, daß sterilisierte Devisenmarktinterventionen in bezug auf den Wechselkurs deshalb weitgehend ihre Wirksamkeit verlieren, weil inländische Kredittitel bzw. Staatstitel und Auslandstitel annähernd vollkommene Substitute darstellen. Für den Grenzfall vollkommener Substituierbarkeit impliziert das Modell das Ergebnis, daß der Wechselkurs durch Devisenmarktinterventionen überhaupt nicht geändert wird 30. Diese bekannte Aussage gilt somit auch bei expliziter Berücksichtigung des Geschäftsbankensystems. 28 Geldangebot und Geldnachfrage sind unabhängig vom Wechselkurs, wenn ep, FG, Lp, Lw =0. In diesem Fall gilt di =_a 12 =0 ·1 0 dw IM a ll ,wel a 12 = . 29 Bei Lp --+ - 00 gilt di a12 d = -- --+ 00, da a12 --+ - 00, wenn Lp --+ - 00. W IM a ll 30 Sind verzinsliche in- und ausländische Finanzanlagen vollkommene Substitute, dann ist die Reaktion der Nachfrage nach Auslandstiteln auf Änderungen des inländischen Zinssatzes (i) und der erwarteten Wechselkursänderungsrate ß unendlich groß, d. h. F;, h --+ - 00, Fp,fp --+ 00. In diesem Fall gilt dw a ll dFZ=J--+ 0, da J--+oo. V gl. hierzu Gleichung (22) unter Berücksichtigung von Gleichung (III) aus dem Anhang 1. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Devisenmarkteinflüsse auf Geldmenge, Zins und Wechselkurs 149 2. Exogene Erhöhung des Devisenangebots Die exogene Erhöhung des Devisenangebots (dF) soll darauf zurückgehen, daß Nichtbanken Leistungsbilanzüberschüsse gegenüber dem Ausland erwirtschaftet haben. Damit ergibt sich zugleich ein Anstieg des Reinvermögens der privaten inländischen Nichtbanken (WP). Diese Parameterveränderungen bewirken im Finanzmarkt-Diagramm eine Linksverschiebung der M-Kurve und der F-Kurve. Die M-Kurve verschiebt sich nach oben, weil bei einem Anstieg von wP die Geldnachfrage steigt (Vermögenseffekt) und der so entstehende Nachfrageüberschuß bei gegebenem Wechselkurs nur beseitigt wird, indem der Zinssatz zunimmt. Die F-Kurve verschiebt sich nach links, weil auf Grund der von Nichtbanken verdienten Devisen ein Überschußangebot entsteht, das bei gegebenem Zinssatz nur durch eine Senkung des Wechselkurses beseitigt wird 31. Es zeigt sich, daß eine Aufwertung eintritt und die Wirkung auf den Zinssatz nicht eindeutig ist (vgl. Fig. 4). o Fig. 4 w Das Ergebnis hinsichtlich der Zinsentwicklung läßt sich durch folgende Anpassungsvorgänge interpretieren32 : -Erstens erhöht sich die Geldnachfrage auf Grund einer Vermögenszunahme. Primär steigt das Vermögen, weil die Nichtbanken Leistungsbilanzüberschüsse erwirtschaftet haben. Als Sekundäreffekt ergibt sich zwar dann auf Grund der Aufwertung eine wertmäßige Abnahme des Reinvermögens der privaten Nichtbanken. Diese kann den Primäreffekt aber nur teilweise 31 Durch den Anstieg von F steigt das Devisenangebot unmittelbar; die mit der Erhöhung von F einhergehende Zunahme des Reinvermögens der Nichtbanken führt aber auch zu einer Ausweitung der Devisennachfrage. Da(l- F~) > 0, ist die Nachfrageausweitung auf dem Devisenmarkt aber stets kleiner als die Angebotsausweitung, so daß ein Überschußangebot entsteht. 32 V gl. zur Interpretation Gleichung (23) im Anhang 1. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 150 Hans-Joachim Jarchow kompensieren 33, so daß sich letztlich auf Grund von Vermögenseffekten eine Ausweitung der Geldnachfrage ergibt. -Zweitens sinkt die Geldnachfrage im Zuge der Aufwertung, weil Abwertungserwartungen entstehen (Ertragseffekt). -Drittens steigt das Geldangebot, weil im Zuge der Aufwertung Überschußreserven abgebaut werden (Ertrags- und Vermögenseffekt). Dominieren die zuerst genannten Vermögenseffekte, dann tritt eine Zinssteigerung ein, andernfalls eine Zinssenkung. o Fi g. Sa w o Fig. Sb M Was die Geldmengenentwicklung anbelangt, so läßt das Modell als denkbare Möglichkeit auch eine Geldmengensenkung als Folge der Leistungsbilanzüberschüsse zu. Möglich wird dieses Ergebnis dadurch, daß der erwartete Wechselkurs als exogen angesehen wird und sich demzufolge bei einer Aufwertung Abwertungserwartungen einstellen, die -isoliert gesehen -einen Rückgang der Geldnachfrage zur Folge haben. Reagieren die Nichtbanken mit ihrer Nachfrage nach Inlandskasse auf Abwertungserwartungen sehr stark -wie bei ausgeprägter Währungssubstitution -, dann kann der Rückgang der Geldnachfrage den entgegengerichteten ersten und dritten Vorgang dominieren, so daß eine Schrumpfung der Geldmenge eintritt 34 • Realistischer erscheint jedoch JJ Unter Verwendung von Gleichung (24) aus dem Anhang 1 läßt sich zeigen, daß oL oL oWP dw o wP + 0 wP ow dF > O. J4 Hinreichende Bedingung hierfür ist, daß der Wechselkurs das Geldangebot nicht beeinflußt (ep, FG = 0), die Geldnachfrage nicht auf Änderungen des Reinvermögens reagiert (Lw = 0) und der Vermögenszuwachs von den Nichtbanken z. T. für den Erwerb von Staatstiteln verwendet wird (FJ;.. < 1). In diesem Fall ergibt sich eine Geldmengenschrumpfung, die von einer Zinssenkung begleitet ist (vgl. hierzu den Anhang 3). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49 Devisenmarkteinflüsse auf Geldmenge, Zins und Wechselkurs 151 die Vorstellung, daß sich die vermögensinduzierte Zunahme der Geldnachfrage (Vorgang 1) und (oder) der wechselkursinduzierte Anstieg des Geldangebots (Vorgang 3) durchsetzen, so daß eine Ausweitung der Geldmenge eintritt 35 • In diesem Fall ergibt sich also im Zuge der von den Nichtbanken verdienten Devisen eine Ausweitung der Geldbestände -trotz fixierter monetärer Basis - und damit ein Ergebnis, das auf der Linie des einleitend angeführten Zitats liegt. Die Geldmengenausweitung ist dabei stets mit einer Zinssteigerung verbunden (wie in Fig. Sb), wenn Nichtbanken ihre Kassenhaltung und Geschäftsbanken ihre Überschußreserven nicht als Substitute für Auslandsanlagen ansehen (Lp = 0, ep = 0) und die privaten Nichtbanken ihren Vermögenszuwachs ausschließlich in Form eines erhöhten Bestandes an Auslandstiteln und (oder) an Kasse halten (F{; + Lw = 1 mit Lw> 0)36 -eine auf sehr kurze Sicht plausibel erscheinende Annahme. Möglich erscheint schließlich noch der Sonderfall, daß Geldmenge und Zinssatz unverändert bleiben, weil weder das Geldangebot noch die Geldnachfrage von der exogenen Erhöhung des Devisenangebots und den hieraus resultierenden Wechselkurs änderungen berührt werden. Naheliegenderweise erhält man dieses Ergebnis, wenn die Nichtbanken den Zuwachs an Auslandstiteln in ihrem Portefeuille zu halten wünschen (F{; = 1 mit Lw = 0)37. 3. Änderungen der Wechselkurserwartungen Eine Senkung des erwarteten Wechselkurses wird im Finanzmarkt-Dia- gramm durch eine Linksverschiebung der M-Kurve und der F-Kurve dargestellt. Die M-Kurve verschiebt sich nach oben, weil bei einem Rückgang von w' einerseits das Geldangebot sinkt (Überschußreserven werden aufgestockt), anderseits die Geldnachfrage steigt (ErtragsefTekt), und die so entstehende Überschußnachfrage bei gegebenem Wechselkurs nur beseitigt wird, wenn sich der Zinssatz erhöht. Für die Verschiebung der F-Kurve ist maßgeblich, daß die Nachfrage nach Auslandstiteln bei einer Senkung des erwarteten Wechselkurses (ebenso wie bei einer Zinssenkung im Ausland) zurückgeht, und zwar auf Grund eines negativen Einflusses von w' auf/und F (ErtragsefTekt) sowie auf D' über das 35 Hierfür spricht auch die Vermutung, daß zumindest bei anhaltenden Leistungsbilanzüberschüssen der erwartete Wechselkurs nach unten korrigiert wird (also nicht konstant bleibt) und Abwertungserwartungen deshalb u. U. gar nicht erst entstehen. Damit würde der zweite Vorgang entfallen. 36 Zur Ableitung dieser hinreichenden Bedingung siehe den Beweis im Anhang 3. - Wie aus dem Anhang hervorgeht, ergibt sich dieses Ergebnis auch, wenn neben L/l = 0 gilt: e,=O und FG=O, d.h. M~=O. 37 V gl. hierzu auch Gleichung (23) im Anhang. - Wie sich aus Gleichung (23) ermitteln läßt, bleibt eine Zinswirkung auch aus, wenn statische Wechselkursänderungserwartungen vorliegen (:~ =0) und FG =0. In diesem Fall sind neben FG alle mit//l, F:, Lp und eIl verbundenen Ausdrücke gleich Null zu setzen. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46123-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:49