Wechselkursstabilisierung und Währungskooperation. Mit einem Vorwort von Jürgen Siebke

Gutowski, Armin (Ed.) Book Wechselkursstabilisierung und Währungskooperation. Mit einem Vorwort von Jürgen Siebke Schriften des Vereins für Socialpolitik, No. 172 Provided in Cooperation with: Verein für Socialpolitik / German Economic Association Suggested Citation: Gutowski, Armin (Ed.) (1988) : Wechselkursstabilisierung und Währungskooperation. Mit einem Vorwort von Jürgen Siebke, Schriften des Vereins für Socialpolitik, No. 172, ISBN 978-3-428-46433-3, Duncker & Humblot, Berlin, https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 This Version is available at: https://hdl.handle.net/10419/285605 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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Berlin OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Wechselkursstabilisierung und Währungskooperation Von Eduard J. Bomhoff, Emil-Maria Claassen, Reinhard Pohl, Rüdiger Pohl, Manfred Willms Herausgegeben von Armin Gutowski t mit einem Vorwort von Jürgen Siebke Duncker & Humblot . Berlin OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 CIP-Titelaufnahme der Deutschen Bibliothek Wechselkursstabilisierung und Währungskooperation / von Eduard J. Bomhoff ... Hrsg. von Armin Gutowski. Mit e. Vorw. von Jürgen Siebke. -Berlin : Duncker u. Humblot, 1988 (Schriften des Vereins für Socialpolitik, Gesellschaft für Wirtschaftsund Sozialwissenschaften; N.F., Bd. 172) ISBN 3-428-06433-X NE: Gutowski, Armin [Hrsg.]; Bomhoff, Eduard J. [Mitverf.]; Gesellschaft für Wirtschaftsund Sozialwissenschaften: Schriften des Vereins ... Alle Rechte, auch die des auszugsweisen Nachdrucks, der fotomechanischen Wiedergabe und der Übersetzung, für sämtliche Beiträge vorbehalten © 1988 Duncker & Humblot GmbH, Berlin 41 Satz: Hagedornsatz, Berlin 46 Druck: Berliner Buchdruckerei Union GmbH, Berlin 61 Printed in Germany ISBN 3-428-06433-X OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Vorwort Die in diesem Band der "Schriften des Vereins rur Socialpolitik" vorgelegten Referate wurden auf der 17. Sitzung des Ausschusses rur Geldtheorie und Geldpolitik am 6. und 7. Februar 1987 in Frankfurt vorgetragen und diskutiert. Armin Gutowski hat als Ausschußvorsitzender die Sitzung vorbereitet und geleitet und die Herausgabe des Bandes unter dem Titel "Wechselkursstabilisierung und Währungskooperation" besorgt. Die Veröffentlichung konnte er nicht mehr erleben. Armin Gutowskiverstarb am 29. November 1987. Er hinterläßt eine schmerzliche Lücke im Ausschuß rur Geldtheorie und Geldpolitik. Das wissenschaftliche Interesse von Armin Gutowski galt stets den aktuellen Problemen der internationalen Wirtschafts beziehungen und deren theoretischer Durchdringung, um zu wirtschaftspolitisch realisierbaren Empfehlungen und Lösungsvorschlägen zu gelangen. Die hier vereinigten theoretischen und empirischen Beiträge spiegeln ganz dieses sein Interesse wider. Rüdiger Pohlformuliert in seiner Arbeit "Wohlfahrtstheoretische Aspekte der internationalen geldpolitischen Kooperation" eine spieltheoretische Analyse. Grundlage bildet ein stochastisches Makromodell mit rationalen Erwartungen. Die wohlfahrtstheoretischen Aspekte werden dadurch integriert, daß das Geld nicht neutral ist und mithin ein Land in der Lage ist, durch Variation der nominalen Geldmenge über eine Beeinflussung des realen Wechselkurses Wohlfahrtsgewinne auf Kosten anderer Länder zu erzielen. Auch wenn unter diesen Prämissen bei exogenen Störungen ein kooperatives Verhalten der Notenbanken nichtkooperativen Strategien pareto-überlegen ist, kann gleichwohl die geld politische Kooperation vergleichsweise stärkere reale Wechselkursbewegungen hervorrufen. Das Fazit dieser Analyse liegt auf der Hand: Man darf in einem System flexibler Wechselkurse "aus der Beobachtung realer Wechselkursschwankungen nicht unbedingt aufunkoordiniertes Verhalten" schließen, und "die Stabilität des realen Wechselkurses (kann) nicht grundsätzlich das Ziel internationaler geldpolitischer Kooperation sein" (Seite 28). Die letztere theoretische Aussage ist insofern interessant, als in der aktuellen Diskussion auf währungspolitischer Ebene ein Handlungsbedarf rur eine internationale Währungskooperation deshalb gesehen wird, weil die realen Wechselkurse der wichtigsten westlichen Industrieländer einer persistenten ungleichgewichtigen Bewegung (misalignment) unterliegen würden. Die im einzelnen geltend gemachten Begründungen zeigt Man/red Willms in seiner Analyse der "Ansätze zur Währungskooperation und Wechselkursstabilisierung" auf. In einer detailliert vergleichenden AuseinanderOPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 6 Vorwort setzung mit den währungspolitischen Reformvorstellungen werden deren gemeinsame Schwächen herausgearbeitet; so u. a. die mangelnde operationale Gewichtung der fundamentalen Determinanten des gleichgewichtigen Wechselkurses und der Optimismus in den politischen Willen der betroffenen Länder, sich außerwirtschaftlichen Notwendigkeiten binnenwirtschaftlich unterzuordnen. In einem Kommentar zu dieser Schlußfolgerung unterstreicht Emi/-Maria Claassen, daß die Forschung gefordert ist herauszufinden, ob tatsächlich ein misalignment vorliegt oder nicht möglicherweise den Reformvorschlägen der Boden entzogen ist, weil die zu beobachtenden trendmäßigen Entwicklungen des realen Wechselkurses doch dem fundamentalen Gleichgewichtskurs entsprechen. Genau dieser Forderung, empirisch den Determinanten des Wechselkurses nachzugehen, entsprechen die Beiträge "Ein empirischer Versuch zu Erklärung der Dollarkurstendenz" von Reinhard Pohlund "The Dollar-Yen Exchange Rate" von Eduard J BomhojJ. Pohl kombiniert zur Erklärung des Außenwertes der D-Mark gegenüber dem US-Dollar in seiner Regressionsanalyse die Kaufkraftparitätentheorie mit dem erwarteten Realzinsgefalle zwischen beiden Ländern und der geplanten Länge der Anlageperiode einer Investition in Auslandswährungseinheiten. Bomhofferklärt die Differenz aus dem Kassakurs und dem Terminkurs der Vorperiode aus unerwarteten Entwicklungen der Inflationsraten sowie der Realzinsen als Träger neuer Informationen und einer Risikoprämie. Methodisch werden verschiedene Kalman-Filter-Verfahren angewendet, um die nicht beobachtbaren exogenen Variablen zu ermitteln und Veränderungen der Parameterwerte des Modells zuzulassen. Beide Arbeiten ergeben, daß Veränderungen der Realzinsen beträchtliche und anhaltende Abweichungen des Wechselkurses von der Kaufkraftparität auszulösen vermögen. Bomhoffs bedeutsames zusätzliches Ergebnis ist, daß die Existenz einer Risikoprämie in einem bilateralen Wechselkurs nicht mehr vernachlässigt werden darf. Diese Resultate haben weitreichende Konsequenzen: Devisenmarktinterventionen zur Stabilisierung der Wechselkurse müssen fehlschlagen, und die Abschätzung gleichgewichtiger Wechselkurszielzonen erscheinen außerordentlich schwierig, denn es liegen zu wenig Informationen über die Erwartungen der Vermögensanleger und über die Ertragsund Risikostrukturen ihrer Portefeuilles vor. Die empirische Evidenz stützt damit die in den theoretischen Arbeiten anklingende Skepsis über Zielsetzungen und Effizienz von Wechselkursstabilisierungen und Währungskooperationen. Jürgen Siebke OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Inhalt Wohlfahrtstheoretische Aspekte der internationalen geldpolitischen Kooperation Von Rüdiger Pahl, Hagen Ansätze zur Währungskooperation und Wechselkursstabilisierung 9 Von Man/red Willms, Kiel ............................................... 37 Kommentar zu Manfred Willms' "Ansätze zur Währungskooperation und Wechselkursstabilisierung" Von Emil-Maria Claassen, Florenz ....................................... 59 Ein empirischer Versuch zur Erklärung der Dollarkurstendenz Von Reinhard Pahl, Berlin . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 61 The Dollar-Yen Exchange Rate Von Eduard J. Bomho.ff, Rotterdam . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .. 87 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 14 (18) (19) (20) Koeffizienten A a=--- A2 _B 2 J1 2q> + dO A=I+-+--- 24> 2q>r(1 - ,1.) Rüdiger Pohl y* =am* -bm p* = cm* - gm a+b q=--(m-m*) 2q> 2q>a + dO(a + b) 2q>b + dO(a + b) c=------ 2q>r(1 - ,1.) g=------ 2q>r(1 - ,1.) J1 ,1.0 B=----- 24> 2q>(1 - ,1.) Output und Preisniveau hängen in jedem Land von der heimischen Geldmenge und von der ausländischen Geldmenge ab, der reale Wechselkurs ist eine Funktion des Geldmengendifferentials. Aufgrund der Auswirkungen heimischer Geldpolitik auf das Ausland und der Rückwirkung ausländischer Geldpolitik auf das Inland entsteht ein Kooperationsproblem. Wie sind die Wohlfahrtseffekte kooperativer und nicht-kooperativer Politik zu beurteilen? Die Antwort auf diese Frage setzt einen Bewertungsmaßstab voraus, der in den Nutzenverlustfunktionen für beide Länder gegeben ist: (21) (22) U= _[(ji_y)2+ Wp 2] U* = - [(ji* - y*)2 + W(p*)2] U(*l Nutzenverlust (des Auslands) ji Zielwert für den Output (Annahme ji = ji*) w relatives Gewicht des Preisniveaus in der Nutzenfunktion (w;:::: 0) Es werden quadratische Nutzenverlustfunktionen hinsichtlich der Outputabweichung vom Zielwert Lv) und des Preises vom Zielwert (jJ = 0) unterstellt. Die hier gewählten Nutzenverlustfunktionen stimmen mit den in der Literatur vorgeschlagenen Funktionen insofern überein, daß neben der Outputvariablen auch eine Preisvariable als Argument auftritt. 7 Dies ist bekanntlich nicht unproblematisch, es sei denn, man unterstellt, daß die Preisvariable wohlfahrtsbeeinflussende Realeffekte indiziert, die nicht in der Outputvariablen erfaßt werden (z. B. Verteilungseffekte). Für eine solche Annahme gibt der hier vorliegende Modelltyp aber keinen Anlaß. So erscheint die Einbeziehung der Preisvariablen problematisch, und es wird später zu prüfen sein (vgl. Abschnitt III 2), welche Konsequenzen eine andere Fassung der Nutzenverlustfunktion hätte. 7 Im Detail weichen die verwendeten Nutzenverlustfunktionen naturgemäß voneinander ab. So wird statt der Niveauvariablen y und p deren Änderungsrate (vgl. Cooper (1985)) oder deren Varianz (vgl. Taylor (1985)) verwendet. Statt des heimischen Preisniveaus wird das Konsumentenpreisniveau eingesetzt (vgl. Cooper (1985), Laskar (1986)). Auch finden OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Aspekte der internationalen geldpolitischen Kooperation 15 3. Kooperative und nicht-kooperative Strategie Eine kooperative Strategie liegt vor, wenn die Notenbanken auf der Basis einer gemeinsamen Zielfunktion ("Weltnutzenverlustfunktion") und unter Berücksichtigung der Restriktion (16) bis (19) zweierlei festlegen: das Verhältnis der nominalen Geldmengen zueinander und das Niveau der nominalen Geldmenge. Die gemeinsame Zielfunktion sei durch (23) 1 V=- (U + U*) 2 bestimmt, worin U und U* gemäß (21), (22) die jeweilige nationale Nutzenverlustfunktion sind. Die kooperative Strategie führt zu einem Pareto-Optimum.8 Eine nicht-kooperative Strategie liegt vor, wenn die Notenbanken unabhängig voreinander, auf der Basis der jeweiligen nationalen Nutzenverlustfunktion (21 bzw. 22) und unter Berücksichtigung der nationalen Restriktion (16, 17 bzw. 18, 19) ihre jeweilige optimale Geldmenge festlegen. Dabei unterstellt jede Notenbank bei ihrer eigenen Geldmengenfixierung, daß die andere Notenbank darauf geldpolitisch nicht reagiert. Die nicht-kooperative Strategie führt zu einem Nash-Cournot-Gleichgewicht, welches pareto-unterlegen ist. Mischformen, wonach eine, die "unabhängige" Notenbank, eine Stackelbergsche Führung übernimmt, d. h. die Reaktion der anderen, der "abhängigen" Notenbank einkalkuliert, können ebenfalls behandelt werden, sollen jedoch hier ausgespart bleiben? In der Übersichtstabelle sind die Ergebnisse der kooperativen und nichtkooperativen Strategien enthalten, und zwar die Optimalwerte für die Geldmenge und die daraus resultierenden Werte für den Output, das Preisniveau, den realen Wechselkurs und den Nutzenverlust beider Länder. Es wird deutlich, daß die kooperative Strategie (k) im Vergleich zur nichtkooperativen Strategie (n) zu höheren Werten der Geldmenge, des Outputs und des Preisniveaus führt (Yk > Y., Pk > Pn), der reale Wechselkurs in beiden Fällen jedoch gleich ist (qk = qn = 0) und der Nutzenverlust bei kooperativer Strategie geringer ist als bei nichtkooperativer Strategie (Uk < Un). sich weitere Argumente, z. B. Zinsund Steuersatz in der Funktion (vgl. Currie j Levine (1985». Anstelle des Outputs kann auch die Beschäftigung verwendet werden (vgl. Corden (1985». 8 Entsprechend der Symmetrieannahme des Modells sind beide Länder mit gleichen Gewichten e /2) in der "Weltnutzenverlustfunktion" berücksichtigt. Die Wahl der Gewichte wird hier jedenfalls nicht problematisiert, obwohl sie auch ein Konfliktpotential enthält. 9 Vgl. zu den Stackelberg-Lösungen Cooper (1985), MillerjSalmon (1985), Niehans (1968), Hamada (1974). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 16 Rüdiger Pohl Insgesamt kann also festgestellt werden, daß nicht-kooperatives Verhalten der Notenbanken zu einer übermäßigen geldpolitischen Restriktion führt. Diese Ergebnisse werden nun in Abb. 1 interpretiert. Die Abbildung ist aus der Sicht des Inlands konstruiert (wegen der Symmetrieannahme ist die Auslandssicht analog zu deuten). Abb.1 A Paretooptimum B Free-Rider Position E Nash-Cournot-Gleichgewicht I(q =01 q<O q>O 11 m"=m, Ergebnisse der geldpolitischen Strategie kooperative Strategie (Pareto-Gleichgewicht) (a-b)-l _ mk=mt= Y l+z Geldmenge nicht-kooperative Strategie (Nash-Cournot-G1eichgewicht) (a-b)-l _ mn = m: = 1 + z(l + x) Y Realer Wechselkurs qn=O Produktion Yn= l+z(l+x/ OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Aspekte der internationalen geldpolitischen Kooperation Preisniveau 1 1 Pk= '!"(I-A) (I +z) ji P = ji n '!"(I-A)[I+z(l+x)] Nutzenverlust U ---- 1+ -2 z ( zx 2) nl+z [1+z(l+x)] Y Legende w z= >0 ['!"(I-AW dO (ab)-l x=-- >0 2 ({I fl 2({1+dO 1+-+---- 2<jJ 2({1'!"(IA) -1 fl 1 (a-b) = 1 +-+---->0 <jJ '!"(I-A) 17 Wegen der Übereinstimmung von mund m* stimmen auch die jeweiligen Inlandsund Auslandswerte von y, P, U überein. Kurve I ist die Angebotsfunktion des Inlandes (9) bei einem realen Wechselkurs q = o. Kurve 11 gibt mögliche Gleichgewichtskombinationen vom inländischem Output und Preisniveau an. Lageparameter der inländischen "Möglichkeitskurve" ist die ausländische Geldmenge m*. Änderungen der inländischen Geldmenge m sind als Bewegungen auf 11 darstellbar. In A gilt m = m*. Links von A gilt m < m*.l0 Die Indifferenzkurven 111 sind Ellipsen um den Mittelpunkt (ji,O), welches die Zielwerte sind, bei denen der Nutzenverlust null wird. Die entscheidenden Punkte sind das Pareto-Optimum A, der Free-Rider-Punkt B und das Nash-Cournot-Gleichgewicht E. Die kooperative Lösung ist durch A gekennzeichnet. Die währungspolitische Kooperation der Notenbank hat zwei Elemente. Erstens muß jede Notenbank darauf verzichten, den realen Wechselkurs q manipulieren zu wollen. Zur kooperativen Lösung gehört q = 0, was jede Notenbank akzeptieren muß. 11 Das 10 Aus (16) und (17) läßt sich die Funktion für 11 ableiten: 2({1'!"(I-A)·a dO(a 2 -b 2) Y= P+ m* LI LI und LI=2({1a+dO(a+b) und a2 -b2 > o. Änderungen von m beeinflussen y und P gemäß (16), (17) in die gleiche Richtung. Diese Bewegung vollzieht sich unter der Bedingung, daß m* konstant bleibt, auf 11. 11 Die Gleichgewichtslösung q = 0 folgt aus der Symmetrie des Modells (die realen Verhältnisse beider Länder sind identisch, so daß sie von daher auch den gleichen Wechselkurs benötigen) und der Gewichtung beider Länder in der "Weltnutzenverlust2 Schriften d. Vereins f. Socialpolitik 172 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 18 Rüdiger Pohl impliziert, daß die Geldmengen beider Länder gleich groß sein müssen. Die Übereinstimmung der Geldmengen reicht aber nicht. Zweitens gehört zu A nämlich ein bestimmter Umfang des Geldvolumens, nämlich m = m* = mk. D.h. die Notenbanken müssen sich auch über den Umfang der Geldversorgung verständigen. Der Kooperationspunkt A ist pareto-optimal: unter der Kooperationsbedingung q = 0 und der durch die Möglichkeitskurve 11 gegebenen Alternativen kann das Inland keine höherwertige Indifferenzkurve als 111 2 erreichen. Das gilt analog auch für das Ausland. Die pareto-optimale Lösung impliziert, daß der Output unterhalb seines Ziel wertes (y < ji), das Preisniveau oberhalb seines Zielwertes (p> 0) liegt. Das Inland hat einen starken Anreiz, die kooperative Lösung A zu verlassen. Unter der Bedingung, daß das Ausland bei der vereinbarten optimalen Geldmenge m* = mk bleibt, kann das Inland durch Reduktion seiner Geldmenge auf mF den Free-Rider-Punkt B erreichen, der auf einer höherwertigen Indifferenzkurve III 1 liegt.12 Die Wohlfahrtsverbesserung des Inlands durch das FreeRider-Verhalten ist folgendermaßen zu begründen. Durch die restriktive Geldpolitik (Geldmengensenkung unter das vereinbarte Niveau) kommt es zu einer Aufwertung der heimischen Währung (q < 0). Dies löst gegenläufige Effekte aus. Einmal wird das inländische Preisniveau reduziert, was einen Wohlfahrtsgewinn bringt (im Pareto-Optimum lag das Preisniveau oberhalb des Ziel wertes). Andererseits bewirkt die Aufwertung eine Outputkontraktion, die für sich nutzenmindernd wirkt (im Pareto-Optimum lag der Output unter dem Zielwert). Der nutzenstiftende Effekt der Preisniveausenkung überwiegt zunächst, solange die Geldmenge auf mF zurückgeführt wird (Punkt B in Abb. 1). Bei einer zu starken Geldmengenkontraktion (über mF bzw. Punkt B hinaus) würde dagegen der nutzenmindernde Effekt der Outputkontraktion überwiegen. Lange wird sich das Inland seines V orteils bei B nicht erfreuen können. Durch die Aufwertung der Inlandswährung, die ja eine Abwertung der Auslandswährung spiegelt, erleidet das Ausland eine Wohlfahrtseinbuße, die Abwehrreaktiofunktion" (annahmegemäß gleich), was dann ebenfalls einen für beide Länder gleichen Wechselkurs erfordert. 12 Auf der Basis seiner Nutzenverlustfunktion (21) U und unter Annahme von m* = mk ist es für das Inland optimal, seine Geldmenge um z dß(a+b)_ mk-mF=-- y>O l+z 2<p(a 2 +wc 2) zu senken. Dadurch schrumpfen Einkommen und Preisniveau entlang der Möglichkeitskurve zwar um YkYF =a' H >0 und PkPF= C· H>O mit z dß(a+b)_ H=- Y l+z2<p(a 2 +wc 2) , aber der Nutzenverlust wird um Uk-U F= _(a 2 +wc 2 )(m k -mF)2 <0 kleiner. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Aspekte der internationalen geld politischen Kooperation 19 nen veranlaßt. Das Ausland wird der Kontraktion der inländischen Geldmenge eine Kontraktion seiner Geldmenge entgegenstellen. Es stellt sich nun C ein, wenn rn* auf das reduzierte Geldmengenniveau des Inlandes gesenkt wird, um wieder q = 0 herzustellen. (Freilich kann sich das Ausland auch zu einer tit-fortat-Reaktion ver anlaßt sehen und seinerseits eine rn-Kontraktion über C hinaus durchführen). Statt der vom Inland angestrebten Verbesserung 111 2 nach 111 1 kommt es effektiv zu einer Verschlechterung nach 111 3, Punkt C markiert aber ebenfalls nur ein vorübergehendes Gleichgewicht. Denn erneut hat das Inland Anlaß für Free-Rider-Verhalten. Eine weitere, nach D führende Geldmengenkontraktion verspricht eine Verbesserung gegenüber C. Die so ausgelöste Kettenreaktion einer Geldmengenreduktion des Inlandes und des Auslandes führt so zu dem nicht-kooperativen Nash-Cournot-Gleichgewichtspunkt E. Erst bei E fällt der Anreiz für weiteres Free-Rider-Verhalten weg. Da die in diesem Modell implizierten Reaktionsfunktionen linear und die Steigungen absolut kleiner als Eins sind, existiert das Nash-Gleichgewicht, und es ist stabilY Das Nash-Cournot-Gleichgewicht ist pareto-unterlegen. Zwar ist - wie im paretooptimalen Punkt A - der reale Wechselkurs gleich Null,jedoch wird nur noch die Indifferenzkurve 111 4 realisiert, die gegenüber 111 2 einen höheren Nutzenverlust impliziert. Das Dilemma der Kooperation besteht darin, daß das Inland permanent einen Anreiz hat, die eigene Geldmenge im Vergleich zu der des Auslandes zu reduzieren, um eine wohlfahrtssteigernde reale Aufwertung zu erzielen, daß diese Politik aber letztlich an Abwehrreaktionen des Auslandes scheitert und daß ein Gleichgewicht von Aktion und Reaktion erst auf dem pareto-unterlegenen Niveau zustande kommt. Sofern das Inland die Auslandsreaktion antizipiert, würde es auf Free-RiderVersuche im eigenen Interesse verzichten, und das vereinbarte Kooperationsgleichgewicht bliebe erhalten. Allerdings wird es insbesondere dann zu FreeRider-Versuchen kommen, wenn in einer unsicheren Welt die Auslandsreaktion nicht mit Sicherheit, sondern nur mit einer gewissen Wahrscheinlichkeit zu erwarten ist und wenn die Auslandsreaktion erst mit zeitlicher Verzögerung einsetzt. Dann können temporäre Vorteile erzielt werden. Sie zu nutzen, auch wenn langfristig davon Nachteile zu erwarten sind, kann für Regierungen sinnvoll sein, die sich einem Wahlzyklus gegenübersehen, in dem auch der temporäre Erfolg die Wiederwahlchancen verbessert (vgl. Oudiz/Sachs (1985), 13 Die Reaktionsfunktionen lauten: mit und m=H+R 'm* m*=H+R'm a H= ji a2 +wc 2 ab+wcg R=----;;---;;- a2 +wc 2 Es ist R< 1, weil a > b und daher auch c > g ist. 2* OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 20 Rüdiger Pohl Miller jSalmon (1985)). Sofern es, so oder anders motiviert, Anlaß zu Free-RiderVersuchen gibt, muß im übrigen jedes Land damit rechnen, daß das andere das Kooperationsabkommen bricht. Um hier einen (temporären) Nachteil zu vermeiden, wird jedes Land dem anderen zuvorzukommen versuchen. Es liegt ein prisoner-dilemma vor (vgl. OudizjSachs (1985), CurriejLevine (1985)). III. Bedingungen für das Kooperationsproblem 1. Übersicht Das Problem internationaler Kooperation in der Geldpolitik stellt sich nur dann, wenn die Wohlfahrtseffekte koordinierter Geldpolitik denen nichtkoordinierter Geldpolitik überlegen sind. Dies ist nicht generell, sondern nur unter bestimmten Bedingungen der Fall. Gelten diese Bedingungen nicht, so sind koordinierte und nicht-koordinierte Geldpolitik gleichwertig. Für die Ausgestaltung und Stabilität des Weltwährungssystems ist es bedeutsam, ob und inwieweit von einem Kooperationsbedarfwirklich auszugehen ist oder ob nicht auch nicht-kooperative Geldpolitik mit dem System vereinbar wäre. Kooperative Systeme verursachen Transaktionskosten ; die kooperative Lösung muß gefunden, ihre Einhaltung überwacht und Free-Rider-Versuchen mit wirksamen Sanktionen entgegengewirkt werden. Ein nicht-kooperatives System kann dagegen mehr oder weniger automatisch funktionieren. Somit ist es währungspolitisch von Interesse, ob die Bedingungen für die wohlfahrtstheoretische Überlegenheit der Kooperation erfüllt sind. In dem vorgeführten Modell entsteht das Kooperationsproblem, wenn drei Bedingungen gegeben sind: Es muß ein wirtschaftspolitischer Zielkonflikt vorliegen (lU 2). Der reale Wechselkurs muß auf den trade-off, der den Zielkonflikt ausdrückt; einwirken (III 3). Die Geldpolitik muß auf den realen Wechselkurs Einfluß nehmen können (III 3). Ist nur eine dieser Bedingungen nicht erfüllt, so sind kooperative und nichtkooperative Geldpolitik wohlfahrtstheoretisch gleichwertig. 2. Zielkonflikte Der Anreiz für ein Land zum Bruch einer Kooperationsvereinbarung, d. h. zu Free-Rider-Verhalten, besteht in der Hoffnung, durch Manipulation außenwirtschaftlicher Variabler (realer Wechselkurs) den eigenen Nutzen zu steigern bzw. den Nutzenverlust zu verringern, oder anders ausgedrückt: der erwünschten Zielkombination näher zu kommen. Der Anreiz ist nur gegeben, wenn das Land OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Aspekte der internationalen geldpolitischen Kooperation 21 aus eigener Kraft, d.h. ohne Rückgriff auf das Ausland, seine gewünschte Zielkombination nicht realisieren kann. Dies ist bei einem Zielkonflikt der Fall. Der Zielkonflikt ist in der Nutzenverlustfunktion (21), (22) in Verbindung mit der Angebotsfunktion (9), (12) angelegt. Ein Zielkonflikt läge nicht vor, wenn die Volkswirtschaft entweder einen Zielwert für den Output Si akzeptieren würde, der dem Gleichgewichtswert des Outputs (y = 0) entspräche, oder wenn in der Zielfunktion nur ein Ziel enthalten wäre (also das Preisniveau durch w = 0 eliminiert wäre) In beiden Fällen ließen sich dann die jeweiligen nutzenverlustminimierenden Werte (y = Si = 0 und p = 0 im ersten Fall, y = Si im zweiten Fall) ohne reale Wechselkursänderungen (also mit q = 0) realisieren. Da kein Land seine Situation durch Wechselkursmanipulation verbessern kann, bedarf es gegen derartige Manipulationen auch keiner Vorkehrungen. Auf Kooperation in der Geldpolitik kann verzichtet werden, da nicht-kooperative Geldpolitik zu dem gleichen Ergebnis führt. 14 Der erste Fall ist in Abb. 2a dargestellt. Das Nutzenverlustminimum liegt im Ursprung bei A, und es ist null. Ein Anreiz zu Free-Rider-Verhalten ist daher nicht gegeben. A beschreibt so gleichermaßen ein kooperatives wie ein nichtkooperatives Gleichgewicht. Der zweite Fall ist in Abb. 2 b dargestellt. Hier ist bei B das Nutzenverlustminimum (ebenfalls V = 0); und auch hier gibt es keinen Anreiz zu Free-Rider-Verhalten. Kooperatives wie nicht-kooperatives Verhalten führen zu übereinstimmenden Ergebnissen. Abb.2a Abb.2b I (q =0) I (q =0) y - p 3. Realer Wechselkurs und trade-off Der Zielkonflikt ist nur eine notwendige Voraussetzung für das Kooperationsproblem. Hinzu kommen muß die weitere Voraussetzung, daß durch Manipulation außenwirtschaftlicher Variabler, hier also des Wechselkurses, auf 14 Formal läßt sich die Übereinstimmung beider Lösungen zeigen, indem in den Lösungsfunktionen für mund U (vgl. Übersichtstabelle) entweder y = 0 (erster Fall) oder w = 0 mit der Folge z = 0 (zweiter Fall) eingesetzt werden. Es folgen dann mk = mn und Uk=Un=O. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 22 Rüdiger Pohl die Lage der Trade-off-Funktion eingewirkt werden kann. Nur dann gibt es ja für die Geldpolitik überhaupt einen Anreiz, die außenwirtschaftlichen Variablen zu beeinflussen. Der Anreiz besteht dann in der erwarteten Milderung des Zielkonflikts. Wohlgemerkt: ein Kooperationsproblem entsteht nicht schon daraus, daß eine Volkswirtschaft überhaupt außenwirtschaftliche Beziehungen unterhält und der reale Wechselkurs auf makroökonomische Variable der Volkswirtschaft wirkt. Das Kooperationsproblem entsteht nur insoweit, als über diese außenwirtschaftlichen Beziehungen auch Wohlfahrtseffekte erzielt werden können, also auf den Zielkonflikt innerhalb des Landes eingewirkt werden kann. Das läßt sich an dem Modell (9) bis (15) verdeutlichen. Der Trade-off wird durch die Angebotsfunktionen (9), (12) bestimmt: Output und Preisniveau sind nicht unabhängig voneinander, solange q = 0 gelten soll. Wenn hier der Einfluß des realen Wechselkurses eliminiert wird (d. h. A = 0 oder 8 = 0), dann entfiele das Kooperationsproblem, d. h. nicht-kooperative Politik führt dann zu dem gleichen Ergebnis wie kooperative Geldpolitik.15 Dies tritt ein, obwohl ansonsten weiterhin enge außenwirtschaftliche Beziehungen bestehen: der Wechselkurs wirkt auf die gesamtwirtschaftliche Nachfrage ((10), (13)), und es herrscht die Zinsparität (15). Die Annahme A = 0 bedeutet, daß der Nominallohn rigide ist, so daß die Wirkungskette vorn realen Wechselkurs über den Konsumentenpreisindex auf die Lohnbildung und damit auf die Trade-off-Funktion unterbrochen ist. Die Annahme 8 = 0 bedeutet, daß sich die Auslandsgüterpreise nicht in dem Preisindex niederschlagen, der für die Lohnbildung maßgebend ist, so daß auch hier die Wirkung auf die Lage der Trade-off-Beziehung unterbrochen ist. In beiden Fällen ist die Trade-off-Beziehung wechselkurs unabhängig. Im folgenden soll jedoch angenommen werden, daß der reale Wechselkurs auf die Trade-off-Beziehung wirkt und sich daher das Kooperationsproblem stellt. Es läßt sich dann zeigen, daß das Kooperationsproblem mit zunehmender außenwirtschaftlicher Verflechtung immer drängender wird. Als Meßlatte für den Grad der außenwirtschaftlichen Verflechtung kann 8, das Gewicht der Importpreise im heimischen Konsumgüterpreisindex, benutzt werden. Ein Anstieg von 8 beeinflußt die Lage des Nash-Cournot-Gleichgewichts. Mit steigender außenwirtschaftlicher Verflechtung (8 steigt) nimmt die nichtkooperative Geldmenge ab, Output und Preisniveau schrumpfen gleichermaßen. 16 Der Nash-Cournot-Punkt wandert von B nach C, so daß der Abstand 15 In der Lösungsübersicht erhält man für A. = 0 oder 8 = 0 gleichermaßen x = 0 mit der Folge mk = mn und Vk = Vn, d.h. die Wohlfahrtseffekte kooperativer und nicht-kooperativer Geldpolitik stimmen dann überein. 16 In der Ergebnisübersicht ist x abhängig von 8, und es gilt dx I d8 > O. Da auch dl Vnlldx > O,folgt dl Vnlld8 > O. Der Nutzenverlustwert einer nicht kooperativen Strategie steigt mit zunehmendem Auslandsanteil. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Aspekte der internationalen geldpolitischen Kooperation 23 zum Kooperationspunkt steigt (Abb.3). Nicht-kooperatives Verhalten der Notenbanken mindert die Wohlfahrt der Länder um so mehr, je größer der Grad der außenwirtschaftlichen Verflechtung ist. Abb.3 p 4. Geldpolitik und realer Wechselkurs Auch wenn ein Zielkonflikt vorliegt, der durch reale Wechselkursmanipulationen beeinflußbar ist, käme es dennoch nicht zu einem geldpolitischen Kooperationsproblem, wenn die Geldpolitik neutral bezüglich des realen Wechselkurses wäre. Das Kooperationsproblem setzt mithin voraus, daß die Geldpolitik auf den realen Wechselkurs einwirken kann. Ob und inwieweit Geldpolitik reale Effekte erzielen kann, gehört zu den wichtigsten Themen der monetären Makroökonomik in den siebziger und achtziger Jahren. In dem hier diskutierten Modell ist der Einfluß der Geldpolitik auf den realen Wechselkurs so lange gesichert, wie A< 1 ist, wobei A die Elastizität des Nominallohns in bezug auf den Konsumentenpreisindex ist. Eine proportionale Lohn-Preis-Reaktion (A = 1) würde dagegen reale Effekte der Geldpolitik verhindern.l? Die Realwirksamkeit systematischer Geldpolitik - und um die geht es hier -läßt sich auf verschiedene Weise begründen; am verbreitetsten sind die auf Fischer zurückgehenden Rigiditätsansätze, in denen vorübergehende Preisstarrheiten "überschießende" Wechselkurse und somit zeitlich begrenzte Realeffekte der Geldpolitik erlauben. l8 Der temporäre Charakter dieser Effekte legt es nahe, kurzfristige und langfristige Reaktionen auch mit Blick auf das Kooperationsproblem zu würdigen. Dabei deckt die 17 Für Je = 1 ergibt sich a + b = 0, und der reale Wechselkurs gemäß (20) wird zu q = O. 18 V gl. Fischer (1977), zum Overshooting Dornbusch (1976) und zu den realwirtschaftlichen Effekten der Geldpolitik der Überblick bei Pohl (1983). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 30 Rüdiger Pohl steigt. 22 Das kann das Inland erreichen, indem es die Geldmenge nicht um u / r reduziert, sondern um einen kleineren Betrag, so daß LI m + u / r > 0 ist. Wir wollen das als relativ expansive Geldpolitik bezeichnen (relativ expansiv in dem Sinne, daß die inländische Geldmenge um weniger gesenkt wird, als es der Abschottungsstrategie entspricht). Diese relativ expansive inländische Geldpolitik führt nun aber dazu, daß auch das Ausland von der Inlandsstörung getroffen wird. Die relativ expansive Inlandspolitik bewirkt nach (38) LI q > 0, d. h. eine reale Abwertung der Inlandswährung und damit eine reale Aufwertung der Auslandswährung. Das verbessert die Trade-off-Funktion des Auslands. Diese Verbesserung würde sich bei gegebener ausländischer Geldmenge (m*) nur in einer entsprechenden 22 Die Suboptimalität der Abschottungsstrategie aus inländischer Sicht kann wie folgt grafisch deutlich gemacht werden. Abb.5 p Im Ausgangspunkt A bildet sich das nicht-kooperative Nash-Cournot-Gleichgewicht A. Durch die Angebotsstörung u verschiebt sich die Angebotsfunktion von I nach I' und die Möglichkeitskurve 11 nach 11'. Die Abschottungsstrategie erfordert vom Inland, auf der neuen Möglichkeitskurve den Punkt B zu realisieren. Gegenüber dem Ausgangwert A ist eine Reduzierung des Nutzenverlustes eingetreten. Gleichwohl ist B nicht optimal. Solange das Ausland nicht reagiert, ist für das Inland C optimal. Jedoch liegt C unterhalb der neuen Angebotsfunktion 1', ist also nur mittels einer realen Abwertung der Inlandswährung zu erreichen. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Aspekte der internationalen geldpolitischen Kooperation 31 Reduktion des ausländischen Preisniveaus um Llp* = - g(Llm + u/r) niederschlagen. Nun kann analog wie beim Inland weiter argumentiert werden. Zwar bedeutet die Auslandspreissenkung dort einen geringeren Nutzenverlust. Doch ist es nicht optimal, wenn die Verlagerung der ausländischen Trade-off-Funktion nur zur Preis senkung und nicht auch zu Outputsteigerungen genutzt wird. Um auch eine Outputsteigerung zu bewirken, wird das Ausland seine Geldmenge m* erhöhen. Diese expansive Geldpolitik des Auslandes ist darauf gerichtet, der realen Aufwertung der eigenen Währung entgegenzuwirken und eine Outputsteigerung zu erzielen. Der dadurch reduzierte AbwertungsetTekt der Inlandswährung begünstigt dort die Preisniveauentwicklung (p sinkt jetzt). Erneut bessert sich also die Trade-otT-Funktion des Inlands, was die Notenbank zur partiellen Outputsteigerung nutzen wird, und zwar durch eine expansivere Geldpolitik. Der entscheidende Punkt liegt darin, daß der positive Angebotsschock im Inland zu einer expansiven Geldpolitik sowohl im Inland als auch im Ausland führen wird. Dies folgt aus dem Optimierungskalkül der Geldpolitik. 23 Der zentrale Transmissionsprozeß läuft über den realen Wechselkurs. Der expansive monetäre Impuls des Inlandes wie des Auslandes führt jeweils zu einer realen Abwertung der eigenen Währung und Aufwertung der anderen Währung, d.h. zu einer Verbesserung der Trade-otT-Funktion in einem anderen Land, was dort einen erneuten monetären Expansionsimpuls auslöst. Festzuhalten ist, daß bei asymmetrischen Störungen nicht mit einem Notenbankverhalten zu rechnen ist, welches die Auswirkung der Störung auf das Inland begrenzt und das Ausland von den Folgen abschottet. Vielmehr kommt es zu einem Notenbankverhalten, welches eine partielle Störübertragung auf das Ausland fördert. Da das Bestreben der inländischen und der ausländischen Notenbank nach Abwertung der jeweils eigenen Währung nicht gleichzeitig realisierbar ist, liegt ein Konflikt zwischen den Notenbanken vor. Die expansiven monetären Impulse beider Notenbanken wirken gegeneinander. Daher stellt sich das Problem der Kooperation versus der Nicht-Kooperation. Wie Gleichung (32) gezeigt hat, ist der reale WechselkursetTekt bei Kooperation größer als bei nicht-kooperativem Verhalten. Um dieses zu begründen, muß man sich erstens deutlich machen, daß eine inländische Angebotsstörung entweder zu 23 Der expansive Kurs der Geldpolitik tritt auch dann ein, wenn nicht eine Abschottungsstrategie des Inlandes als erste Reaktion unterstellt wird. Es sei jetzt angenommen, bei positiver Auslandsstörung werde die Geldmenge in beiden Ländern zunächst unverändert bleiben. Im Inland steigt der Output, der inländische Preisimpuls ist ungewiß (abhängig davon, ob c> 1 ist). Gleichzeitig kommt es über eine reale Abwertung der Inlandswährung (38) auf jeden Fall aber zu einem deflationären Effekt im Ausland (37), der dort in dem Bestreben, auch eine Outputsteigerung zu ermöglichcn. ci nc cx pa l1'i i \ c' Geldpolitik auslöst. Das wirkt auf das Inland und verursacht dort ebenfalls eine expansive Reaktion. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 32 Rüdiger Pohl einem internationalen Preisgefälle oder zu einem internationalen Outputgefälle führen muß. Aus (34) bis (38) lassen sich ableiten: (40) c+ g u p -p* = -- (y -y*) -- a r (41) y-y*=2cpq. Gleichung (40) besagt, daß eine positive inländische Angebotsstörung (u > 0) entweder zu einem Preisvorsprung des Auslandes (p - p* < O)oder zu einem Outputvorsprung des Inlandes (y - y* > 0) führen muß. Gleichung (41) besagt, daß ein eventueller Einkommensvorsprung des Inlandes eine abgewertete Inlandswährung (q > 0) voraussetzt. Wie man den Gleichungen (29) und (30) entnehmen kann, kommt es bei nicht-kooperativem und kooperativem Notenbankverhalten gleichermaßen zu einer Abwertung der Inlandswährung (q., qk > 0 bei u > 0). D. h. in beiden Strategien wird ein Teil der Anpassung an die Inlandsstörung über den "Mengenanpassungsmechanismus", also über das Entstehen einer Outputdifferenz y -y*, vorgenommen. Wenn jedoch der reale Wechselkurseffekt bei kooperativem Verhalten größer ist als bei nicht-kooperativem Verhalten, so bedeutet das, daß der Mengenanpassungsmechanismus bei kooperativem Verhalten stärker genutzt wird als bei nicht-kooperativem Verhalten. Zugleich wird der Preisanpassungsmechanismus (also Entstehung eines Preisgefälles p - p*) bei kooperativem Verhalten weniger genutzt als bei nicht-kooperativem Verhalten. Damit kann die folgende Zwischenbilanz gezogen werden. Tritt in einem Land eine Angebotsstörung auf, so muß zwischen den beiden Ländern entweder ein Preisgefälle ("Preisanpassungsmechanismus") oder ein Outputgefälle ("Mengenanpassungsmechanismus") entstehen. Kooperatives Verhalten der Notenbank nutzt im Vergleich zu nicht-kooperativem Verhalten relativ stärker den Mengenanpassungsmechanismus und relativ schwächer den Preisanpassungsmechanismus. Da kooperatives Verhalten ein relativ größeres Outputgefälle zuläßt, muß auch der reale Wechselkurseffekt größer sein als bei 'nichtkooperativem Verhalten. Worin liegt nun der Vorteil der einen und der Nachteil der anderen Strategie? In beiden Strategien kommt es nach der positiven Angebotsstörung zu expansiver Geldpolitik. Jedoch ist der Expansionsgrad nicht-kooperativen Verhaltens größer. Die bei nicht-kooperativem Verhalten entstehende Gesamtgeldmenge ist höher als die bei kooperativem Verhalten entstehende Gesamtgeldmenge, nämlich a2g u LI (m + m*)n - LI (m + m*)k = - > O. [a 2 + wc(c -g)] [a 2 + w(c -g)2] r (42) M. a. W.: Die nicht-kooperative Politik enthält bei der Reaktion auf (positive) Angebotsstörungen einen inflationären Bias, der sich im Vergleich zu kooperatiOPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Aspekte der internationalen geldpolitischen Kooperation 33 vem Verhalten nutzenmindernd auswirken kann. Die Einschätzung der Preisniveaueffekte liefert also den Schlüssel zum Verständnis der beiden Strategien. Das läßt sich untermauern, indem die Grenzfälle betrachtet werden. Würde das Preisniveau in der Nutzenverlustfunktion keine Rolle spielen (also w = 0), dann führen kooperatives und nicht-kooperatives Verhalten der Politik zu gleichen Ergebnissen (nämlich .1 q = 0, .1 m* = 0, .1 m = - u j r). Das vor der Störung erreichte Optimum der beiden Länder (y = y* = y) würde aufrechterhalten. Lediglich würde das Inland bei positiven Angebotsstörungen durch eine restriktive Geldpolitik (.1m=-ujr) eine Preisniveausenkung (.1p=-ujr) induzieren. Das Nutzenverlustminimum bleibt davon annahmegemäß aber unberührt. Der reale Wechselkurs bleibt unverändert (.1 q = 0), so daß das Ausland die Inlandsstörung nicht spürt. Es entsteht folglich auch kein Konflikt zwischen beiden Ländern, der durch kooperatives oder nicht-kooperatives Verhalten zu lösen wäre. V. Abschließende Bemerkungen Bei dem Thema internationale geldpolitische Kooperation stehen drei Fragen im Vordergrund. Die erste Frage betrifft die Bedingungen für die Existenz eines Kooperationsproblems. Damit kooperatives und nicht-kooperatives Verhalten der Notenbanken zu unterschiedlichen Wohlfahrtseffekten führen kann, muß eine Struktur der Weltwirtschaft angenommen werden, bei der ein Land in der Lage ist, durch Variationen der Geldmenge über dadurch induzierte Anpassungen außenwirtschaftlicher Variabler (realer Wechselkurs) Wohlfahrtsgewinne auf Kosten anderer Länder zu erzielen. Eine solche Struktur wird in der Kooperationsliteratur durchweg unterstellt. Das läßt sich unter Rückgriff auf jene Ansätze der monetären Makroökonomik rechtfertigen, die Möglichkeiten für eine aktive Geldpolitik aufzeigen. Jedoch sind diese Ansätze nicht unbestritten, und zumindest für die lange Frist gehen viele Autoren von der Neutralität der Geldpolitik aus. Folgt man dieser Linie, so ergäbe sich bei langfristiger Orientierung der Geldpolitik kaum ein Kooperationsproblem. Es muß also insgesamt festgestellt werden, daß die wohlfahrtstheoretischen Aspekte der internationalen geldpolitischen Kooperation ganz entscheidend davon abhängen, ob und welche Möglichkeiten für eine aktive Geldpolitik gegeben sind. Dies deutlich zu machen, war ein wichtiges Anliegen dieses Beitrags. Die zweite Frage betrifft -Existenz des Kooperationsproblems unterstelltdie Auswirkungen kooperativen und nicht-kooperativen Verhaltens auf die realwirtschaftlichen Variablen, insbesondere auf den realen Wechselkurs. Die erheblichen Wechselkursbewegungen der letzten Jahre haben zu einer anhaltenden Debatte über die Ausgestaltung des internationalen Währungssystems geführt. Gemeinhin wird dabei die Stabilisierung des realen Wechselkurses als ein vordringliches Ziel angesehen. Aus dem Blickwinkel von Kooperation oder Nicht-Kooperation muß dies jedoch differenzierter betrachtet werden. Die Konstanz des realen Wechselkurses kann gleichermaßen mit kooperativem wie 3 Schriften d. Vereins f. Socialpolitik 172 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 34 Rüdiger Poh! auch mit nicht-kooperativem Verhalten der Notenbanken verbunden sein (wenn, wie in Abschnitt 11 3 gezeigt, symmetrische Bedingungen herrschen). Mit anderen Worten kann aus einer Konstanz des realen Wechselkurses nicht ohne weiteres auf das "Wohlverhalten" der einzelnen Länder geschlossen werden, wenn die Konstanz auch bei nicht-kooperativem Verhalten möglich ist. Darüber hinaus konnte gezeigt werden (Abschnitt IV), daß unter bestimmten Bedingungen (auf ein Land begrenzte Angebotsschocks) gerade durch kooperatives Verhalten der Notenbanken die realen Wechselkursbewegungen akzentuiert werden. Reale Wechselkursbewegungen können sich durchaus als notwendige und unter wohlfahrtstheoretischen Aspekten auch als erwünschte Folge eines kooperativen Verhaltens erweisen. Das weist auf die Dimension des währungspolitischen Problems hin. Nicht die Konstanz des realen Wechselkurses belegt den Erfolg eines Währungssystems, sondern erst der Verzicht auf nichtkooperative Strategien. Und die Beweglichkeit des realen Wechselkurses ist kein Mißerfolg des Systems, wenn sie aus der kooperativen geldpolitischen Reaktion auf Störungen folgt. Die dritte Frage betrifft die Durchsetzbarkeit internationaler Kooperationsvereinbarungen. Auch wenn kooperatives Verhalten pareto-überlegen ist, bleibt es doch nicht gesichert, weil jedes Land Anreize zu Free-Rider-Verhalten hat (vgl. Abschnitt III). Das führt zu den vermutlich immensen politischen Problemen einer internationalen Kooperation hin, die jedoch in diesem Beitrag ausgespart blieben. Was hierzu in der Literatur entwickelt worden ist, bleibt bisher noch recht vage. So wird auf die Notwendigkeit einer intensiven internationalen Überwachung (surveillance) hingewiesen, um nicht-kooperatives Verhalten identifizieren zu können. Unter Umständen kann währungspolitische Disziplin auch durch die "Führerschaft" (leadership) der führenden Ökonomien erreicht werden, vorausgesetzt, es stehen wirksame Sanktionsmechanismen gegen nicht-kooperatives Verhalten zur Verfügung. Die in einem Währungssystem notwendige Disziplin wird so lange schwer aufrechtzuerhalten sein, wie die einzelnen Länder meinen, daß ihre nationale Souveränität auch ihre wirtschaftspolitische Autonomie einschließen müsse. Die wirtschaftspolitische Autonomie wird aber durch die faktische Interdependenz der Volkswirtschaften aufgehoben, nicht nur bei festen, sondern auch bei flexiblen Wechselkursen. Ökonomisch besser stellen können sich die Länder unter diesen Umständen nur gemeinsam und nur dadurch, daß sie miteinander kooperieren. Anhang A* Zunächst gilt es zu zeigen, daß in dem Basismodell (1)-(8) bei konstanten Erwartungswerten für die Geldmengen auch die Erwartungswerte der Preisniveaus in den beiden Ländern und des nominalen Wechselkurses konstant sind (vgl. Laskar (1986)). * Bei den umfangreichen Berechnungen dieses Anhangs hat mich Herr Dipl.-Ök. F. Kißmer erheblich unterstützt. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Aspekte der internationalen geldpolitischen Kooperation 35 Durch Addition der Gleichungen (1) und (4), (2) und (5), (3) und (6) läßt sich eine Differenzengleichung für die Summe der erwarteten Preisniveaus beider Länder ableiten: (i) E,(p, + pt) =~ E,(m + m*) + rjJ; E,(p,+ 1 + pi+ 1) L1 = ß(p, + rjJ) + rjJ(l + p,). Vorwärtslösung ergibt einen konstanten Erwartungswert E(p + p*). Durch Subtraktion der Gleichungen (1) und (4), (2) und (5), (3) und (6) erhält man unter Berücksichtigung von (7) und (8) ein Differenzengleichungssystem, dessen homogener Teil wie folgt aussieht: (ii) [E,(q,) ] [all a l2 ] [E,(q'+l) ] E,(p,-pi) = a 21 a 22 E,(P'+1 -Pi+l) all = [p,ß + rjJ(l+ ß + p,)]/ L1 a l2 =ßp,/L1 a 21 = 2[rjJy + p,(rp + y)]/ L1 a22 =p,[rjJ + 2(rp + y)]/ L1 L1 = ß(p, + rjJ + 2rp) + (1 + 1]) [rjJ + 2(rp + y)] Die Stabilität von (ii) ist gegeben, da die Schur-Kriterien erfüllt sind. Da somit E (p - p*) und E (q) konstant sind, läßt sich schließen: Wegen der Konstanz von E(p + p*) und E(p -p*) sind dann E(p) und E(p*) konstant. Wegen konstanter Preiserwartungen und eines konstanten Erwartungswerts für den realen Wechselkurs E(q) ist auch der Erwartungswert für den nominalen Wechselkurs konstant. Damit kann in (1) bis (8) E(P'+l-P,)=E(pi+l-pi)=E(e'+I-e,)=O gesetzt werden. Nach Erwartungsbildung für das restliche Modell erhält man (9) bis (15), worin alle verbliebenen Größen streng genommen Erwartungswerte sind. Da die stochastischen Einflüsse (u, x) im Rahmen dieses Beitrags jedoch vernachlässigt werden können (nochmals: es geht hier nicht um die monetäre Beeinflussung der Varianz geldpolitischer Zielgrößen, sondern um die Beeinflussung ihrer Niveaus), kann die "deterministische" Schreibweise der Gleichungen (9) bis (15) gewählt werden. Literaturverzeichnis Aliber. R. (Hrsg.) (1974): National Monetary Policies and the International Financial System, Chicago u.a. 1974. 3' OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 36 Rüdiger Pohl Artus, P.f Guvenen, O. (Hrsg.) (1986): International Macroeconomic Modelling for Policy Decisions, 1986. Brandsma, A./ Hughes Hallet, A. 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Währungsintegration und Währungskooperation Die Analyse der internationalen währungspolitischen Zusammenarbeit hat in der Nachkriegszeit durch zwei politische Entwicklungen entscheidende Impulse erfahren, nämlich erstens durch die Gründung der Europäischen Wirtschaftsgemeinschaft im Jahre 1957 und zweitens durch den Zusammenbruch des Bretton Woods Systems im Jahre 1973. Die Gründung der Europäischen Wirt schafts gemeinschaft hat zu umfangreichen Forschungsarbeiten über die Währungsintegration geführt. Währungsintegration bedeutet im Endzustand die Schaffung einer Währungsunion mit einer Einheitswährung. Im Mittelpunkt der Studien steht die Ableitung von Kriterien für die Abgrenzung eines optimalen Währungsgebiets und für die optimale Strategie zur Erreichung einer Währungsunion. Im Gegensatz zur Währungsintegration wird bei der Währungskooperation davon ausgegangen, daß die nationalen Währungen in den einzelnen Ländern erhalten bleiben. Ziel der Kooperation ist die Verringerung der starken Wechselkursschwankungen, die seit dem Übergang zu flexiblen Wechselkursen zwischen den wichtigsten Währungen der Welt aufgetreten sind. Im Mittelpunkt der ökonomischen Analyse stehen Vorschläge zur Kooperation im Bereich der Geldpolitik und im Bereich der Interventionspolitik auf den Devisenmärkten. Gegenstand dieses Beitrags ist es, die zur Zeit diskutierten Vorschläge zur Währungskooperation aufzuzeigen und die mit ihnen verbundenen Probleme offenzulegen. Auf die in spieltheoretischen Ansätzen gestellte Frage, ob eine kooperative Lösung einer nicht-kooperativen überoder unterlegen ist, wird nicht eingegangen. 11. Probleme des internationalen Währungssystems nach Bretton Woods Beim Bretton Woods System handelte es sich um ein Kartellwährungssystem in Form einer Wechselkursunion. Die Mitglieder des Systems vereinbarten feste Paritäten zwischen ihren Währungen bei gleichzeitiger Gewährleistung der Konvertibilität. Der Kartellcharakter kam darin zum Ausdruck, daß die OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 38 Manfred Willms relativen Preise zwischen den Währungen fixiert wurden. Eine Vereinbarung über die absolute Höhe des Preisniveaus gab es dagegen nicht. Die Fixierung des absoluten Preisniveaus blieb den USA als wirtschaftlich stärkstem Mitgliedsland überlassen. Die USA übernahmen damit im Rahmen des Bretton Woods Systems die Preisführerschaft mit dem Dollar als Leitwährung. Das System erforderte langfristig eine Orientierung der Geldpolitik der Mitgliedsländer an der Geldund Fiskalpolitik des Leitwährungslandes. Es konnte daher nur so lange funktionsfähig sein, wie die Präferenz für eine bestimmte Inflationsrate in den USA den Präferenzvorstellungen über die Preisniveauentwicklung in den anderen Ländern entsprach. Dies war in der Anfangszeit, als die USA eine Politik sehr niedriger Inflationsraten betrieben, weitgehend der Fall. Die ab Mitte der 60er Jahre zunehmend expansiver werdende Geldund Fiskalpolitik der USA führte zu einer allmählichen Destabilisierung des Systems. Es kam zu Abwertungen des realen Wechselkurses in Ländern, die eine niedrigere Inflationsrate als die USA bevorzugten, und zu Aufwertungen in Ländern, die eine höhere Inflationsrate präferenzierten. Länder, deren Währung unterbewertet war, verzögerten systematisch eine Aufwertung, um die Beschäftigung und die Einkommen in ihrer Exportindustrie zu schützen. Als Folge stellten sich bei ihnen hohe Überschüsse in der Leistungsbilanz und ein Anstieg der Währungsreserven ein. Länder mit überbewerteter Währung verzögerten systematisch eine Abwertung, um einen Inflationsimport zu vermeiden. Ihre Leistungsbilanz wurde defizitär, und ihre Währungsreserven nahmen ab. Der Sachverhalt, daß im Bretton Woods System keine Verständigung über die Festlegung eines einheitlichen Preisniveaus und damit keine Koordinierung der Geldund Fiskalpolitik erfolgt ist, hat zu erheblichen Verzerrungen der Investitionsstruktur in den Mitgliedsländern und im internationalen Handel geführt. Die letztendlich doch unvermeidlichen Wechselkurskorrekturen waren sprunghaft und fielen fast immer zu gering aus. Sie dürften eher zur Destabilisierung als zur Stabilisierung des Investitionsklimas in den Mitgliedsländern beigetragen haben. Kritiker des Bretton Woods Systems wie Milton Friedman 1, Harry G. Johnson2 und Egon Sohmen3 bezweifelten grundsätzlich die Funktionsfähigkeit einer Wechselkursunion. Sie verwiesen auf den inneren Widerspruch zwischen der Vereinbarung fester Paritäten und der Aufrechterhaltung unterschiedlicher Zielvorstellungen in bezug auf die Preisniveauentwicklung in den einzelnen Ländern. Die Lösung dieses Konflikts sahen sie nur in einem System voll flexibler Wechselkurse. 1 Friedman, M., The Case for Flexible Exchange Rates, in: Friedman, M. (Hrsg.): Essays in Positive Economics, Chicago 1953, S. 157-203. 2 Johnson, H. G., The Case for Flexible Exchange Rates 1969, in: Federal Reserve Bank of St. Louis Review, Vol. 51, Nr. 6 (1969), S. 12-24. 3 Sohmen, E., Flexible Exchange Rates, 2. Aufl., Chicago 1969. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Ansätze zur Währungskooperation und Wechselkursstabilisierung 39 Von einem solchen System wurde erwartet, daß sich die Wechselkurse durch die Marktkräfte tendenziell ihrem langfristigen Gleichgewichtswert annähern. Kurzfristige Wechselkursschwankungen und kurzfristige Abweichungen der Wechselkurse von der Kaufkraftparität als einem Maßstab für den Gleichgewichtskurs wurden allerdings nicht ausgeschlossen. Sofern spekulative Einflüsse auftraten, wurden sie als wechselkursglättend angesehen. Das zentrale Argument war hierbei, daß erfolgreiche Spekulanten eine Währung bei niedrigem Kurs kaufen und bei hohem Kurs verkaufen, so daß potentielle Kursausschläge abgeschwächt würden und die Spekulation stabilisierend wirkt. Von flexiblen Wechselkursen wurde ferner erwartet, daß Verzerrungen in der internationalen Arbeitsteilung und im Welthandel, wie sie für das Bretton Woods System typisch waren, durch eine kontinuierliche Anpassung der Wechselkurse an ihren Gleichgewichtswert vermieden werden könnten. Außerdem herrschte die Vorstellung, daß jedes Land eine unabhängige Geldpolitik betreiben könne, und die eigene Volkswirtschaft vor außenwirtschaft lichen Störungen, vor allem vor dem Inflationsimport, weitgehend abgeschirmt werden kann. Die optimistischen Erwartungen, die mit der Einführung flexibler Wechselkurse zwischen den international wichtigsten Währungen verbunden waren, haben sich in der Realität nur zum Teil erfüllt. Als positive Ergebnisse der Floating-Periode sind festzuhalten :4 1. Stabilitätsorientierte Länder waren in der Lage, eine weitgehend unabhängige Geldpolitik zu betreiben und ihre Inflation auf das von ihnen gewünschte niedrigere Niveau zurückzuführen. 2. Die realen Wechselkurse haben sich schneller als im Bretton Woods System an veränderte Arbeitsproduktivitäten und veränderte Angebotsund Nachfragestrukturen angepaßt. 3. Kapitalverkehrskontrollen, die im Bretton Woods System notwendig waren, haben mit der Einführung flexibler Wechselkurse an Bedeutung verloren; die Integration der internationalen Kapitalmärkte hat zugenommen. 4. Welthandel und internationale Direktinvestitionen haben sich in der Periode des Floatens genauso expansiv entwickelt wie im Bretton Woods System. Abweichend von den Erwartungen ergaben sich demgegenüber folgende negative Wirkungen des Floating Rate Systems:5 4 V gl. zu einigen dieser Argumente: International Monetary Fund, The Exchange Rate System: Lessons of the Past and Options for the Future, Occasional Paper No. 30, Washington, D.C. 1984, S. 47ff. S Vgl. auch Dunn, R. M., The Many Disappointments of Floating Exchange Rates. Essays in International Finance Nr. 154, Princeton, N.J. 1983. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 46 Manfred Willms Ressourcen ohne Inflation und externes Gleichgewicht ein Leistungsbilanzsaldo, der genau dem gewünschten Kapitalstrom entspricht, der sich aufgrund der inländischen Sparneigung und Investitionsneigung ohne Störung durch die öffentlichen Haushalte einstellt. Die Berechnung des FEER erfolgt unter Ausschaltung zyklischer Effekte der Variablen mittels des Wechselkursmodells des IMF. Williamson kommt dabei zu folgender Beurteilung der damaligen Situation: Im 1. Quartal 1983 war die DM gegenüber dem Dollar um 22% und im 4. Quartal 1984 um 50% unterbewertet. Die Weite der Zielzonen sollte möglichst groß ausfallen. Williamson schlägt maximale Abweichungen von dem FE ER von ± 10% vor. Derartige Abweichungen sind immer noch erheblich niedriger als die in der Phase des Floatens eingetretenen Wechselkursschwankungen von 30 bis 50%. Begründet wird die vorgesehene relativ große Ausdehnung der Ziel zonen jedoch nicht mit den in der Realität beobachteten Schwankungen, sondern mit folgenden Argumenten: 19 1. den Unsicherheiten bei der Schätzung des Gleichgewichtswechselkurses, 2. der größeren politischen Konsensfähigkeit, 3. der Erhaltung eines Spielraums für eine nationale Stabilisierungspolitik, 4. der besseren Möglichkeit zur Neutralisierung spekulativer Kapitalbewegungen und 5. der leichteren Überwindung des politischen Widerstands gegen eine wechselkursorientierte internationale Kooperation in der Wirtschaftspolitik. Ein weiteres zentrales Element von Wechselkurszielzonen stellt die Ausgestaltung des Anpassungsmechanismus dar. Das vorgelegte Zielzonenkonzept trägt dem Sachverhalt, daß Anpassungen der Zielzonen von Zeit zu Zeit notwendig sind, auf zweierlei Weise Rechnung: Zunächst einmal ist vorgesehen, daß der im Mittelpunkt stehende Gleichgewichtswechselkurs kontinuierlich an unterschiedliche Entwicklungen der nationalen Inflationsraten und der volkswirtschaftlichen Basisdaten angepaßt wird. Auf diese Weise könnte eine Art "crawling zone" entstehen. Notwendige Anpassungen der Gleichgewichtskurse sollten stets unterhalb der Breite der Zielzonen liegen, um gravierende spekulative Umschichtungen der Nachfrage nach internationalen Währungen zu verhindern. 20 Als weitere Maßnahme ist vorgesehen, daß ein Land, dessen Wechselkurs die Grenzen der Zielzone erreicht oder überschreitet, verpflichtet ist, Konsultationen mit den anderen Mitgliedsländern vorzunehmen. Die Konsultationen können entweder dazu führen, daß die Zielzone verändert wird oder daß 19 Institute for International Economics and Centre d'Etudes Prospectives et d'Informations Internationales: Exchange Rate Management and Policy Coordination: The Search for Realistic World Monetary Reform, Paris, Februar 1986, S.27. 20 Williamson, J., The Exchange Rate System, a. a. 0., S. 66. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Ansätze zur Währungs kooperation und Wechselkursstabilisierung 47 wirtschaftspolitische Maßnahmen zur Rückkehr in den mittleren Bereich der Zielzone vereinbart werden. Wird eine Änderung der Zielzone für nicht erforderlich gehalten, gibt es zwei Möglichkeiten: Droht nur der Kurs einer einzelnen Währung aus der Zone auszubrechen, hat das betreffende Land durch wirtschaftspolitische Maßnahmen dafür zu sorgen, daß sich sein Wechselkurs wieder auf den realen Gleichgewichtskurs zu bewegt. Drohen dagegen die Kurse mehrerer Währungen gleichzeitig aus den Zielzonen auszubrechen, ist darüber zu entscheiden, welches Land oder welche Länder wirtschaftspolitische Maßnahmen zur Anpassung der Wechselkurse zu ergreifen haben. Als wichtigstes wirtschaftspolitisches Instrument zur Wechselkursanpassung wird die Geldpolitik angesehen. 21 Danach sollen Länder, deren Wechselkurs sich auf die Obergrenze der Zielzone zubewegt, zu einer restriktiven Geldpolitik mit einer entsprechenden Erhöhung des inländischen Zins niveaus übergehen, während Länder, deren Wechselkurs zur Untergrenze tendiert, eine expansive Geldpolitik einschlagen sollen. Generell soll die Geldpolitikjedoch nicht primär der Wechselkurssteuerung dienen, sondern einem stabilen Wachstumspfad folgen, der international abgesprochen und mit den Wechselkurszielzonen vereinbar ist. Auf diese Weise sollen inflationistische oder deflationistische Fehlentwicklungen des Systems ausgeschlossen werden. In bezug auf den Einsatz der Fiskalpolitik zur Wechselkursstabilisierung ist Williamson relativ zurückhaltend. Er begründet dies zum einen damit, daß der Einfluß der Fiskalpolitik auf den Wechselkurs umstritten ist, und zum anderen damit, daß die Fiskalpolitik ein zu wenig flexibel einsetzbares Instrument darstellt. 22 Im Rahmen des policy-mix wird der Fiskalpolitik jedoch eine Bedeutung zur simultanen Realisierung des internen und externen Gleichgewichts beigemessen. Als weiteres mögliches Instrument zur Stabilisierung der Wechselkurse werden Zentralbankinterventionen angesehen. 23 Sterilisierten Interventionen wird eine Wirkung auf den Wechselkurs zuerkannt, wenn sie in großem Umfang und über längere Zeiträume durchgeführt werden. Nicht-sterilisierte Interventionen sind in bezug auf den Wechselkurs wirksamer, können jedoch zu unerwünschten Schwankungen der inländischen Geldmenge und einer Destabilisierung der Inlandsnachfrage führen. Kapitalverkehrskontrollen, Tobins Steuer auf Devisentransaktionen oder eine Zinsausgleichssteuer werden ebenso wie automatische Geldmengenregeln als unpraktikabel abgelehnt. 21 Vgl. Williamson, J., The Exchange Rate System, a.a.O., S. 69. 22 Vgl. Williamson, J., The Exchange Rate System, a.a.O., S. 71. 23 Vgl. Institute for International Economics and Centre d'Etudes Prospectives et d'Informations Internationales: Exchange Rate Management and Policy Coordination, a.a.O., S. 3lf. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 48 Manfred Willms 3. Koordinierung der Wirtschaftspolitik auf der Grundlage von Indikatoren Konkrete Vorschläge mit dem Ziel einer internationalen Koordinierung der Wirtschaftspolitik zur Stabilisierung der Wechselkurse auf der Grundlage von gesamtwirtschaftlichen Indikatoren sind in der jüngsten Vergangenheit vor allem von dem amerikanischen Finanzminister James A. Baker 24 und von John Williamson 25 unterbreitet worden. Danach sollen Zielgrößen von Indikatorwerten für makroökonomische Variablen, die in der Lage sind, Informationen über das binnenund außenwirtschaftliche Gleichgewicht eines Landes zu geben, quantifiziert werden. Bei einer Abweichung der realisierten Indikatorwerte von den angestrebten Ziel werten sollen international koordinierte Maßnahmen ergriffen werden, um die tatsächlichen Werte an die gewünschten Werte anzupassen. Die Maßnahmen sind im einzelnen nicht konkretisiert worden. Zu ihnen gehören jedoch nach den Vorstellungen von Baker auch koordinierte Devisenmarktinterventionen. 26 Williamson unterscheidet vier Funktionsebenen für Indikatoren. 27 Demzufolge können Abweichungen der Indikatoren von ihren Zielwerten folgende mögliche wirtschaftspolitische Reaktionen auslösen: 1. Aufnahme von Beratungen zwischen den beteiligten Ländern. 2. Diskussionen über das Erfordernis des Einsatzes bestimmter Maßnahmen. 3. Übernahme einer Verpflichtung, Anpassungsmaßnahmen durchzuführen. 4. Sanktionsmechanismen bei Nichtanpassung der Wirtschaftspolitik. Die erste Ebene ist zugleich die schwächste Form der Ausgestaltung der internationalen Kooperation. Sie beinhaltet lediglich einen Druck auf die am Indikatorsystem teilnehmenden Länder, in Beratungen über eine Änderung ihrer wirtschaftspolitischen Maßnahmen einzutreten. Bei der zweiten Ebene dient das Indikatorsystem dazu, Konstellationen aufzuzeigen, die auf ein Ungleichgewicht hindeuten. Von den betroffenen Ländern wird erwartet, daß sie ihre Wirtschaftspolitik ändern, es sei denn, sie können nachweisen, daß eine derartige Änderung wegen des gleichzeitigen Verstoßes gegen andere Ziele unangebracht ist. 24 Vgl. Baker, J. A., Statement before the International Trade Subcommittee of the Senate Finance Committee and the International Finance and Monetary Policy Subcommittee of the Senate Banking Committee, in: U.S. Treasury News, Washington, D.C., 13. Mai 1986, S.4. 25 Vgl. Williamson, 1., Target Zones and Indicators as Instruments for International Economic Policy Coordination, a. a. 0., S. 17 ff. 26 Vgl. Baker, J. A., Statement before the Committee on Foreign Relations ofthe V.S. Senate, in: U.S. Treasury News, Washington, D.C., 20. Mai 1986, S.4. 27 Vgl. Williamson, J., Target Zones and Indicators as Instruments for International Economic Policy Coordination, a.a.O., S. 20f. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Ansätze zur Währungs kooperation und Wechselkursstabilisierung 49 Die dritte Ebene ist wesentlich konkreter konzipiert. Sie sieht das Ergreifen bestimmter im voraus festgelegter Maßnahmen bei einem Abweichen der Indikatoren vor. Teilweise ist daran gedacht, hier auch Elemente von automatischen Anpassungsmaßnahmen einzubeziehen.28 Die vierte Ebene schließlich stellt die strengste Form der internationalen Währungskooperation dar. Sie führt zur Auslösung von Sanktionsmechanismen, sobald der Indikator einen kritischen Wert überschreitet und keine wirtschaftspolitischen Gegenmaßnahmen ergriffen werden. Es ist allgemein bekannt, daß Indikatoren Variablen sein müssen, die eindeutig definiert sind, die genau gemessen werden können und die schnell zur Verfügung stehen. Die Indikatoren müssen außerdem in sich konsistent sein. Bei international zu verwendenden Indikatoren kommt noch hinzu, daß ihr Aussagegehalt für verschiedene Länder identisch sein muß. Als Indikatoren für eine internationale Währungskooperation dürften vor allem die Wechselkurse, die Leistungsbilanzsaiden und die Währungsreserven von Bedeutung sein. Innerhalb der Gremien, in denen in der letzten Zeit über Fragen der Währungskooperation beraten worden ist, sind jedoch sehr viel mehr Indikatorkandidaten benannt worden. So hat die Gruppe der 7 auf ihrer Konferenz in Tokio im Mai 1986 insgesamt zehn Indikatoren vorgeschlagen, nämlich die Wachstumsraten des realen Bruttosozialprodukts, Inflationsraten, Arbeitslosenquoten, Defizite der öffentlichen Haushalte, Leistungsbilanzsaiden, Handelsbilanzsaiden, Zinssätze, Wachstumsraten der Geldmenge, Währungsreserven und Wechselkurse. 29 Die Inkonsistenzen, die bei dem Bestreben, zehn Indikatoren simultan zu realisieren, voraussichtlich auftreten werden, sind von Williamson sehr klar gesehen worden.30 Nicht nur wegen der theoretischen Inkonsistenzen, sondern auch wegen der Schwierigkeiten, auf politischer Ebene eine Übereinkunft über so viele Indikatoren zu erreichen, schlägt er eine Umstrukturierung und Neuklassifizierung der Summit-Indikatoren in folgende Kategorien vor: 1. Endzielvariablen Hierzu gehören eine angemessene Wachstumsrate des realen Bruttosozialprodukts, ein hoher Beschäftigungsgrad, eine niedrige Inflationsrate und ein an der Sparund Investitionsneigung der Länder ausgerichteter Leistungsbilanzsaldo. Die Vorgabe von Zielwerten für die Handelsbilanz entfällt. 28 Vgl. Baker, J. A., The Functioning ofthe International Monetary System, Statement before the IMF Interim Committee, in: U.S. Treasury News, Was hingt on, D.C., 9. und 10. April 1986. 29 Vgl. Baker, J. A., Statement before the Committee on Foreign Relations ofthe U.S. Senate, a.a.O., S.4. 30 Vgl. Williamson, J., Target Zones and Indicators as Instruments for International Economic Policy Coordination, a. a. 0., S. 26 ff. 4 Schriften d. Vereins f. Socialpolitik 172 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 50 Manfred Willms 2. Politikindikatoren Geldpolitik -als Geldmengenpolitik oder als Zinspolitik ausgestaltet -ist ebenso wie die Fiskalpolitik als wirtschaftspolitisches Instrument aufzufassen. 3. Zwischenziele Zwischenziele sind Variablen, denen keine normative Bedeutung an sich zukommt, die aber für die Erreichung der Endziele wichtig sind. Als Zwischenziel wird der Wechselkurs betrachtet. 4. Residualvariablen Hierbei handelt es sich um Variablen, die innerhalb bestimmter Grenzen als Residuen schwanken können. Ihre Aufgabe besteht darin, für die notwendige Flexibilität des Systems im Hinblick auf die Absorption unerwarteter Schocks zu sorgen. Währungsreserven erfüllen nach Williamson typischerweise die Funktion einer solchen Residualoder auch Auffangvariablen. Zentrale Bedeutung in der Anwendung des Indikatorkonzepts von Williamson kommt einer internationalen Übereinkunft über die Endzielvariablen zu. Er geht davon aus, daß es aufgrund von Modellrechnungen (IMF Multilateral Exchange Rate Model, Link-Model, OECD-Interlink-Model) möglich ist, die für die Zielerreichung erforderliche Kombination im Einsatz der Geldund Fiskalpolitik sowie die effektiven realen Gleichgewichtswechselkurse zu berechnen. Das Problem der internationalen Kooperation reduziert sich dann auf die Festlegung der Werte für die Endzielvariablen. Nach den auf der Gipfelkonferenz in Tokio entwickelten Vorstellungen soll jedes Land seine eigenen v: orschläge über seine realistischerweise erreichbaren Indikatorwerte machen. Eine Überprüfung dieser Werte hinsichtlich ihrer internationalen Konsistenz sollte durch den IMF erfolgen. Die letztendliche Festlegung der Indikatoren soll durch Verhandlungen innerhalb der Gruppe der 5 oder der Gruppe der 7 vorgenommen werden. Die Überwachung der Einhaltung der Vereinbarungen soll dem IMF im Rahmen der Wahrnehmung seiner multilateralen surveillanceAufgaben übertragen werden. Um den Indikator-Ansatz operabel zu machen und den politischen Abstimmungsprozeß zu vereinfachen, schlägt Williamson schließlich die Verwendung eines Zwei-Zieleund Zwei-Instrumenten-Ansatzes vor. Danach sollten das nominale Bruttosozialprodukt und die Leistungsbilanz als Endzielvariablen und die Geldund Fiskalpolitik als Politikvariablen dienen. Die Geldpolitik wäre dann überwiegend zur Realisierung des außenwirtschaftlichen Gleichgewichts und die Fiskalpolitik zur Stabilisierung der Binnennachfrage einzusetzen. Wegen des Sachverhalts, daß Leistungsbilanzdaten nur mit zeitlicher Verzögerung zur Verfügung stehen, soll an ihre Stelle der Wechselkurs treten. Williamson kommt dann zu folgendem Zuordnungsschema: OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Ansätze zur Währungskooperation und Wechselkursstabilisierung 51 Wachstum des Wechselkurs nominalen Aufwertung oberhalb Abwertung unterhalb Sozialprodukts des Ziels des Ziels Oberhalb des Monetäre Expansion Monetäre Kontraktion Ziels Fiskalische Kontraktion Unterhalb des Monetäre Expansion Monetäre Kontraktion Ziels Fiskalische Expansion Mit diesem letzten Schritt rückt der Indikator-Ansatz deutlich in die Nähe des Zielzonen-Ansatzes. Auch in ihm sind Zielwerte für den Wechselkurs festzulegen. V. Kritik der Vorschläge zur Währungskooperation Der Wechselkurs ist neben dem Lohn einer der wichtigsten Preise in der Volkswirtschaft. Selbst wenn es richtig ist, daß die gesamtwirtschaftliche Unsicherheit mit dem Floaten nicht zugenommen hat, so zählt dieses Argument wenig für diejenigen, die unmittelbar von wechselkursbedingten Schwankungen der Auslandspreise betroffen sind. Aus ihrer Sicht hat die Unsicherheit zugenommen, und damit bleibt der politische Druck bestehen, Maßnahmen zur Reduzierung der Wechselkursschwankungen zu ergreifen. Die europäischen Länder haben diesem Druck zumindest teilweise mit der Schaffung des Europäischen Währungssystems nachgegeben. In den USA kommt der Druck in verstärkten protektionistischen Tendenzen zum Tragen. Er kann zu nachhaltigen Verzerrungen des Welthandels führen und die Erfolge, die in der Nachkriegszeit mit Zoll abbau und Liberalisierung des internationalen Handels erreicht worden sind, zunichte machen. Die Vorschläge, die zur Reduzierung von Wechselkursschwankungen durch währungspolitische Kooperation unterbreitet worden sind, verdienen daher eine sorgfältige Überprüfung. Eine solche Überprüfung ist ohne Kenntnis der Ursachen der starken Schwankungen wenig sinnvoll. In der theoretischen Diskussion finden sich folgende Erklärungsansätze für Abweichungen der nominalen und realen Wechselkurse von ihren langfristigen Gleichgewichtswerten: 1. Geldpolitische Aktivitäten Den bekanntesten Ansatz zur Erklärung von Wechselkursschwankungen dürfte das Overshooting-Modell von Dornbusch darstellenY Nach diesem Modell reagieren Zinsen und Wechselkurse unmittelbar auf einen monetären Impuls, während die Anpassung bei den Güterpreisen erst mit einer zeitlichen Verzögerung erfolgt. Die schnelle Anpassung auf den 31 Dornbusch, R., Expectations and Exchange Rate Dynamics, in: Journal of Political Economy, Vol. 84 (1976), S. 1161-1176. 4* OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 52 Manfred Willms Finanzmärkten impliziert, daß eine expansive Geldpolitik sofort zu einer Zinssenkung und einer überschießenden nominalen und realen Abwertung der inländischen Währung führt, die sich erst im Laufe der Zeit mit dem Anstieg des inländischen Zinsund Preisniveaus und der damit verbundenen realen Aufwertung abbaut. 2. Fiskalpolitische Aktivitäten Zu einem Überschießen des Wechselkurses kommt es auch, wenn unerwartete transitorische fiskalpolitische Maßnahmen ergriffen werden.32 So führt ein überraschend eingetretenes Budgetdefizit bei gegebener inländischer Sparund Investitionsneigung zu einem Anstieg des Zinsniveaus im Inland. Zur Aufrechterhaltung des Gleichgewichts auf den Finanzmärkten ist dann eine Abwertungserwartung für den inländischen Wechselkurs erforderlich. Diese kann sich nur einstellen, wenn die inländische Währung zuvor überproportional aufgewertet worden ist. Der Überschießungseffekt baut sich im Laufe der Zeit mit der Senkung des Zinses auf sein Ausgangsniveau ab. 3. Risikound Rentabilitätsgesichtspunkte Ein Teil des großen Bestandes an international beweglichem Finanzkapital wird häufig aufgrund von Informationen über tatsächliche oder erwartete Veränderungen in der politischen Stabilität eines Landes oder in bezug auf eine Veränderung der Rentabilitätsbedingungen umgeschichtet. So lösen politische Unsicherheiten in einem Land Kapitalfluchtbewegungen in Richtung auf stabile Währungen aus, die zu einer überproportionalen Abwertung der Inlandswährung und einer Aufwertung der stabilen Währungen führen, die von der ökonomischen Konstellation in den betreffenden Ländern losgelöst sind. Erwartete Rentabilitätssteigerungen in einem Land können einen Kapitalzustrom und entsprechende Aufwertungseffekte der Inlandswährung induzieren, die zumindest kurzfristig nicht den Fundamentalfaktoren entsprechen. 4. Destabilisierende Wechselkurserwartungen Wechselkurserwartungen brauchen nicht notwendigerweise stabilisierende Kapitaltransaktionen auszulösen. So kann eine für einige Zeit beobachtete Aufwertungstendenz einer Währung zu der Erwartung des Anhaltens dieses Trends führen und Anleger veranlassen, Finanzaktiva in der betreffenden Währung mit dem Ziel nachzufragen, Aufwertungsgewinne zu realisieren. Der Wechselkurs schießt dann über den Wert hinaus, der durch die realen und monetären Gegebenheiten bedingt ist. In diesem Fall ist die Spekulation destabilisierend, selbst wenn sie für den Investor noch profitabel sein sollte. 32 Branson, W. H., The Limits of Monetary Coordination as Exchange Rate Policy, in: Brookings Papers ofEconomic Activity, Heft 1 (1986), S. 175-194; Dornbusch, R., Flexible Exchange Rates and Excess Capital Mobility, in: Brookings Papers on Economic Activity, Heft 1 (1986), S. 209 -226. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Ansätze zur Währungskooperation und Wechselkursstabilisierung 53 5. Marktineffizienz Die neueste Form des Marktineffizienz-Arguments in der Wechselkursanalyse ist das Irrationalitäts-Argument. 33 Es basiert auf der Annahme, daß die Marktteilnehmer die Inkompatibilität zwischen einer stark überbewerteten Währung und der Existenz nur sehr kleiner realer Differenzen der langfristigen Zinssätze nicht erkennen. Eine solche kleine Zinsdifferenz zugunsten eines Landes, das sich im Ausland kräftig verschuldet, erfordert unter dem Gesichtspunkt des Portfolio-Gleichgewichts nur eine geringe reale Abwertungsrate seiner Währung. Im Laufe der Zeit baut sich jedoch ein so hoher Bestand an Auslandsschulden auf, daß plötzlich Schwierigkeiten bei der Erfüllung des Kapitaldienstes auftreten. In dem Moment erkennen die Wirtschaftseinheiten, daß sie sich geirrt haben, und versuchen, die Staatsschuldtitel zu verkaufen. Die betreffende Währung erfährt dann eine überproportionale Abwertung. Die Irrationalität des Marktes liegt in seiner Unfähigkeit, die Zusammenhänge rechtzeitig sichtbar werden zu lassen und die Kapitaltransaktionen an den Fundamentalfaktoren zu orientieren. Die ersten drei Effekte führen zu Wechselkursschwankungen, die ökonomisch unvermeidbar sind. Es ist klar, daß Wechselkurse stark schwanken, wenn die Wirtschaftspolitik extremen Veränderungen unterliegt oder sich die Portfoliopräferenzen auf der Grundlage von Fundamentalfaktoren verschieben. Problematischer sind die letzten bei den Effekte. Falls sie in der Realität eine Rolle spielen, lösen sie Wechselkursschwankungen aus, die als unerwünscht bezeichnet werden können. Die Vorschläge zur Währungskooperation zielen auf der einen Seite darauf ab, die durch wirtschaftspolitische Maßnahmen induzierten Wechselkursschwankungen zu glätten. Auf der anderen Seite soll spekulativen Kapitaltransaktionen durch koordinierte Interventionen der Zentralbanken auf den Devisenmärkten begegnet werden. Alle Vorschläge weisen fünf gemeinsame Schwächen auf: 1. Prozesse der Marktkoordination sollen durch Prozesse politischer Kooperation abgelöst werden, ohne daß der Nachweis erbracht ist, daß diese zu besseren Ergebnissen führen. 2. Es wird unterstellt, daß die Marktkurse nicht den durch ökonomische Fundamentalfaktoren bestimmten Gleichgewichtskursen entsprechen. Ein allgemein anerkanntes Verfahren zur Berechnung eines gleichgewichtigen Wechselkurses wird jedoch nicht vorgelegt. 3. Eine Unterscheidung zwischen spekulativen und durch Fundamentalfaktoren, z. B. durch eine Veränderung der property rights 34 , ausgelösten 33 Franke!, J. A.; Froot, K. A., The Do\1ar as an Irrational Speculative Bubble, University of California, Berkeley 1985. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 54 Manfred Willms Kapitaltransaktionen ist in der Realität nicht möglich. Der Optimismus, größere Kapitalbewegungen durch Interventionen in ihrer Wechselkurswirkung zu neutralisieren, scheint überzogen zu sein. 4. Das Risiko der Veränderung von Wechselkursen und der Einschränkung der Konvertibilität bleibt bei allen Formen der Währungskooperation bestehen. 5. Der politische Wille zur Unterordnung binnenwirtschaftlicher Zielsetzungen unter die außenwirtschaftlichen Notwendigkeiten ist von seiten der betroffenen Länder genauso wenig zu erkennen wie zu Zeiten des Bretton Woods Systems. Im einzelnen sind zu den Vorschlägen folgende Anmerkungen zu machen: Der Ansatz von McKinnon besticht durch die Chance, eine niedrige Weltinflationsrate über die Kontrolle der Weltgeldmenge zu erreichen und gleichzeitig geldpolitisch ausgelöste Wechselkursschwankungen durch eine Stabilisierung der Erwartungen mittels der Verstetigung des langfristigen Geldmengenwachstums in den einzelnen Volkswirtschaften zu verhindern. Er besitzt darüber hinaus den Vorteil, das Problem der n-ten Währung, das bei einer Wechselkursunion auftritt, zu vermeiden. Allerdings ist auch der McKinnon-Ansatz nicht frei von Problemen :35 Fiskalpolitisch ausgelöste Schwankungen der Wechselkurse führen zu einer Destabilisierung der Geldmengenentwicklung. Das Konzept enthält keinen fiskalpolitischen Korrekturmechanismus, der dies verhindert. Im Grunde erfordert der McKinnon-Ansatz einen ausgeglichenen Staatshaushalt in den beteiligten Ländern. Kommt es wider Erwarten auch in einer McKinnon-Welt zu stärkeren internationalen Kapitalbewegungen, löst dies wegen der vorgesehenen nicht-sterilisierten Interventionen starke Schwankungen des inländischen Geldmengenwachstums mit entsprechenden Nachfrage-, Produktionsund Zinseffekten aus. Sinnvoller wären hier sterilisierte Interventionen. Länder, die eine expansive Geldund Fiskalpolitik beginnen, sind bevorteilt. Sie zwingen den Partnerländern über den Kooperationsmechanismus eine restriktive Geldpolitik auf. 34 Veränderungen der property rights in Form von international unterschiedlichen Regelungen des Kündigungsschutzes, der Mitbestimmung und der Umweltschutzauflagen können für den internationalen Kapitalverkehr eine große Rolle spielen. V gl. A. Gutowski. Internationale Währungsordnung und weltwirtschaftliche Entwicklung, in: Probleme und Perspektiven der weltwirtschaftlichen Entwicklung, Schriften des Vereins für Socialpolitik, N.F., Bd.148 (Hrsg.: H. Giersch), Berlin 1985, S. 307-332. 35 Zu einer kritischen Auseinandersetzung mit dem McKinnon-Ansatz vgl. auch Scharrer. H.-E., Internationalisierung der Geldpolitik, in: W. Filc und C. Köhler (Hrsg.), Stabilisierung des Währungssystems, Berlin 1985, S. 235-253. Reither. F., Versagen flexible Wechselkurse?, in: Hamburger Jahrbuch für Wirtschaftsund Gesellschaftspolitik, 31. Jg. (1986), S. 293-309. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Ansätze zur Währungskooperation und Wechselkursstabilisierung 55 McKinnon unterstellt eine stabile Weltgeldnachfrage. Damit wird postuliert, daß Veränderungen in der Geldnachfrage in den beteiligten Ländern stochastischer Natur sind und sich zu Null aufaddieren. Der McKinnon-Ansatz enthält eine Reihe technischer Schwierigkeiten bei der Währungskooperation im Zusammenhang mit der Bestimmung des gleichgewichtigen Geldangebotswachstums (Berechnung der Veränderung der nationalen Geldnachfrage) und der Orientierung an der Kaufkraftparität (Wahl der Basisperiode und eines geeigneten Preisindizes). Der Zielzonen-Ansatz von Williamson ist in bezug auf die internationale Koordinierung der Geldpolitik weniger stringent als der McKinnon-Ansatz. Er basiert vorrangig auf dem Prinzip der moralischen Beeinflussung der Wirtschaftspolitik und läßt den kooperierenden Ländern einen großen Spielraum in der Verfolgung binnenwirtschaftlicher Ziele. Zum Ausgleich divergierender Inflationsraten sind Wechselkursanpassungen in festen Zeitabständen vorgesehen. Trotz seiner eingebauten Anpassungsflexibilität können auch bei einem Zielzonen-System erhebliche Probleme auftreten: Der fehlende Anpassungszwang und das Nichtvorhandensein von Sanktionen gefährden permanent die Existenz des gesamten Systems. Das Fehlen einer Beschränkung der monetären Expansion kann das Zielzonen-System zu einem Weltinflationssystem machen. Die Koordination beschränkt sich im wesentlichen auf die Geldpolitik. Fiskalpolitisch ausgelöste Wechselkursschwankungen können damit nicht verhindert werden. Auch in einem Zielzonen-System dürfte auf Kapitalverkehrskontrollen nicht verzichtet werden können. Der Indikator-Ansatz bietet den Vorteil, daß er politisch schnell konsensfähig ist. Eine Einigung über eine Vielzahl anzustrebender Indikatorgrößen und deren unverbindliche Überwachung durch den IMF dürfte leicht zu erreichen sein. Schwieriger wird es dagegen bei der Williamson-Version werden, die darauf abzielt, über die Festlegung von Indikatoren eine Kooperation in der Geldpolitik und der Fiskalpolitik herbeizuführen. Gerade aber die Realisierung der "schwachen" Version wirft erhebliche Probleme auf: Die beobachteten Indikatorwerte sind das Ergebnis von wirtschaftspolitischen Maßnahmen, die in der Vergangenheit liegen. Die zu ihrer Korrektur erforderlichen wirtschaftspolitischen Eingriffe wirken erst mit einer erheblichen zeitlichen Verzögerung. Bei einer Anzahl von Indikatoren ist eine eindeutige Zuordnung zu einem einzelnen Instrument nicht möglich (Assignment-Problem). Darüber hinaus ist die Frage der Quantifizierung des Instrumenteneinsatzes ungelöst. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 62 Reinhard Pohl prüfen. Die Ergebnisse haben etliche zunächst euphemistische Anhänger freier Wechselkurse ernüchtert. Natürlich sahen sich all jene in ihrer Auffassung bestätigt, die da meinten, der Dollarkurs sei nicht mit ökonomischen Faktoren, schon gar nicht mit "fundamentalen" Faktoren, wie Kaufkraftparitäten und Leistungsbilanzsaiden, befriedigend zu erklären. Rüdiger Dornbusch steht für viele, wenn er feststellt "that modern exchange rate theories have failed across the board to account for exchange rate behavior. Speculative bubbles, expectations about future policy changes and international side etTects of inappropriate monetary-fiscal policy mixes are reasons for deviations of the exchange rate from the rate warranted by the fundamentals".! Mindestens so rigoros ist Wolfgang Cezanne, der vor kurzem zahlreiche gängige Wechselkurstheorien getestet und verworfen hat: "Die Aufgabe, für Prognosezwecke taugliche Wechselkurstheorien zu entwickeln, ist noch ungelöst".2 In der Tat lehrt ein Blick auf die im Anhang stehende Abbildung 2 (unterste Reihen), daß die Kaufkraftparitätentheorie allenfalls längerfristig, für manche zu langfristig, gelten könnte. Gegenüber dem Index des "Preisgefälles" (der Kaufkraftparität) kommt es immer wieder zu einem jahrelangen "Überschießen" des Indexes des Außenwertes der D-Mark gegenüber dem US-Dollar in der einen oder anderen Richtung. Die Kaufkraftparität scheint also allenfalls auf längere Sicht wie ein Magnet auf den Wechselkurs zu wirken (daß das "Überschießen" zum Teil rational zu erklären ist und insoweit kein "Marktversagen" bedeutet, hat Jürg Niehans plastisch beschrieben und wird im Modell wieder aufgegriffen).3 Wie Abbildung 3 erkennen läßt, hat die Leistungsbilanz der USA in den letzten Jahren mit kräftig steigenden Defiziten abgeschlossen. "Trotzdem" hat der Außenwert des Dollars gegenüber der D-Mark, aber auch -was hier nicht abgebildet wurde -gegenüber dem mit Außenhandelsanteilen gewogenen Durchschnitt aller Währungen bis zum Frühjahr 1985 zugenommen! Der leistungsbilanztheoretische Ansatz zur Dollarkurserklärung hat also zumindest in seiner naiven Fassung versagt. Denn er krankt daran, daß bei ihm der Kapitalverkehr ausgeklammert, also nicht berücksichtigt wird, daß dem Leistungsbilanzdefizit ein Kapitalzustrom gegenübersteht. Für die Jahre 1981 bis 1984 konnten die USA mit einem Unternehmen verglichen werden, das als solide gilt und den Aktionären und Gläubigern gute Erträge bzw. sichere Zinsen verspricht, so daß es sich ein hohes "Leistungsbilanzdefizit", eine hohe Außenfinanzierung leisten kann und überdies den Aktionären Kursgewinne beschert: ! Dornbusch (1985), S. 597. 2 Cezanne (1985), S. 38. 3 Niehans (1979). Vgl. insbesondere Dornbusch (1976), der in seinem Wechselkursmodell zeigt, unter welchen Bedingungen -perfekte Kapitalmobilität, eine relativ zur Reagibilität der "Asset-Märkte" langsame Anpassung der Gütermärkte, "konsistente" Erwartungen - es zu einem "overshooting" der Wechselkurse kommt. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Ein empirischer Versuch zur Erklärung der Dollarkurstendenz 63 In den betrachteten Jahren waren in den USA die Wachst ums aussichten sehr gut, die Renditen aufSachkapital und die Zinsen für Fremdkapital für Ausländer so attraktiv, daß die Nachfrage nach Dollars und nach Dollaranlagen anzog. Erst als die Wachstumsaussichten schlechter wurden und die Zinsen nachgaben, wurde das "Unternehmen USA-Volkswirtschaft" von den internationalen Finanzmärkten zunehmend als "überschuldet" eingeschätzt. Mit anderen Worten: Für die Bewertung einer Währung kommt es nicht auf das Leistungsbilanzdefizit, für sich allein genommen, an, sondern auf die erwarteten Erträge, die mit diesem Defizit erwirtschaftet werden. Derartige Überlegungen haben dazu geführt, daß immer mehr vermögenstheoretische (portfoliotheoretische) Ansätze und Modelle benutzt wurden, bei denen die Differenzen zwischen den aus dem Kapitalverkehr zu erwartenden Renditen im Inland und denen im Ausland eine zentrale Rolle bei der Erklärung des Wechselkurses spielen. Ich halte diese Ansätze für fruchtbar. Allerdings darf man sich dabei nicht - wie es manchmal geschieht -nur auf die Differenzen zwischen den nominalen Anleihezinsen beschränken. Das nominale Zinsgefälle, für sich genommen, bietet keine Erklärung (vgl. die obersten Reihen in der Abbildung 2 mit der untersten Reihe "Außenwert der D-Mark"). Wer zur Erklärung des Dollarkurses nur die Kaufkraftparitätentheorie, nur den leistungsbilanztheoretischen oder nur den nominalzinstheoretischen Ansatz ben u tzt, hat offen bar n ur die Wahl zwischen zwei Konsequenzen : Wenn er seriös ist, wird e! vom "Zufallsprozeß" (random walk) sprechen. Neigt er zum Zynismus, so wird er das surrealistische Bild vom Dollarmarkt als einem "Käfig voller Narren" zeichnen: Die Devisenmarktteilnehmer spekulieren auf kurzfristige Kursgewinne. "Effizient", allerdings oft verschieden, wird jede neue Nachricht (auf Neudeutsch: "News") verarbeitet. Darüber hinaus werden "viele Devisenmarktteilnehmer sich vor ihren eigenen Entscheidungen ein Bild davon zu machen versuchen, wie die übrigen Marktteilnehmer bestimmte Ereignisse und Informationen beurteilen und daraus ihre Erwartungen und Entscheidungen ableiten. So (entstehen) immer wieder irrationale, sich selbst verstärkende Wechselkursbewegungen".4 Diese sind mit einer Seifenblase (Bubble) vergleichbar, die irgendwann durch irgendein Ereignis zum Platzen gebracht wird. Diese beiden Konsequenzen wären eine Bankrotterklärung eines Wirtschaftswissenschaftlers, der die Konkursmasse entweder dem Wahrscheinlichkeitstheoretiker oder dem Massenpsychologen überließe. Ich habe mich um die Vermeidung eines solchen Bankrotts bemüht, indem ich versucht habe, die einzelnen fruchtbaren, aber für sich genommen nicht ausreichenden Erklärungsansätze miteinander zu kombinieren. Die Elemente dieser Kombination sind: Der durchschnittlich erwartete Dollarkurs: er deckt sich -so wird hier behauptet -auf etwas längere Sicht mit der erwarteten Kaufkraftparität. Diese ergibt sich, indem man die vermutete aktuelle Kaufkraftparität mit dem erwarteten Inflationsgefälle fortschreibt. 4 Reinhard Pohl (1985a). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 64 Reinhard Pohl Die durchschnittlich geplante (finanzielle) Investitionsperiode5 der Devisenund Finanzmarktteilnehmer, -eine wesentliche Variable, die bei den mir bekannten Erklärungsversuchen nicht berücksichtigt worden ist. Der Durchschnitt oder das Niveau der erwarteten nominalen Renditen von Geldund Sachvermögen in den USA und in der Bundesrepublik Deutschland. Da die durchschnittliche finanzielle Investitionsperiode langfristig (4 bis 6 Jahre) sein dürfte, kommt als für das Renditenniveau repräsentativer Satz nicht ein Geldmarktsatz, sondern ein Anleihezinssatz in Frage, wenn man keinen gewogenen Mittelwert aus den verschiedenen Renditen von Geldund Sachvermögen berechnen kann. Schon wegen der Unvollkommenheit der Informationen über tatsächliche und, vor allem, über erwartete und geplante Vorgänge muß der Anspruch an einen solchen Erklärungsversuch bescheiden sein. Hinzu kommt, daß solche fundamentalen, ökonomisch wesentlichen Vorgänge, wie politische und soziale Unruhen, allgemeine Zahlungskrisen oder Kapitalverkehrskontrollen, also Faktoren, welche nicht nur den Geldwert im engeren Sinne (Preisstabilität), sondern auch die Sicherheit der Geldund Kapitalanlagen beeinträchtigen, mit diesem Ansatz nicht erfaßt werden können. Aber selbst wenn man über all das mehr wüßte, bliebe noch etliches übrig, was man den Massenpsychologen zur Deutung überlassen könnte. Immerhin ist es gelungen, wenigstens die Grundrichtung des Dollarkurses zu erklären: Die Regressionsanalysen für die Zeit von Anfang 1973 bis Herbst 1986 ergaben, daß -je nach Teil-Stützperiode - 70 bis 84 v.H. der Varianz des DM-Dollarkurses statistisch erklärt werden konnten. Das im folgenden vorgestellte Modell ist ein äußerst restriktiv angelegtes Partialmodell, mit dem lediglich die aus den zahlreichen einzelwirtschaftlichen Kalkulationen abgeleitete Kursbildung in einem kurzen Stadium beschrieben werden soll. Es kann allenfalls ein Baustein für ein Totalmodell sein, mit dem nicht nur die jeweilige Kursbildung, sondern auch die Wirkungen der jeweils zustande gekommenen Kurse auf Preise und Mengen, auf die Wirtschaftspolitik und auf die Erwartungen und Pläne der Wirtschaftssubjekte beschrieben werden. Trotzdem ist bereits dieses Modell sehr ausführlich dargestellt, da ich schon mir selber (und damit auch anderen) folgende Fragen beantworten wollte: Nach welchen Kriterien müßte sich ein "rationaler", auf Gewinnmaximierung bedachter Devisenmarktteilnehmer richten? Wie können die bei gesamtwirtschaftlichen Analysen unumgänglichen, aber manchmal leichthin gebrauchten Begriffe wie "der Zinssatz" oder "im Durchschnitt erwartete Wechselkurse oder Inflationsraten" oder "durchschnittliche Risikoprämie bei Devisengeschäften" sinnvoll interpretiert werden? 5 Die Bedeutung der Verzinsungsperiode für die Erklärung der Zinssätze ist schon von Eirik Svindland (1979a, 1979b) hervorgehoben und untersucht worden. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Ein empirischer Versuch zur Erklärung der Dollarkurstendenz 65 2. Ein Partialmodell zur Beschreibung der Wechselkursbildung 2.1 Vorbemerkung Die zum Verständnis des Modells notwendigen Erklärungen der Symbole und Begriffe, ferner die Gleichungen und schließlich, als Zugabe, ein Zahlenbeispiel sind in den Tabellen 1 bis 3 b im Anhang wiedergegeben. 2.2 Ein Modell mit nur zwei Marktteilnehmern (Investoren) Auf einem Devisenmarkt sind zumindest zwei Teilnehmer notwendig, damit eine Transaktion zustandekommen kann. Zwei sind aber auch hinreichend. Deshalb und aus Gründen der Vereinfachung soll unser Modell mit zwei Teilnehmern am Dollarmarkt (genau: DM-Dollar-Markt) beginnen, dem ersten, der Dollars (aufUS-Dollar lautende Zahlungsmittel) gegen DM (auf DM lautende Zahlungsmittel) verkaufen möchte, und dem zweiten, der Dollars gegen DM verkaufen will. Im Verhandlungsstadium planen beide, ihr Gesamtvermögen, das jeweils sowohl aus Dollarvermögen als auch aus DM-Vermögen besteht, umzuschichten: Der erste Teilnehmer plant eine Dollar-Investition zu Lasten seines DM-Vermögens, der zweite möchte eine Dollar-Desinvestition zugunsten seines DM-Vermögens vornehmen. Hierbei werden die Worte Investition und Desinvestition anders als in der volkswirtschaftlichen Gesamtrechnung gebraucht als Transaktionen, mit denen die Zusammensetzung des Vermögens geändert wird. Das -in DM ausgedrückte -Vermögen besteht aus Geldund aus Sachvermögen. Geldvermögen sind Zahlungsmittel zuzüglich sonstiger Forderungen und abzüglich der Verbindlichkeiten. Sachvermögen besteht aus dem Eigentum an Sachen und aus Beteiligungsrechten, z. B. Aktien. "Investition" heißt die Zunahme eines bestimmten Teils des Vermögens, "Desinvestition" die Abnahme eines anderen Teils des Vermögens. Eine "Dollar-Investition" (ihr entspricht im Modell eine gleich große DM-Desinvestition) ist eine solche Investition, für die Dollars aufzuwenden sind und deren Rendite und deren Liquidationserlös in Dollars gezahlt werden. Analog hierzu wird eine DM-Investition definiert. Dollar-Investitionen und Dollar-Desinvestitionen sind jeweils ein Glied in einer Kette von drei dem DM-Betrag nach gleich großen Transaktionen, wobei fingiert wird, daß diese im "Ausgangszeitpunkt" simultan stattfinden, auch wenn sie in der Realität kurz nacheinander vorgenommen werden. Mit einer DollarInvestition sind im Modell folgende drei Transaktionen verbunden: 1. Eine DM-Desinvestition, 2. die Verwendung der hieraus erlösten DM zum Kauf von Dollars, 3. die Verwendung der Dollars für eine Dollar-Investition. 5 Schriften d. Vereins f. Socialpolitik 172 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 66 Reinhard Poh] Mit einer Dollar-Desinvestition sind im Modell folgende drei Transaktionen verknüpft: 1. Die in Frage stehende Dollar-Desinvestition selber, 2. der Verkauf der hieraus erlösten Dollars gegen DM, 3. die Verwendung der DM für eine DM-Investition. Die Entscheidung über eine Dollar-Investition oder Dollar-Desinvestition wird für jeden der bei den potentiellen Investoren durch folgende Variable und Koeffizienten bestimmt: Die geplante Investitionsperiode (j); sie ist der in Jahren gerechnete Zeitraum, für den die Investition festgelegt werden soll, wobei entweder der Betrag am Ende dieser Periode zusammen mit den aufgelaufenen Renditen zurückgezahlt bzw. liquidiert wird oder die schon vorher anfallenden Kupons, Dividenden oder auch Tilgungen sofort wieder in derselben Form angelegt werden. Die kleinste Periode ist ein Tag (j = 0,00274); im Zahlenbeispiel wird für beide Investoren eine Investitionsperiode von zwei Jahren unterstellt. Die Renditen in % p.a., die aus einer Dollar-Investition und aus einer DMInvestition für jeweils j Jahre erwartet werden. Die Symbole h bzw. f bezeichnen die durch 100 dividierten Renditen für die geplante DMInvestition bzw. die geplante Dollar-Investition. Der aus der Haltung von nicht oder kaum verzinsten Zahlungsmitteln erwartete Nutzen wird in diesem Modell wie eine Rendite interpretiert. Als Synonym für "Rendite" wird manchmal auch "Zinssatz" gebraucht. Hier wird unterstellt, daß beide Investoren dieselbe Erwartung über jeweils h und jeweils f haben. Der für den Ausgangszeitpunkt geplante Kassakurs des Dollars (DM pro Dollar) mit dem Symbol Ko. Für das Zahlenbeispiel in den Tabellen 3 a und 3 b wurde unterstellt, daß dieser geplante Kurs dem zuletzt notierten Kurs von 2,00 DM gleich sei. Der für das Ende der geplanten Investitionsperiode erwartete Kassakurs des Dollars (E). Für unser Beispiel wurde angenommen, daß der erste Investor einen höheren Kurs (1,90 DM) erwartet als der zweite Investor (1,653 DM). Die "Investitionsneigung" (a); sie ist der Faktor, mit dem der in DM gerechnete Nettogewinn, der aus einer bestimmten Dollar-Investition (Dollar-Desinvestition) von einem Dollar erwartet wird, multipliziert werden muß, damit man die -in DM gerechnete -geplante Dollar-Investition (Dollar-Desinvestition) erhält. Die Investitionsneigung hängt vor allem vom Gesamtvermögen und von der Risikobereitschaft des Investors ab. Sie wird um so höher sein, je größer sein Vermögen (und auch seine Bonität) und je größer seine Risikobereitschaft bzw. je geringer die von ihm kalkulierte "Risikoprämie" ist. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Ein empirischer Versuch zur Erklärung der Dollarkurstendenz 67 Kennzeichnet man nun die verschiedenen Variablen und Koeffizienten mit jeweils zwei Indizes: dem ersten für die Investitionsperiode (j = 0,00274,0,0055, ... , m) und dem zweiten für die Person des Investors (i = 1, 2, ... , n), so erhält man die allgemeinen und "konkreten" Gleichungen für die geplanten positiven und negativen Dollar-Investitionen I ji der Investoren A ji : (1 ) (1.1) (1.2) /ji = a ji . [Ej ,(1 + 1Y -K (1 + hYJ /21 = a 21 . [E 21 (1 +12)2 - Ko(l + h2 )2J /22 = a 22 • [E 22 (l +12)2 - Ko(l + h2 )2J Das erste Produkt innerhalb der eckigen Klammern in der ersten Gleichung ist der DM-Betrag, den man aus einer heutigen Investition in einen Dollar für das Ende der Investitionsperiode (hier: zwei Jahre) erwartet; er ergibt sich, indem man den erwarteten Dollarbetrag an Tilgungen und sonstigen Liquidationserlösen einschließlich der Zinseszinsen zum erwarteten Kassakurs des Dollars auf DM umrechnet. Das zweite Produkt innerhalb der eckigen Klammern ist der DM-Betrag, den man am Ende der Periode erwartet, wenn man den zum heutigen Kassakurs des Dollars berechneten Gegenwert eines Dollars in eine DM-Anlage investieren würde. Für den Investor A 21 (Gleichung 1.1) wird angenommen, daß er wegen des relativ hohen erwarteten Dollarkurses damit rechnet, daß das erste Produkt größer ist als das zweite Produkt, so daß er aus einer Dollar-Investition in einen Dollar einen Nettogewinn erzielen wird, hier: 10 Pfennig. Der Umfang dieser Investition richtet sich nach seiner Investitionsneigung: da a21 = 1000 ist, wird seine geplante Dollar-Investition 100 DM betragen. Beim Investor A 22 ist es wegen des relativ niedrigen erwarteten Kassakurses umgekehrt: er erwartet aus einer Dollar-Investition einen Nettoverlust von 20 Pfennig. Er wird sich für eine Dollar-Desinvestition und damit eine DMInvestition entscheiden; sie wird wegen der Investitionsneigung a22 = 3000 einen geplanten Umfang von 600 DM haben. Wegen dieses Überangebots an Dollars wird zum von beiden Investoren zunächst geplanten Kassakurs von 2,00 DM kein Geschäft auf dem Devisenmarkt zustandekommen: Man wird sich auf einen niedrigeren Kassakurs Ko einigen müssen und dabei auch die ursprünglichen Investitionspläne ändern müssen! Dieser neue Gleichgewichts-Kurs kann auf folgende Weise abgeleitet werden: Zunächst werden die beiden Gleichungen 1.1 und 1.2 addiert, wobei Ko natürlich keine vorbestimmte Größe bleiben darf, sondern zu einer Variablen wird, die zu "erklären" ist: 2 (2) I /2i = a 21 E 21 (1 +12)2 + a 22 E 22 (l +12)2 -a 21 Ko(l + h2 )2 -a 22 Ko (1 + h2 )2 i = 1 Anschließend wird die "Gleichgewichtsbedingung" formuliert: 2 (3) I /2i = 0 (Gleichgewichtsbedingung) i= 1 5* OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 68 Reinhard Pohl Dann wird diese Gleichung nach Ko aufgelöst: (4) (4.1) (4.2) (5) Bezeichnet man gji' also auch (6) als die "relative Investitionsneigung" des Investors A ji , so errechnet man auf folgende Weise den mit den individuellen relativen Investitionsneigungen gewogenen Mittelwert aus den für das Ende der Investitionsperiode von zwei Jahren erwarteten Kassakursen : (7) Setzt man diesen Mittelwert in die Gleichung (5) ein, so erhält man den im Ausgangszeitpunkt vereinbarten "Gleichgewichts-Kassakurs" des Dollars: (8) Diese Gleichung hat die gleiche formale Struktur wie die bekannte Zinsparitäten-Gleichung, derzufolge im Gleichgewicht auf dem Devisenmarkt das Zinsgefälle gleich der Differenz zwischen dem Kassakurs und dem "durchschnittlich erwarteten" Wechselkurs oderbei Termingeschäften -gleich dem Swapsatz, also der Differenz zwischen dem Kassakurs und dem Terminkurs ist. In vielen Darstellungen der Zins paritäten-Gleichung bleibt der Begriff "im Durchschnitt erwarteter Kurs" ziemlich vage, und in manchen Darstellungen wird er um eine "durchschnittliche Risikoprämie" ergänzt. Mit den oben aufgeführten Gleichungen hingegen ist eine Präzisierung dieses "Durchschnitts der erwarteten Kurse" versucht worden: Die individuellen, oft für sich genommen unverbindlichen Kurserwartungen werden in Verbindung mit der "Investitionsneigung" in für den Markt relevante Größen transformiert, aus denen ein OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Ein empirischer Versuch zur Erklärung der Dollarkurstendenz 69 sinnvoller gewogener Mittelwert gebildet werden kann. Dabei kommt eine explizit, neben den "durchschnittlichen Kurserwartungen" zu berücksichtigende "durchschnittliche Risikoprämie" nicht vor. Sie wäre auch nicht sinnvoll zu interpretieren.6 Das hier vorgelegte System von Gleichungen läßt aber auch etwas anderes erkennen: Eine "rationale" Erklärung des Dollarkurses, wie sie hier versucht wird, kommt nicht ohne die Einbeziehung der geplanten Investitionsperiode aus. Es macht schon einen gravierenden Unterschied aus, ob man -wie es meist geschieht -das Zinsgefälle auf dem Markt für Dreimonatsgelder betrachtet oder ob man das Renditengefälle bei Anleihen, für die eine längere Anlageperiode geplant wird, zugrundegelegt. Bei einem Kassakurs von 2,00 DM würde zum Beispiel die Erhöhung des Zinsgefälles auf dem Markt für Dreimonatsgelder um einen Prozentpunkt für sich genommen den Wechselkurs nur um einen halben Pfennig verändern. Dagegen würde sich bei einer Erhöhung des Zinsgefälles bei Anleihen, die man für fünf Jahre halten will, ceteris paribus der Kassakurs um 10 Pfennig verändern. Schon aus diesem Grunde wäre es illusorisch zu glauben, man könnte etwa mit einer Senkung der Notenbankzinsen um einen halben Prozentsatz dem Verfall des Dollarkurses auch nur annähernd begegnen. 2.3 Bestimmungsfaktoren des erwarteten Dollarkurses Die Investoren in unserem Modell sind Anhänger der Kaufkraftparitätentheorie und erwarten deshalb, daß der Dollarkurs am Ende der geplanten Investitionsperiode der Kaufkraftparität entspricht. Zunächst allerdings müssen sie sich mit Hilfe privater oder amtlicher Statistiken oder auch aufgrund eigener Impressionen und Informationen eine Vorstellung von der Kaufkraftparität im Ausgangszeitpunkt machen. Diesen Schätzungen liegt ein Warenkorb zugrunde (daß in Wirklichkeit vom Statistischen Bundesamt zwei benutzt werden, bleibt in diesem Modell außer Betracht): (9) WKD bzw. WK uSA : Der vom Investor A ji bei der Investition I ji für repräsentativ gehaltene (einheitliche) Waren korb, wenn dieser im "Inland", d. h. in der Bundesrepublik Deutschland (D) bzw. im "Ausland", d.h. in den USA angeboten wird. Als Kaufkraftparität im Ausgangszeitpunkt (KKP) wird die Relation zwischen dem "Preis" (dem Preisniveau) im Inland und dem "Preis" (Preisniveau) im Ausland bezeichnet: 6 Gewiß könnte man die individuelle Risikoprämie formal neben einem erwarteten Kurs berücksichtigen; vgl. u. a. Cosset (1984), Schäfer (1987), Bomhoff(1988) sowie die von Cezanne (1985) wiedergegebenen Beispiele. Dabei würde sie beim Investor A 21 in einem Abschlag von den "an sich" erwarteten Kurs, beim Investor A 22 dagegen in einem Zuschlag bestehen müssen. Wie ein mit den gji gewogener Mittelwert aus den individuellen Risikoprämien unter diesen Umständen zu interpretieren wäre, bliebe allerdings ein Rätsel, zumal Konstellationen denkbar sind, bei denen ein solcher Mittelwert trotz hoher individueller Risikoprämien gleich Null ist. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 70 (10) Reinhard Pohl P DM-Betrag/WK D KKP=-=-------;-;-;;-;- Q Dollar-Betrag/WK usA Das für das Ende der Investitionsperiode, hier: von zwei Jahren, erwartete Preisniveau (EP2J im Inland errechnet sich, indem man das Ausgangspreisniveau mit der erwarteten Inflationsrate fortschreibt, wobei p die durch 100 dividierte inländische Inflationsrate in v. H. p. a. bezeichnet. Analog hierzu wird mit Hilfe von q das für die Zeit nach zwei Jahren erwartete ausländische Preisniveau (EQ2J ermittelt: (11 ) (12) EP 2i = P 2i (1 + P2Y EQ2i = Q2.(1 + q2Y Mithin errechnet sich die erwartete Kautkraftparität in zwei Jahren wie folgt: (13) womit auch der erwartete Dollarkurs nach zwei Jahren determiniert ist: (14) Setzt man nun EKKP 2i für E 2i in die Gleichung (5) in Verbindung mit (6) ein, so erhält man (15) K -[ KKP (1+P21)2 + KKP (1+P22)2] (1+f)2 0g21 21 (1 + q21f g22 22 (1 + q22)2 (1 + h2 )2 Bereinigt man nun die erwarteten nominalen Renditen um die erwarteten Inflationsraten, so erhält man die realen Renditen; diese Berechnung geschieht auf folgende Weise für die inländischen (16) und die ausländischen realen Renditen (17): (16) (17) l+r=(l+h)/(l+p) l+z=(l+!)/(l+Q) Somit wird der aktuelle Kassakurs des Dollars durch folgende Variablen und Koeffizienten bestimmt: Durch die Schätzungen der aktuellen Kaufkraftparität, die Erwartungen über das Gefälle zwischen den realen Renditen (das Realzinsgefälle ), die geplanten Investitionsperioden und durch die relativen Investitionsneigungen: (1 + Z21)2 (1 + Z22)2 Ko = g21 KKP 21 2 + g22 KKP 22 2 (1+r 21 ) (1+r 22 ) (18) Wenn die mit dieser Gleichung ausgedrückte Hypothese grundsätzlich zutrifft, dann kann auch ein starkes Überschießen des Wechselkurses, also eine starke Abweichung von der Kautkraftparität, nicht als Marktversagen und eine Widerlegung der Kautkraftparitätentheorie angesehen werden. In einer Welt, OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Ein empirischer Versuch zur Erklärung der Dollarkurstendenz 71 die von Erwartungen geprägt ist, muß es unter den genannten Bedingungen zu einem Überschießen kommen -ein rational begründbarer Vorgang, mit dem die Kaufkraftparitätentheorie nicht ad acta zu legen, sondern auszubauen ist. 2.4 Verallgemeinerung der wichtigsten Gleichungen Im folgenden sollen die wichtigsten der am Beispiel mit zwei Investoren dargestellten Beziehungen, nämlich die Gleichungen (1), (3), (4.2) und (15) verallgemeinert werden für alle j = 0,00274, 0,0055, ... , m; ferner für alle i = 1, 2, ... n: (19) (20) == (1) (21) == (3) (22) == (4.2) (23) == (15) m • Ix ji =: I I Xji j~0.00274 i~ 1 II ji = Iaji [E ji (1 + jjY -Ko (1 + hjY] IIji=O Ko = E gjiEji(1 + jjY Eg ji (1 +hjY (l+p jY , E gji KKP ji ---, X (1 + jjY K _ (1+q jY 0Eg ji (1+h jY 2.5 Approximative Ermittlung des Kassakurses aus Mittelwerten Für gesamtwirtschaftliche, mit aggregierten Größen ausgestattete Modelle braucht man Mittelwerte für die Variablen. Die hier benutzte Ermittlung von gewogenen Mittelwerten kann aber wegen der hier gewählten Form der Gleichungen -die Variable "Investitionsperiode" ist eine Hochzahlnur eine annähernd richtige, für unsere Zwecke aber ausreichende Berechnung darstellen: (24) (25) (26) (27) (28) (29) (30) (31) KKP = gji KKP ji (1 + p) = gji(1 + PjJ (1+ q) = gji(1 + qji) (1 + f) = gjJ1 + jji) (1 + h) = gji(1 + h ji ) j = gji j (Mittelwert der Anlageperiode) ~(23) Ko~KKP (1+ PY x (l +f)j (1 +qY (1+h)j --(1+z)j ~ (18) Ko ~ KKP -=- (1+r)j OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 78 Reinhard Pohl Tabelle 2a Ein Beispiel Für die Bildung des Kassakurses (K o) durch ausschließlich zwei Investoren A 21 und A 22 , deren geplante Investitionsperiode zwei Jahre (j = 2) beträgt. Die Zahlen sind zum Teil gerundet. Transaktionswerte in DM I Geplante Transaktionen zum zunächst geplanten Kassakurs (K = 2 DM) Investor A 21 2 1 21 = 1 Tsd x ((1,90 x 1,102) -(2,00 x 1,05 2» 3 ~ID ~W 4 5 6 7 +100=1 Tsdx Investor A 22 1 22 = 3 Tsdx ((1,653 x 1,102) 2,00 -600= 3 Tsd x 0,10 -(2,00 X 1,05 2 ») 2,20 -0,20 11 Realisierte Transaktion zum tatsächlichen Kassakurs') Investor A 21 8 1 21 = 1 Tsd x ((1,90 x 1,102) -(1,886 X 1,05 2 ») 9 2,30 2,075 10 11 12 13 +225 = 1 Tsd x Investor A 22 1 22 = 3 Tsd x ((1,653 x 1,102) 2,00 -225 = 3 Tsdx 0,225 -(1,886 X 1,05 2 ») 2,075 -0,075 a) Wie dieser Kassakurs von 1,886 DM ermittelt wird, zeigt die folgende Tabelle "Ermittlung des Kassakurses ... " OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Ein empirischer Versuch zur Erklärung der Dollarkurstendenz 79 Tabelle 2 b Ermittlung des Kassakurses (K o) und des gewogenen Mittelwertes der für das Ende der Periode j erwarteten Kassakurse (Mittelwert: Ej) (Ergänzung zum Beispiel in der vorherigen Tabelle) K = x 190 + ---- x 1653 x-- {( 1 Tsd ) ( 3 Tsd )} 1,102 o 1 Tsd + 1 Tsd' 1 Tsd + 3 Tsd' 1,052 1,886 = 0,4750 + 1,2398 Ej = 1,7148 Tabelle 3 Bestimmtheitsmaße R2 und Variationskoeffizienten VKa) x 1,1 x 1,1 für die Beziehung zwischen der Reihe des Außenwertes der D-Mark (A W) und den Erklärungsreihen (ER), also für die Regressionsgleichung AW,=a+b ER, Zeitraum Erklärungsreihen Quartal/Jahr ER I ER 11 ER III ER IV A Bestimmtheitsmaße (R 2) 1) für A W, = a + b ER, 1/73-3/86 0,510 0,641 0,561 0,703 1/743 /86 0,488 0,667 0,542 0,740 1/73-2/84 0,595 0,757 0,629 0,807 1/74-2/84 0,554 0,765 0,593 0,826 2) für AW,=a+b ER'_l 1/74-2/84 0,484 0,666 0,552 0,776 3) [ürAW,=a+bER'_2 1/74-2/84 0,340 0,498 0,398 0,608 B Variationskoeffizienten (VK)b) für AW,=a+b ER, 1/73-3/86 11,0 9,4 10,4 8,6 1/743 /86 11,3 9,1 10,7 8,0 1/73-2/84 9,4 7,3 9,0 6,5 1/74-2/84 9,6 7,0 9,2 6,0 a) Die Koeffizienten b in der Gleichung A 1) sind mit einer Irrtumswahrscheinlichkeit von 0,05 gegen Null gesichert. Ihre Werte liegen für die Gleichungen mit der Erklärungsreihe IV zwischen 0,75 und 0,90. b) VK: (Standardabweichung der Reste x l00)/Mittelwert von AW. Die Dimension sind Prozente (v. H.). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Abb. 1 a Ende 1972 =100 200 ZUSAMMENFASSUNG WICHTIGER BESTIMMUNGSFAKTOREN DES AUSSENWERTES DER D-MARK GEGENÜBER DEM US-DOLLAR VARIANTE A 180 Außenwert der D-Mark gegenüber US-Dollar Ende 1972 =100 160 140 DIW87 00 o ;:0 " S· :r ~ 8.. '1:1 o 2: OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 '" W :T ~ IAbb.lb " 0. ZUSAMMENFASSUNG WICHTIGER BESTIMMUNGSFAKTOREN ~ DES AUSSENWERTES DER D-MARK GEGENÜBER DEM USDOLLAR §' ,.., on g ,,' 'Ö ~ ;;c -..l N Ende 1972=100 200 Außenwert der D-Mark gegenüber US-Dollar Ende 1972=100 ""', , I 180 160 140 ,. .. .., I , I '\\. ~' \~ /""~-..,,,,, , " " ~--." - Erklärungsreihe IV VARIANTE B tTl :;. (1) 3 '9. ::J. en Cl ::r (1) .... ~ .... en C Cl ::r N c .... tTl .... ~ p;; .... c ::s OC> 0- (1) .... CI 2j;ö .... ~ c .... ~ (1) ::s 0- (1) ::s N DIW87 I 00 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Abb.2 Zinsgefälle, InflationsdifTerenz und Wechselkurs 1) Öffentliche Anleihen. 2) Inflationsrate: Anstieg der Konsumentenpreise gegenüber Vorjahreswert. 3) Nominalzinsdifferenz bereinigt um InflationsdifTerenz. 4) Auf Basis der Indizes der Konsumentenpreise. '/, ~----------------------------------------,18 vH 16 Anleihezins 11 14 ' Inflationsrate 21 12 10 ·2 vH 10 Bundesrepublik Inflationsdifferenz 21 USA minus Bundesrepublik 16 '/, Nominale Zinsdifferenz auf dem Anleihemarkt, - 2 • 4 ·6 - 4 Realzinsdifferenz 31 1 '/, Ende 1972 = 100 200 t 180 160 I auf dem Anleihemarkt > Bundesrepublik minus USA Außenwert der D-Mark I gegenüber dem US -Do:!ar I I -I 140 t ' -- , -- , 120 ~-' ."..------- 100 -- , .,Prelsgefalle ,. 4) ,USA minus Bundesrepublik I J 1"'1'1I1"'1"'1"'1"'1"'1'1I1"'1"'1"11"'1'~ 1~7; 197~ 1975197619771978197911S8J 19811982 11963198~ 198519861 '2 '4 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 6" rA -:- b-:- b .-=-3------------------- Einige Indikatoren der Wirtschaftsentwicklung in den USA r---------------------------~ 'I. 15 10 Geldmarktzins 21 ; i "/ 0 f------------ - Realer Anleihezins r-~--~----~--~~------------- 0 vH 12 Expansion der erweiterten monetären Basis 4151 Leistungsbilanzsaldo 61 -5 vH 16 12 Mtd. $ ..., 10 ----j-l: Mrd. 200 Zyklisch bereinigtes Defizit 150 im Bundeshaushalt 100 50 Anmerkungen siehe Abb . .4. 120 -1-30 -1-'° I , CIW 87 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Einige Indikatoren der Wirtschaftsentwicldung in der Bundesrepublik Deutschland ,-- ______________________ 'I . Nominaler Anleihezins 11 i······························/ Nominaler Geldmarktzins 21 - - -- -- ----- ---- -- -8 15 vH 20 Expansion der Geldmenge MI 41 16 10 -j -10 1) Öffentfiche Anfeihen.- 21 3 Monate.- 3}Anstieg du Konsumenfeflpreise gegenüber Vorjahrs wert . - 4) Gfeifendtr 3-Quarralsdürchschnitt durch die saisonbereinigten Werfe auf Jahresbasis.- S)Zentralbankgeldvo lvmPfI um reslYvepof i r is che Effekte bereinigt. - 6) 5aisonberein i gt . Quellen : OECD: Main Economic Indicatorsj Federal Reser\le Board Fedf'ral Reserve Bulletin j Federal Bank of St. Louis Monetary Tr~ndsJ and Review, Oec. 1960, Departmenl of Cemmerce Survf"Y of Current Business, Dec.19B3, S. 33. Internationaler Währungsfonds. Deutsche Bundesbank und DIW. DIW 87 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 Ein empirischer Versuch zur Erklärung der Dollarkurstendenz ZINS UND FRISTENSTRUKTUR BUNDESREPUBLIK DEUTSCHLAND ·I • .-- _____________________ ~ 15 Nominaler Anleihezins 11 .... .. ··7··········· Nominaler Geldmarktzins 21 o Durchschnittliche Laufzeit neuemittierter festverzinslicher Wertpapiere)1 Anteil der kurz· und mittelfristigen Kredite 41 vH an den gesamten Krediten der Unternehmen)1 52 (ohne Wohnungswirtschaft) I) Rendite festverzinslicher Wertpap i ere im Uml.uf. - 2) Satz für Dreimonatsgeld in Frankfurt/f"f.- 3) Saisonbuein;gt.- L) Bere i nigt. DIW87 85 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 86 Reinhard Pohl Literatur Batten, Dal1as S. und Mack Ott (1983), Five Common Myths About Floating Exchange Rates. In: Federal Reserve Bank of St. Louis. Review, Vol. 65, No. 9, Nov. 1983. Bomhoff, Eduard J. (1988), The Dol1ar-Yen Exchange Rate. Abgedruckt in diesem Band. Cezanne, Wolfgang (1985), Wechselkurstheorien und Devisenmarktentwicklung. Eine Analyse des DM-Dol1ar-Kurses von 1974 bis 1983 unter Verwendung alternativer Wechselkurstheorien. In: Wolfgang File und Claus Köhler (Hrsg.): Stabilisierung des Währungssystems. Berlin, 1985. Cosset, J ean -Claude (1984), On the presence of risk premiums in foreign exchange markets. In: Journal of International Economics, Vo1.16, No. 1/2, Febr. 1984. (S.139ff.). Dornbusch, Rudiger (1976), Expectations and Exchange Rate Dynamics. In: Journal of Political Economy, Vol. 84, No. 6,1976 (S.1161ff.). Ders. (1982), Equilibrium and Disequilibrium Exchange Rates. In: Zeitschrift für Wirtschaftsund Sozialwissenschaften, Heft 6 1982 (S. 573ff.). Frenkel, Jacob A. (1981) Flexible Exchange Rates, Prices, and the Role of "News": Lessons from the 1970s. In: Journal of Political Economy, Vol. 89, No. 4,1981 (S.665ff.). Niehans, Jürg (1979), Geldpolitik bei überschießenden Wechselkursen. In: Außenwirtschaft. 34. Jg., Heft III, Sept. 1979 (S. 199ff.). Pohl, Reinhard (1985a), Inwieweit ist der Dol1arkurs mit ökonomischen Faktoren erklärbar? In: "Wochen bericht" des Deutschen Instituts für Wirtschaftsforschung, Berlin, Heft 9, 1985 vom 1. März 1985 (S. 109ff.). Ders. (1985 b), Effizienz der Geldpolitik bei beweglichen Wechselkursen. In: Wolfgang File und Claus Köhler (Hrsg.): Stabilisierung des Währungssystems. Berlin, 1985. Svindland, Eirik (1979a): Zinsvorstel1ungen und Verzinsungsperiode in ausgewählten Zinstheorien. In: Vierteljahrshefte zur Wirtschaftsforschung, 2. Heft 1979. Ders. (1979b), Inflation, Zins und Kreditlaufzeiten. In: Vierteljahrshefte zur Wirtschaftsforschung, 4. Heft 1979. Schäfer, Wolf (1987), Informationseffekte von Devisenmarktinterventionen. In: Rüdiger Pohl (Hrsg.): Aspekte der Geldpolitik in offenen Volkswirtschaften. Berlin 1987. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 The Dollar-Yen Exchange Rate Von Eduard 1. Bomhoff, Rotterdam 1. Introduction This paper describes an empirical investigation of the dollar-yen exchange rate which differs from a number of existing studies in two respects. First, I use KaIman Filter techniques to allow for changes over time in the stochastic pro ces ses descriptive of the exogenous variables and for changes in the parameter values ofthe model. Secondly, the economic model in section 2 points to variance and covariance terms as potential sources of risk premia in the exchange rate. These second moments are estimated using a univariate KaIman Filter rather than as moving averages of measured variances and covariances. The basic framework is familiar from many other studies ofbilateral exchange rates: (1 ) e -f -1 = "news" + "risk" Here, e represents the naturallogarithm of the spot exchange rate, and I the corresponding value of the forward rate as observed one period earlier, so that e -1-1 would stand for the forecast error in the current exchange rate if the forward rate were an unbiased predictor of the future spot rate. In that case it would be sufficient to explain the discrepancies e -1-1 as functions of relevant news wh ich occurred between the observations on each land the subsequent observations on the corresponding values of e. A number of recent empirical studies have rejected the hypothesis that the forward rate is an unbiased predictor of the future spot rate (Hansen and Hodrick, 1983, Cosset, 1984, Korajczyk, 1985). On the assumption that the spot and forward markets in foreign exchange are efficient, it follows that non-zero risk premia must be present in the market. 1 This paper was prepared during my stay as visiting scholar at the Institute for Monetary and Economic Studies of the Bank of Japan. I am very grateful to Dr. Yoshio Suzuki, Director of the Institute, and his staff for their gracious hospitality. Mr. Sadao Naniwa kindly provided advice about the computations performed in the paper. Erzo Luttmer expertly assisted with the statistical analysis. I am also grateful to Clemens J. M. Kool for many discussions about Kaiman Filters. This paper is part of an ongoing research project with Kees Koedijk and Clemens Kool and draws on our joint work, in particular on ajoint paper with Koedijk. Address: Department of Economics, Erasmus University, P. O. Box 1738, 3000 DR Rotterdam, Netherlands, tel. 104081408. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 94 Eduard J. Bomhoff statistical measure of the expected rate of inflation (generated by a MultiState KaIman Filter) from the nominal short-term interest rates. er ue -empirical proxies for news about the expected long-term equilibrium value ofthe real exchange rate are hypothetical constructs. Any assumptions regarding the behavior of the future equilibrium real exchange rate have to be tested jointly with the other assumptions underlying the model for the exchange rate. I hypothesize that the expected future equilibrium value ofthe real exchange rate is adjusted by the market on the basis of news about the expected future rate of inflation. 10 Inflation forecasts may be relevant for real exchange rates in equilibrium for a variety of reasons. If a high rate of inflation is regarded also as a variable rate of inflation, investors may reduce the weight of the currency of a highinflation country in their portfolios. Thic process may occur during a long period oftime. Tax systems are not neutral with respect to inflation and this mayaIso be a cause of semi-permanent flows of savings between countries which necessitate corresponding surpluses and deficits in current account. ll rp and rpue -the risk premium (equation 4) consists oftwo terms, one which is proportional to the product ofthe cumulated current account surpluses of Japan and the variance of the forecast errors in the exchange rate and a second term which is a weighted average of the covariances between the uncertain elements in the two domestic rates of return and the forecast error in the exchange rate. I use the cumulated current account balance of Japan, scaled with an estimate of the combined wealth of the U.S. and Japan as one explanatory variable in the regressions. This variable should be multiplied with the estimated variance ofthe forecast errors in the exchange rate. I have used the series for (e - id2 as a proxy for the squares oft he forecast errors. As long as the risk premium is small relative to the discrepancies between the spot rate and the lagged forward rate, this approximation should be acceptable. Each of the two terms in the product -the scaled current account and the variance of e -i-1 - is separately transformed with the help of the univariate KaIman Filter into aseries for an expected level. Then, the two time series for the respective expected levels are multiplied and the first difference of the product is used as the empirical proxy for changes in this part of the risk premium.12 10 Thus, the model does not im pose Purchasing Power Parity (P. P. P.) as a relevant long-run equilibrium condition. See Adler and Dumas (1983) for an extensive discussion of P. P. P. in the context of modelling international portfolio investment. 11 Hooper and Morton (1982) regard news about the current account as a noisy indicator of changes in the equilibrium value of the real exchange rate. I shall re port on some tests for the effects of news about the current account on the exchange rate. 12 News about the current account of Japan -without multiplication by the variance ofthe forecast errors in the exchange rate -could have been included in the model as one OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 The Dollar-Yen Exchange Rate 95 The second term in our expression for the risk premium requires estimates of two covariance terms. I multiply the difTerences et -Ir -1 with a measure of the unexpected return on the domestic portfolio and lag these cross-products by one period in order to avoid simultaneity problems in the regressions. 13 The lagged cross-products are then used as input for the univariate KaIman Filter and the resulting series for the expected value of the cross-product is taken as the empirical counterpart to the covariance between the exchange rate and the domestic returns. Thus, a time se ries model is estimated for each covariance term and the expected covariances that influence current investment decisions are based on this time se ries model. 14 Two simple alternatives are explored to capture the unexpected part of the return on the domestic portfolio : the first difTerence of the domestic interest rate and the total return on a domestic stock price index. 15 Since the output of the Multi-State KaIman Filter is used to represent the level of the risk premium, the first difTerence of the expected value of the covariance term can serve as a measure of the unexpected change in the covariance. If changes in the expected level of the covariance are permanent, the change in the expected level of the covariance should ha ve a larger efTect on the exchange rate than the expected level of the covariance term. However, the unavoidable lagging ofthe covariance term causes a temporal mismatch between the month when the covariance changes and the subsequent month when this is registered in our measure ofthe change in the estimated covariance. This measurement error may bias the estimated coefficient on the change in the covariance towards zero. of the determinants of changes in the equilibrium value of the real exchange rate (see previous footnote). To avoid multicollinearity, I have not included both the unexpected change in the current account (a "news" variable) and the unexpected change in the product ofthe current account and the variance of the forecast errors in the exchange rate (a "news about risk" variable). In the regressions reported here only the second ofthese two variables has been included. All regressions have been performed also with the simpler variable which proxies unexpected changes in the current account only. The results were virtually identical for all the remaining variables in the regression, but the current account variable itself is much less significant -although it retains the correct sign -without multiplication by the variance of the forecast errors in the exchange rate. 13 See Pagan and Ullah (1985) for an econometric discussion of this and other issues arising in the econometrics of second moments. 14 An alternative approach would be to es ti mate separate time se ries models for (1) the correlation coefficient between the exchange rate and the return on the domestic portfolio ; (2) the variance of the unexpected changes in the exchange rate, and (3) the variance of the return on the domestic portfolio (see Kap/anis, 1986, for further discussion of different ways to estimate second moments). 15 Clearly, this is a first attempt. We plan to test for the importance of covariance terms using less imperfect measures of the domestic returns in future work. A first step will be to integrate the reiationship between domestic short-term and long-term interest rates in the analysis. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 96 Eduard J. Bomhoff If, however, changes in the actuallevel ofthe covariance are predominantly temporary, our empirical proxy for the expected level will suffer less from measurement errors than its first difference. In that case, the expected level should be more effective in the regressions than the first difference of the expected level. The theoretical model takes the time series properties of the covariance terms as given and does not lead to a hypo thesis about the relative importance of the level versus the first difference of the covariance terms in the regressions. Why Successful Exchange Rate Equations are Elusive In their 1983 paper, Meese and Rogoff documented the failure of a number of single-equation models for exchange rates to forecast weil outside the sampIe period. Quite likely the within-sample explanatory power ofthese equations was flattered because of selection bias. Some reasons why explaining exchange rate movements is hard are common to models of asset prices; some additional reasons are more specific to exchange rates. Here are five reasons for the lack of success of empirical models for floating exchange rates: 1. The long-term anchor. In the case of stock prices, the analyst has to make assumptions about the discount factor with which to discount the future dividends on the stock and about some terminal condition; the corresponding source ofuncertainty with respect to exchange rates is located in the longterm equilibrium value of the real exchange rate and the precise meaning of the words "long-term". 2. Speculative bubbles versus the possibility of "process switching". If a conspicuous movement away from purchasing power parity is decisively reversed, it may be tempting to speak of a speculative bubble in the exchange rate.16 Flood and Hodrick (1986) show that bubble-like patterns mayaIso occur if the market gradually adjusts its assessment of the probability of an important future event which would have significant effects on the exchange rate. Speculation about the imposition of capital controls and trade restrictions, or talk about a major future change in domestic monetary policy may cause a "run-up" in the exchange rate which cannot be distinguished from a speculative bubble on the basis of its time-series properties alone. 3. Levels and first differences of an explanatory variable affect the price in opposite directions. In the case of stock prices, for example, a rate of return which is high by historical standards, is associated with cheap prices for stocks but a high rate of capital appreciation. By contrast, an unexpected 16 Single ton (1987) has pointed out that the theoretical case for the existence ofbubbles has often been made in exchange rate models wh ich assume absolute or relative purchasing power parity, so that a bubble in the exchange rate should be accompanied by a bubble in at least one of the two national price levels, a phenomenon which would be hard to reconcile with any accepted theory of the domestic market für müney. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 The Dollar-Yen Exchange Rate 97 increase in the required rate of return will lead to a substantial one-time capitalloss as stock prices fall to the new equilibrium path. Thus, high total returns correspond to a high required rate of return, but an increase in the required rate of return comes with a large negative total return during the adjustment of the stock price. Similarly, a high positive risk premium in our definition implies a weak dollar, because the dollar is expected to appreciate a little more on average each period than would be indicated by the forward premium. If the risk premium increases unexpectedly, the dollar has to fall quickly in order to reach its (unchanged) long-term equilibrium value according to a steeper path of gradual appreciation on average beyond each period's forward rate. It follows that the expected value of er -Ir -1 is positive ifthere is no change in the assessment of the risk premium, but the ex post realization may be strongly negative if there is a strong increase in the risk premium. If the empirical counterparts to the risk premium incorporate measurement errors or are included with inappropriate lags then statistical tests will be strongly biased towards no rejection of the null hypothesis of a negligible risk premium. These three arguments apply mutatis mutandis to many asset markets. The remaining two arguments for the lack of success in explaining exchange rate movements are specific to exchange rates. 4. Inadequacies of national price levels for the computation of real exchange rates. Some national price levels are contaminated with improper measures of some components, e. g. housing costs. All national price indices are a mixt ure ofprices oftradeable and prices ofnon-tradeable goods. Differential trends in productivity between the production of traded and non-traded goods do have implications for the real exchange rate when (as usual) a combined national price index is used to compute the real exchange rate. Since neither the traded-goods sector nor the non-traded goods sector are homogeneous and easy to delineate, productivity and cost trends in these two composite sectors are hard to measure and the resulting lack of relevant information hampers the study of exchange rate movements. 5. Dynamics of real interest rate differentials between countries and dynamics of the risk premium in the forward rate. In the specific case of bilateral dollar exchange rates in the early 1980's this issue may have been the most important cause of the difficulties in accounting for the spectacular appreciation of the dollar with respect to all other major currencies and its subsequent rapid decline in real terms. A simple numerical illustration may clarify the point. Assume that the real interest differential between the U.S. and Japan increases by one percentage point and that the market assumes that this higher differential will persist for ten years. It follows that the dollar will have to undergo a one-time real appreciation of 10 percent. Suppose that next the market continues to observe the same interest rate differential but 7 Schriften d. Vereins f. Socialpolitik 172 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 98 Eduard J. Bomhoff reduces its estimate ofthe time period during which it will persist to no more than one year. This reassessment of the duration of the current real interest rate differential causes a fall in the dollar of 9 percent, almost as large a movement as the previous appreciation. However, no easily observable variable changes at the same time as this hypothesized drop in the exchange rate and any empirical exchange rate model will have difficulty in accounting for this movement in the exchange rate. Specifically, the high real interest rates in the U.S. during the early 1980's were often viewed as a rather permanent feature of the American economy and a sign of expected real returns that exceeded the returns to be expected in other economies. High rates of business investment and a vigorous recovery after the 198182 recession were seen as corroborative of this view. Later, some years ofmoderate economic growth must have reduced the confidence that real rates of return in the U.S. were going to remain high by world standards for the foreseeable future. If this argument is correct, it would go some way towards explaning the broad movement of the dollar during the years 1980-86, but it is obviously hard to underpin empirically. It is useful to generalize the last remark. If a time se ries {x t} has an effect on another time series {Yt}, then any economic model wh ich posits a constant coefficient for the magnitude of that effect may ass urne implicitly that the stochastic models for {x} and {y} are invariant over time. In the macroeconomics literat ure this point is weil taken in the case ofthe permanent income theory of the consumption function and in discussions of the impact of transitory versus permanent changes in tax schedules. Empirical work by Barro (1981) and others has documented the relevance of distinguishing between the effects of anticipated and unantipated changes in money and government debt. In all these instances, the analysis has to be performed conditional upon a stochastic model for the input and the output variable. A given time-se ries model fixes the speed with which deviations from equilibrium evanesce over time in the absence of fresh shocks. As noted above, this convention may be inappropriate in the case of the real interest rate (differential). The theory of international factor movements should lead to hypotheses about the determinants ofthe speed with which real interest rates in different economies converge to a single (risk adjusted) worldwide real interest rate, but we are far from a consensus on this issueY 17 Makin and Sauer (1984) using a quite different model also provide evidence that the coefficient in a reduced-form equation for the dollar-yen exchange rate are not constant over the period 1973-1982. Hakkio and Pearce (1986) discuss another mechanism which could lead to changing coefficients. They show that the effects of U .S. discount rate changes on the dollar should depend on the extent to which the market anticipated the change in the discount rate. Pre-multiplying each discount rate by a measure ofthe probabi!ity ofits occurrence produces an artificial explanatory variable wh ich performs a !ittle better in some of their exchange rate equations than the simple change in the discount rate. If measurements ofthe probability that a variable will change significantly are unavailable, a OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 The Dollar-Yen Exchange Rate 99 4. Recursive Estimation In this section I shall describe the multivariate algorithm which will be used to es ti mate a reduced-form equation for the dollar-yen exchange rate. This algorithm incorporates the uni varia te Multi-State KaIman Filter, and some comments about that method of producing univariate forecasts will be made also. The algorithm belongs to the dass of Kaiman filters and is dosely related to some of the more flexible forms of recursive least squares. Several features of our model make it desirable to investigate alternatives to ordinary least squares. First, some model coefficients are likely to change over time. No economic theory offers a guarantee that the coefficient of the interest rate differential is constant over time. That coefficient depends on the speed with which real interest rate differentials between countries converge to zero, so met hing we know preciously little about. Similarly, the coefficients on all the risk terms may weil vary over time, because of changes in investor wealth and in the characteristics of their total portfolios (see Gregory and McCurdy, 1984, 1986, for a discussion and statistical evidence of coefficient variation in reduced-form equations for exchange rates: see also Makin and Sauer, 1984, Wolff, 1985). Not only do the coefficients change over time, both the intercept and the residuals are also bound to exhibit behavior which is at variance with the assumptions required for estimation with ordinary least squares. The intercept in an equation for the difference between the logs of the spot rate and the lagged forward rate stands for the portion of the risk premium that is not captured by the explanatory variables. It is not dear how much of the unexplained variation in the dependent variable is due to risk, and it is possible that the risk premium is dwarfed by the effect of unanticipated news. But, any statistical test for the size of the risk-premium has to allow for permanent changes in the risk premium. One cannot reject apriori the possibility that the risk premium changes its sign at least once every few years, and the estimation method should allow for this. Finally, the residuals of an exchange rate equation are also likely to be far from normal. This aspect of our equation is easier to deal with, and ordinary least squares techniques can co pe with residuals which are not normally distributed. However, recursive methods are more suited to co pe with single large outliers than ordinary least squares. Our algorithm will utilize a cutoffpoint for the effect of outliers. Below I shall describe another feature of the algorithm wh ich allows for more flexible processing of outliers as they occur: the so-called Multi-State KaIman filter approach. 18 second best alternative would be to let the changes in that variable operate through a varying coefficient. 18 See Gregory and McCurdy (1984, 1986), Diebold and Nerlove (1985) and Domowitz and Hakkio (1985) for statistical evidence regarding heteroskedasticity in exchange rate equations. Wasse~rallen and Zimmermann (1986) present interesting evidence of heteroskedasticity in the variance of exchange rates which are measured every live minutes. 7* OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 100 Eduard J. Bomhoff The algorithm is best explained by introducing its differences with ordinary least squares (OLS) one by one. The most fundamental difference with OLS is the recursive character of the method. Apart from an initial bloc of data (18 periods in the case ofthe exchange rate equations) all data processed consecutively, and fresh estimates of the parameters are computed after each new data point. Thus, the parameters have a time subscript and coefficients which carry the subscript t are computed using data up to and including the observations for period t, but no information form any subsequent periods. It follows that all residuals correspond to the forecast errors obtained with a post-sample simulation in the OLS case. OLS estimates can be obtained using recursive methods. Let 8T be the off-line estimate ofthe true coefficient vector theta, based on observations Y1, Yz, ... YT for Y and vectors Xl' Xz, ... , XT for X. Let h be the vector The least squares es ti mate is given by 81 = (X~XT)-l XT h, were X~ denotes the transpose of XT• It minimizes the function N S(O)= L (y,-X;0)2 t=l Suppose the next observation consists of Y T + 1 for Y and X T + 1 for the vector of explanatory variables. We could compute a new estimate ofthe coefficient vector by first adding the matrix X T + 1 X~ + 1 to the matrix The inverse could be used to find the estimate 8T +1. The following procedure is mathematically equivalent but much more efficient computationally: (1 ) (2) (3) KT+ 1 = PTXT+ d(1 + X~+ 1 PTXT+ Jl eT+1 =eT+KT+l(YT+l-X~+leT) P =(l-P XT+1X~+1 )p T+l T 1 +X~+lPTXT+l T" Here, KT+ 1 is called the gain matrix. PT equals the inverse (XfXT)-l. Po has to be estimated from an initial bloc of data or to be initialized otherwise. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 The Dollar-Yen Exchange Rate 101 Proofs of the equivalence between eqs. (1)-(3) and OLS are available in Goodwin and Payne (1977) and in Ljung and Soderstrom (1983). The proofuses same version of the matrix inversion lemma. Obviously the recursive residuals will differ from the OLS-residuals, but the final estimate ofthe parameters, based on all the data will be identical. In the trivial case of a regression on a constant only, the OLS-estimate corresponds to and the recursive estimates are computed as fallows: K _~ __ l~ T+l1 + l/TT+ 1 1 (JT+ 1 = (JT +~- (YT+ 1 - (JT) T+ 1 Pr equals 1/ T and could be updated through: ( 1 1)1 1 PT+l= 1-"T'1+1/T "T=T+l The recursive computation now allows us to introduce a number of modifications to cope with time-varying parameters and outliers. Within the dass ofleast-squares methods, greater flexibility in the parameters estimates can be obtained through some discounting of old data. Two familiar methods are Exponentially Weighted Least Squares and Rolling Regressions (a.k.a. Rectangular Windows). With exponentially weighted least squares, the optimization problem in OLS: N Min I (y,-x;W (I t= 1 is replaced by the minimization of the following function: (4) (5) (6) (7) ST+ 1 ((J) = RzSr((J) + (YT+ 1 - x~+ 1 (J)Z with 0< Rz ~ 1 R2 = 1 reduces eq. (4) to OLS. The solution to this minimization problem is in recursive form: (Goodwin and Payne, 1977, p. 180). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 102 Eduard J. Bomhoff Rolling regressions are popular in applied economics. Again, a recursive algorithm is available (Goodwin and Payne, p. 181). Both methods have a potential drawback. Assume that a non-negligible change in the parameters occurs after the data for period t have been processed. With a rectangular window oflength T( = a rolling regression for the last T data points), the parameter estimates will continue to show the influence of the data for t during the next Tperiods, after which the data at twill no longer be reflected in the parameter estimates. Part ofthe change in the parameters between periods t + T -1 and t + T is therefore predictable. It follows that part of the change in the computed value of y between periods t + T -1 and t + Tbecomes predictable also. However, many model specifications impose restrictions on the extent to which future changes in the dependent variable may be predicted. The same potential problem applies also to exponentially weighted least squares, but the practical consequences will be less troublesome in most instances, since the influence of the data observed at time twill now wear off gradually, rather than being eliminated abruptly at period t + T. Ljung and Soderstrom (1983) have an extensive discussion ofvarious schemes for geometrically weighting (discounting) the data. On the basis of experiments with artificial data, they prefer a weighing scheme in which the discount parameter Rz itself va ries somewhat over time. They suggest the following time path for Rz in the case of adaptive estimation of a fixed-parameter model: Ru = AI R2•t-1 + (1- ,1.2) with AI = ,1.2 a constant slightly smaller than + 1. With this specification, Rz•t will converge to unity. In the case of a variable parameter model - as in this paper -one wants to keep Rz permanently somewhat below 1. Therefore, I have set RZ•l equal to 0.9, Al equal to 0.95 and Az equal to 0.9525. So far, ordinary least squares could give an off-line estimate ofthe parameters identical to the final estimate obtained with a recursive method. It is with the following features of the algorithm that the recursive character of the method shows its advantages. Treatment of Outliers In this discussion the term "outlier" will refer exc1usively to excessive residuals encountered in the course of the estimation process. Before the processing of the data at period t, a robust estimate is computed of the standard error of the 19 most recent residuals. For this robust estimate the median ofthe absolute values ofthese residuals is divided by the factor 0.6745 (see Huber, 1981). In the case of normally distributed residuals, the robust estimate will be an unbiased estimate of their standard error. The residual for period t is now computed by applying the parameter estimates as adjusted after period t -1 to the data for period t. If the absolute value of the residual exceeds apre-set factor times the estimated standard error ofthe residuals, the original outlier is adjusted before it is allowed OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 The Dollar-Yen Exchange Rate 103 to enter eq (2) for the adjustment of the parameters. In the current application, a cut-off point of2.0 has been used. With the difference between the logs ofthe spot rate and the lagged forward rate as the dependent variable, and low explanatory power for the regressions, severe outliers are bound to occur in the residuals. For the dollar-yen exchange rate, a robust estimate of the standard error of the dependent variable is 2.8 percent (per month). The largest observation on the dependent variable equals 12.5 percent (november 1978) and another 12 observations out of 108 exceed two times the robust standard deviation in absolute value. Remembering that the marginal effect of each observation is proportional to the square ofthe residual, it follows that without a cut-off point for outliers, the thirteen outliers together are about as important for the determination of the parameters as all the remaining "normal" observations together. In some instances one could claim that outliers tell us more about the relationship between the data than "normal" observations, because of a more favorable signal-to-noise ratio. In the case at hand, this argument does not apply. Estimation with a cut -off point of 2.5 for the outliers produces larger residuals, with a robust estimate of the S.E.E. increasing by almost 10 percent. Estimation without any cut-off for outliers results in even larger residuals. These findings suggest that large unexpected movements in the dollar-yen exchange rate were not a sign of important changes in the parameters of our reduced-form equation. Rather, the outliers in the se ries for the exchange rate occurred for reasons not directly related (at least not in a linear fashion) to the explanatory variables in the model. The algorithm reacts to outliers in another way. One period after each outlier has occurred, the parameter Rz is reset at its starting value ofO.90. Experiments with and without this additional feature show that it does not have an important effect in the present ca se but it may be appealing in other applications to lower the weight of all observations before an outlier in computing coefficient estimates after the outlier. A Recursive Kaiman Filter So far, the algorithms described could be applied in settings where the true value of the parameters was constant, but the data were contaminated in a way which makes a robust approach desirable. The next feature of the estimation method is specifically designed to allow for variation in the value of the parameters over time. No longer do we assume that the parameter estimates will converge to a specific value as with ordinary or weighted least squares. Instead, the following stochastic difference equation describes the dynamics of the parameter vector theta: e T+ 1 = e T + ,1 e with ~e distributed as N(O, var ,1 e). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 110 Eduard J. Bomhoff observations used to initialize the coefficients on the exogenous variables.23 The figures show the adaptive estimates of three coefficients of interest. Figure 1 indicates the estimated path of the coefficient on the change in the real rate of interest in the V.S., figure 2 the coefficient on the level ofthe covariance between the Japanese stock market and the exchange rate and figure 3 the coefficient on the change in the product of the scaled cumulated current account surplus of Japan and the variance of the exchange rate. All three variables appear to be statistically significant for considerable parts ofthe period of estimation. The two bands in each of the figures indicate the value of (coefficient + 2x estimated standard error) and (coefficient - 2 x estimated standard error).24 First Difference US Real Interest Rate (cceff. and +/- twice the stand. error) 7 -r------------------------.---------------------------------, 6 5 4 3 2 o -1 -2 -3 -4 -5 -6 -7 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 23 The adaptive estimates ofthe intercept in the regression requires some initial values for the prior probabilities of transitory and permanent changes in this variable "constant term". These priors are assigned symetrically as in our earlier work. The multivariate part of the model requires initialization in some other respects: elements on the principal diagonal of the matrix R1, the discount parameter R2 and the way in wh ich it varies over time, and the point at which observations are deemed to be outliers. The results of experiments with changes in these parameters from the values discussed in section 4 were hardly different from the reported outcomes. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 The Dollar-Yen Exchange Rate 111 Figure 2 Cov.Exchange RatejJapanese Stock Market (coeff. ond + / - twice the stond. error) 16 1-4 12 10 8 6 2 o -2 --4 -6 -8 -10 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 198-4 Figure 1 shows the coefficient for the change in the proxy in the U.S. real rate of interest. This coefficient should be discussed together with the coefficient on a fourth variable which achieved statistical significance for part of the period of estimation. From September 1982 through December 1984 the change in the estimated American rate of inflation enters the regression with a significant coefficient which suggests that decreases in U.S. inflation leas to a weaker dollar. During this period the coefficient on the change in the U.S. rate of inflation is always virtually equal in magnitude and sign to the coefficient on the change in the U.S. real rate ofinterest. This suggests that the coefficient on the change in the expected rate of inflation during these years reflects primarily systematic errors in the proxy for the expected rate of inflation. The following derivation shows 24 Estimated standard errors of the coefficients are computed as the square root of the inverse ofthe quotient ofthe relevant element on the main diagonal ofthe matrix P and the estimated variance ofthe residuals. This corresponds to the definition of the standard error of the coefficient in the O.L.S. case. In this adaptive framework both the matrix P and the variance of the residuals are computed adaptively, with an exponential forgeuing profile (coefficient: 0.9-0.95) and a rectangular window (length 19) respectively. An alternative would be to estimate the variance-covariance matrix of the coefficients through exact or approximate differentiation of the model. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 112 Eduard J. Bomhoff Current Account (coeff. and + / - twice the stand. error) o -1 -2 -3 -4 -5 -6 -7 o 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 how the coefficient on the expected rate of inflation could bei identical to the coefficient on the real rate under certain plausible circumstances and suggests how the coefficient on the expected rate ofinflation should be interpreted in that case: Let pe denote the correct (but unobservable) expected rate of inflation and re the true expected real rate of interest. Thus, i=re + pe and di = dre + dpe. Let the proxy used for the expected rate of inflation be connected to the true expected rate of inflation through dpe = adpe + u, with u a normally distributed and serially uncorrelated error term. It follows that the proxy for the real rate of interest will be determined as L1r = dre + (1a)dpe -u. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 The Dollar-Yen Exchange Rate 113 Assume that changes in the true real rate and the correct measure of the expected rate of inflation are uncorrelated and that the regression coefficients on re and pe respectively should have been A and -B: e -f _ 1 = AL1 re -B L1 pe + terms with other variables + v, with v a normally distributed and serially uncorrelated error term. Assume that the error terms u and v are uncorrelated. Let X and Ybe the reported coefficients on rand pe in a regression for e -i-I. It follows that X and Y should be such that the following expression reaches a minimum val ue: E [(A -X) L1 re + (- B - YIX -X (I-IX)) L1pe + v - Yu + X U]2. If IX is equal to 0, this expression reaches a minimum if X and Yare equal (as observed during the final years of our estimation period). Also, the closer the variance of pe is equal to 0, the closer both coefficients will be to the true value for the coefficient on the real rate, A. Therefore, I interpret the coefficient on the change in the real rate in the U.S. as an estimate ofthe true coefficient for the final years of the period of estimation and regard the (identical) coefficient on the change in the proxy for the expected rate of inflation as uninformative about the effects of changes in expected inflation on the exchange rate. Possibly, the years 1982 -1984 saw both a decline in the measured rate of inflation in the U.S. and a gradual increase in the confidence ofthe markets in the future policy stance ofthe American monetary authorities. Thus, short-term wiggles in the observed rate of price change did not be ar much relationship to changes in the long-term expected rate of inflation. Increases in the confidence with which certain important views are held can effect exchange rates, but in empirical work it will be hard to both measure the changes in expected inflation and the changes in the degree of confidence with which these expectations are held. 25 Changes in the product of the scaled cumulated current account surplus of Japan and the variance of the forecast errors in the exchange rate have a significant effect on the exchange rate almost always.26 The estimated standard 25 Oft and Veuge/ers (1986) report on regressions for eight bilateral dollar exchange rates. They also computed the expected rate of inflation from monthly data for the price level. Decomposing the change in the nominal one-month interest rate into changes in expected inflation and changes in the estimated real rate of interest did not increase the explanatory power of their regressions for six out of eight currencies, even through the theoretical signs on the coefficients for expected inflation and the real rate are different. This evidence suggests that the problem of an imperfect proxy for the changes in the expected rate of inflation wh ich results in "wrong" coefficients on this variable whenever expected inflation changes less than the real rate is a common one. 26 Domowitz and Hakkio (1985) present evidence for an effect of the variance of the forecast errors in the exchange rate, using the ARCH specification. Their proxy for part of the risk premium does not incorporate multiplication with some measure ofthe extent to which investors are exposed to foreign exchange risk. Also, they use the variance of the forecast errors; I get significant results for both the level and the first difference of the product of the current account surplus and the variance of the forecast errors. 8 Schriften d. Vereins f. Socialpolitik 172 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 114 Eduard J. Bomhoff deviation of the coefficient changes dramatically du ring the second half of 1978, because of the large outliers in the exchange rate data. As noted above, October and November 1978 saw very large movements in the dollar-yen exchange rate and our regression framework is unable to determine the cause ofthese two large and opposite shocks.27 The depreciation ofthe yen during most of 1978 is clearly correlated with the disappearance of Japan's current account surplus, but the estimated significance of the coefficient is too sensitive to the estimates of the variance of the dependent variable to be reliable.28 Changes in the U.S. real interest rate are much more important in the regressions than changes in the Japanese real rate of interest or in the expected rate of inflation in Japan.29 This finding is in agreement with the analysis of 110 and Roley (1986) who showed that the dollar-yen exchange rate tends to vary more when the New York market is open (and much U.S. news has to be digested) than during the opening hours of the Tokyo market. 30 6. Conclusions and Implications for Policy Some conclusions from the analysis follow: 1. The sensitivity of exchange rates to real rates of interest depends on the country and the period. Identical changes in real in te rest rates in the U.S. and Japan may have far different effects on the exchange rate and it may be misleading to assume that the effects of real in te rest rates on the exchange rate depend only on the interest rate differential between the two count ries concerned. Our empirical work suggests that during the recent period changes in U. S. real rates of interest were much more important for the dollar-yen exchange rate than changes in Japanese short-term interest rates. The reason must be that changes in U.S. real interest rates were perceived to be more permanent than 27 October and November 1978 are important also in the domestic financial history of Japan: "In October 1978, seven-day call money with a freely determined rate was introduced while in November, one-month bills were introduced at an unregulated rate" (Dotsey, 1986, p. 113). See Suzuki (1986) and the references therein for further analysis of financial deregulation in Japan. 28 Suzuki (1986, pp. 175 -177) emphasizes the importance of the current account of Japan during the late 1970's and refers to supporting econometric work by Fukao. 29 The coefficient on the change in the real rate of interest in Japan is larger than 1.5 times its estimated standard error (and has the wrong -positive -sign) for three months immediately after the large outliers in late 1978. During 1979 the coefficient decreases and after April 1979 it never exceeds one half times its own estimated standard deviation. The coefficient on the change in the expected rate of inflation in Japan has the correct positive sign after the first few periods of adaptive estimation, but never reaches significance at the 5% l!!vel. The magnitude of this coefficient is comparable to that of the coefficient on the change in the U.S. real rate and the U.S. rate of inflation. 30 Ito (1986) contains an update of the Ito-Roley paper that covers the period between September 1985 and May 1986. During October 1985 the interest rate policies ofthe Bank of Japan were the most important source ofnews for the dollar-yen exchange rate, and thus most changes in the exchange rate took place during Tokyo market hours. This period was an exception, however. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 The Dollar-Yen Exchange Rate 115 changes in Japanese real rates, or -even more generally - that the persistence ofmovements away from any long-term average were more persistent in the u.s. than in Japan. If this conc1usion is correct, it follows that so-called coordinated changes in interest rates in, for ex am pie, the U.S. and Japan, do not leave the dollar-yen exchange rate unaltered. Equal dec1ines in American and Japanese interest rates should lead to a weaker dollar, and equal increases in both interest rates should make the dollar stronger. Whatever happened to U.S. interest rates so far has been much more important than news about Japanese short-term rates, and the work reported in this paper suggests that it is hard to discern the impact of changes in real rates in Japan on the exchange rate. 2. The important effects of changes in real rates of interest on the dollar-yen exchange rate imply that deviations from purchasing power parity will be substantial and long-lived. The variance of real rates of interest seems to have increased during the 1970's (see Fama and Gibbons, 1982). If the persistence of changes in real rates has increased also resulting in long periods with "high" or "low" real rates, then exchange rates are bound to differ substantially from purchasing power equivalents. 3. Exchange rates do not only react to changes in inflation and in real rates of interest, but news about the current account also has an influence. Thus, an analysis which assurnes that exchange rates should return to Purchasing Power Parity equivalents over the medium term is incomplete if there are reasons to expect persistence of capital flows. 4. Risk factors may have effects on exchange rates. Many papers have rejected the hypothesis that no risk premium is present, but attempts to go further -as in this paper - and to find empirical counterparts to risk factors are still quite preliminary. Nevertheless, the evidence for the existence of a risk premium is accumulating and it follows that exchange rates share this characteristic with stock market prices and long-term interest rates. All such asset prices are determined by expected rates of return over the long term and by the risk associated with holding the asset. Therefore, the reasons for which corporations cannot stabilize their stock prices and governments cannot stabilize interest rates through market interventions explain as weil why direct intervention will fail to stabilize exchange rates and why it is even difficult to estimate an equilibrium zone for the exchange rate. Too much information is lacking about the expectations of the holders about future returns and about the risk and return characteristics of the other assets in their portfolios. Statistical analyses of the type performed in this paper may be useful in contributing to an assessment of the importance of risk factors in the determination of exchange rates. If an easily measurable type of macroeconomic news has a significant effect on the exchange rate (for instance, major changes in monetary policy, current accounts, interest diITerentials) it is possible that an econometric analysis will amount to no more than a confirrnation of insights 8* OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 116 Eduard J. Bomhoff already obtained by more informal means. However, risk factors are related to changes in second moments of the relevant variables and therefore less easily discernible. 31 5. Delicate statistical techniques are required to analyze movements in exchange rates. There is evidence that real rates of interest behave differently today than ten years ago. This implies that the coefficient which measures their impact on the exchange rate has changed also. Furthermore, risk factors appear to be important for the determination of exchange rates and their effects are bound to vary over time. This suggests that a combination ofvariable parameter estimation and some discounting of old data is appropriate. Additionally, some changes in the exchange rate should certainly be classified as outliers which also requires special statistical treatment. Appendix: Data Sources and Computation of Exogenous Variables e: logarithm of the spot rate (end of period) price of one U.S. Dollar in Yen. Source: Federal Reserve Bank of St. Louis f: logarithm of the I-month forward rate (end of period) Source: Federal Reserve Bank of St. Louis fp: I-month forward premium (f p = e - f) at annual rate. y: Real Gross National Product Source: Federal Reserve Bank of St. Louis p: consumer price index Source: Federal Reserve Bank of St. Louis ius: I-month Eurodollar rate Source: World Financial Markets (Morgan Guaranty) iJ: by subtraction iJ = ius - fp qus: rate of change of Standard and Poors 500 stock index Source: O.E.C.D., Main Economic Indicators32 qJ: rate of change of Tokyo Stock Exchange Index Source: O.E.C.D., Main Economic Indicators CAB: current account balance Source: International Financial Statistics The data for the current account are available on a quarterly basis. Monthly data were obtained by linear interpolation. The data were cumulated from the beginning of 1974 onwards. 31 See, for example, Johnson and Loopesko (1986) for an informal analysis ofthe dollaryen exchange rate which reaches conclusions very similar to those ofthis paper as regards the role of interest differentials, inflation and the current account, but omits discussion of portfolio risk. 32 In some regressions (see text), the return on the domestic market has been proxied by the change in the domestic short-term interest rate. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 The Dollar-Yen Exchange Rate 117 Monthly data for the wealth terms were also obtained by linear interpolation. A circumflex indicates a rate of growth, the superscript e an expected value. First differences are indicated by a LI. All expectations were derived with a MultiState Kaiman Filter, as explained in Kool (1982). Table 1 O.L.S. Regressions Dependent variable: 100 x (log current dollar-yen rate -log one-month lagged forward rate) (1 ) (2) (3) constant -1.12 -1.95 -6.58 (0.250) (0.449) (0.978) change in U.S. real rate 0.735 0.586 0.536 (2.34) (1.93) (0.586) change in U.S. expected 0.999 0.934 0.502 inflation (2.95) (2.90) (0.445) change in Japanese real 0.638 0.372 0.657 rate (2.25) (1.25) (1.61) change in Japanese 0.724 0.504 0.858 expected inflation (2.10) (1.41) (1. 75) level of cov. (U.S. -1.18 -1.21 -0.559 stocks, exchange rate) (1.67) (1.79) (0.238) level of cov. (Jap. 0.843 0.533 0.828 stocks, exchange rate) (0.112) (0.733) (0.537) unexpected part of Japanese current account 0.182 -0.0331 -0.0531 x variance exchange rate (0.963) (0.130) (0.198) dummy variable: 0 through 1979-10; + 1 from 1979-11 onwards nr of observations 108 104 42 D.W. Statistic 1.79 1.70 1.45 corrected R2 0.08 0.06 -0.03 S.E.E. 3.39 3.22 2.89 period 1976-1 1976-1 1976-1 / / / 1984-12 1984-12 1979-10 Notes: 1. In regressions 2 and 3, the months 1978 -10through 1979-1 have been omitted (see text). 2. t valus are printed below the coefficients. (4) (5) 4.78 -5.93 (0.725) (0.953) 0.499 0.763 (1.35) (2.43) 1.01 1.04 (2.73) (3.06) 0.0906 0.633 (0.194) (2.24) 0.179 0.728 (0.313) (2.11 ) -0.709 -0.853 (0.840) (1.11) 0.137 -0.0864 (0.149) (0.113) 0.193 0.192 (0.336) (1.01) 9.827 ( 1.12) 62 108 1.87 1.82 0.03 0.09 3.51 3.39 1979-11 1976-1 / / 1984-12 1984-12 3. the mean of the dependent variable equals 0.189 for the complete period; -0.524 and 0.532 respectively for the two subperiods in regressions (3) and (4). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/978-3-428-46433-3 | Generated on 2023-01-16 12:48:33 118 Eduard J. Bomhoff References Adler, M. and B. Dumas (1983), International Portfolio Choice and Corporation Finance: A Synthesis, The Journal of Finance, 925-984. Barro, R. J. 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