Wohin treibt die Phillipskurve? Theoretische und empirische Überlegungen zur inflationsstabilen Arbeitslosenquote in der Bundesrepublik Deutschland

Franz, Wolfgang Article Wohin treibt die Phillipskurve? Theoretische und empirische Überlegungen zur inflationsstabilen Arbeitslosenquote in der Bundesrepublik Deutschland Zeitschrift für Wirtschaftsund Sozialwissenschaften (ZWS) - Vierteljahresschrift der Gesellschaft für Wirtschaftsund Sozialwissenschaften, Verein für Socialpolitik Provided in Cooperation with: Duncker & Humblot, Berlin Suggested Citation: Franz, Wolfgang (1984) : Wohin treibt die Phillipskurve? Theoretische und empirische Überlegungen zur inflationsstabilen Arbeitslosenquote in der Bundesrepublik Deutschland, Zeitschrift für Wirtschaftsund Sozialwissenschaften (ZWS) - Vierteljahresschrift der Gesellschaft für Wirtschaftsund Sozialwissenschaften, Verein für Socialpolitik, ISSN 0342-1783, Duncker & Humblot, Berlin, Vol. 104, Iss. 6, pp. 603-629, https://doi.org/10.3790/schm.104.6.603 This Version is available at: https://hdl.handle.net/10419/291591 Standard-Nutzungsbedingungen: Die Dokumente auf EconStor dürfen zu eigenen wissenschaftlichen Zwecken und zum Privatgebrauch gespeichert und kopiert werden. Sie dürfen die Dokumente nicht für öffentliche oder kommerzielle Zwecke vervielfältigen, öffentlich ausstellen, öffentlich zugänglich machen, vertreiben oder anderweitig nutzen. Sofern die Verfasser die Dokumente unter Open-Content-Lizenzen (insbesondere CC-Lizenzen) zur Verfügung gestellt haben sollten, gelten abweichend von diesen Nutzungsbedingungen die in der dort genannten Lizenz gewährten Nutzungsrechte. Terms of use: Documents in EconStor may be saved and copied for your personal and scholarly purposes. You are not to copy documents for public or commercial purposes, to exhibit the documents publicly, to make them publicly available on the internet, or to distribute or otherwise use the documents in public. If the documents have been made available under an Open Content Licence (especially Creative Commons Licences), you may exercise further usage rights as specified in the indicated licence. https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/ Wohin treibt die Phillipskurve ? Theoretische und empirische Überlegungen zur inflationsstabilen Arbeitslosenquote in der Bundesrepublik Deutschland Von Wolfgang Franz Dieser Beitrag geht der Frage nach, bei welcher Höhe der Arbeitslosenquote die wirtschaftspolitischen Instanzen eine Stabilisierung der Inflationsrate erreichen können. Daran anschließend wird geprüft, ob diese inflationsstabile Arbeitslosenquote zeitlich stabil ist bzw. welche (angebotsseitigen) Störungen eine Erhöhung verursacht haben. Außerdem wird getestet, ob eine „tolerable", stabile Inflationsrate zur Auswahl steht. Zunächst wird ein theoretisches Modell entwickelt, das dann für die Bundesrepublik und den Zeitraum 1965 bis 1981 mit Hilfe von Quartalswerten ökonometrisch getestet wird. I. Problemstellung Das Konzept der inflationsstabilen Arbeitslosenquote untersucht, bei welcher Höhe der Arbeitslosenquote die Inflationsraie unverändert bleibt und welche Faktoren eine Veränderung dieser Arbeitslosenquote bewirken. Es wird somit ein wirtschaftspolitisches Zwischenziel verfolgt, nämlich die Stabilisierung einer tolerablen Inflationsrate. Ob und inwieweit eine „tolerable" stabile Inflationsrate überhaupt zur Auswahl steht, hängt weitgehend davon ab, wie steil die Phillipskurve verläuft. Schaubild 1 liefert eine erste und vorläufige Antwort auf die Problemstellung, welche Arbeitslosenquote mit einer stabilen Inflationsrate in der Bundesrepublik Deutschland im Zeitraum 1965 - 1982 konsistent war. Vor 1974 ergibt sich eine sehr steile, wenn nicht sogar vertikale Phillipskurve mit einem Wert der inflationsstabilen Arbeitslosenquote in Höhe von etwa 1 v. H. Die Größenordnung dieser Quote erhöht sich für den Zeitraum 1975 bis 1980 auf etwa 4 v. H. Die Werte für 1981 und 1982 lassen einen erneuten Anstieg vermuten. Die nächstliegende Frage lautet daher, ob dieser visuelle Eindruck theoretisch und empirisch belegt werden kann und welche Faktoren die mögliche Rechtsverschiebung der inflationsstabilen Arbeitslosenquote bewirkt haben. Im nächsten Abschnitt wird zunächst ein theoretischer Ansatz formuliert, dessen Ergebnis eine empirisch überprüfbare Hypothese ist, mit OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.104.6.603 | Generated on 2023-04-04 12:04:03 604 Wolfgang Franz deren Hilfe die oben angeführten Fragestellungen beantwortet werden können. Die empirischen Resultate werden in Abschnitt III vorgestellt und diskutiert, während in Abschnitt IV wirtschaftspolitische Schlußfolgerungen gezogen werden. Schaubild 1 Beziehung zwischen der Veränderung von Inflationsraten der Konsumgüterpreise und der Arbeitslosenquote in der Bundesrepublik Deutschland 1962 - 1982 1. Differenz Inflationsrate 2.0 4.0 0.0 -4.0 -1.0 71 ¿5* 4> ff 7f •so 81 47 77 V? 76 $1 4.0 2.0 30 V.O SO 6.0 7.0 80 Arbeitslosenquote Quelle: Deutsches Institut für Wirtschaftsforschung (DIW), Vierteljährliche Volkswirtschaftliche Gesamtrechnung; Amtliche Nachrichten der Bundesanstalt für Arbeit. II. Theoretische Überlegungen 1. Herleitung einer inflationsstabilen Arbeitslosenquote Die theoretische Analyse einer inflationsstabilen Arbeitslosenquote basiert auf einer reduzierten Form eines Modells der Preisund Lohnbestimmung.1 Unterstellt sei, daß Unternehmen gemäß einer CobbDouglas-Technologie produzieren. Die Nachfrage nach ihrem Produkt. X sei beschrieben durch2 (1) X = Bp~v 1 y» 2, 1 Zur Diskussion: reduzierte Form versus 2-Gleichungssystem vgl. Gordon (1982). 2 Auf die Verwendung von Zeitindices t wird verzichtet, solange dies nicht zu Mißverständnissen führt. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.104.6.603 | Generated on 2023-04-04 12:04:03 Wohin treibt die Phillipskurve? 605 wobei p den Produktpreis und y das Einkommen bezeichnen und B, xp\ und yz Parameter darstellen, d. h. xp\ und yj2 sind Preisrespektive Einkommenselastizitäten und B ist ein Niveauparameter. Die Produktionsfunktion sei (2) X = AL* K.P My egt , wobei L, K und M die Inputfaktoren Arbeit, Kapital und Rohstoffe, q die Rate des technischen Fortschritts und A ebenfalls einen Niveauparameter angeben. Der Gewinn Q ist dann gegeben durch (3) Q = [p/( 1 + v)] X - wL - ucK - mM . Die Inputpreise sind die Bruttolohnkosten w je Arbeitsstunde, die Kapitalnutzungskosten uc sowie der Rohstoffpreis m. Bezüglich der Lohnnebenkosten wird vereinfachend unterstellt, daß sie proportional dem Bruttostundenlohnsatz l sind, d. h. w = l • (1 + s), wobei s den konstanten Zuschlagssatz bezeichnet. Der indirekte Steuersatz ist v und zur Vereinfachung der Notation wird p' = p/( 1 + 5) definiert. Der gewinnmaximierende, langfristige Preis ergibt sich dann als3 / * 1 ß \-ße f y \-r® (4) = (Xj e~Qt& mit 0 = [vi + (l - Vi) i* + ß + y)l -1 Ci = A 1 1 \« + f + > Vi/ Bei konstanten Skalenerträgen ist 6 = 1 und aus Gleichung (4) ergibt sich '-«(c^rur-" mit Co = A f 1 — \ Vi/ bzw. (5a) p = <xw+ßuc + ym — q + v mit v = (1 4v) . Das Symbol ^ kennzeichnet eine Wachstumsrate. Unter den gemachten Annahmen wird p bestimmt als gewichtete Summe der Inflationsraten der Inputpreise (mit den Produktionselastizitäten als Gewichten), der Veränderung des indirekten Steuersatzes abzüglich der technischen Fortschrittsrate. Gleichung (5) macht deutlich, daß die Annahme konstanter Skalenerträge bewirkt, daß alle exogenen Variablen der Pro3 Vgl. auch NoTdhaus (1972), 28 - 29, Frohn (1980), 238. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.104.6.603 | Generated on 2023-04-04 12:04:03 606 Wolfgang Franz duktnachfragefunktion in der Preisbestimmungsgleichung nicht mehr enthalten sind. Für <x + ß + y 1 ergibt sich nämlich (5b) p = & [otw + ß uc + y m — q + d y] v mit <5 = y>2 (1 — « — ß — y) . Die Annahme einer Skalenelastizität in Höhe von Eins wird indessen durch empirische Untersuchungen für die Bundesrepublik Deutschland gestützt.4 Die in zahlreichen empirischen Studien zur Preisbestimmung verwendete Variable „Arbeitsproduktivität" (bzw. deren Wachstumsrate) ist in (5a) bzw. (5b) nicht explizit enthalten, weil die in jenen Studien meistens verwendete Methode der Zuschlagskalkulation hier nicht unterstellt wird, da eine Zuschlagskalkulation nur unter ziemlich restriktiven Annahmen optimal ist5. Es ist jedoch nicht notwendig, eine Zuschlagskalkulation zu unterstellen, um die Arbeitsproduktivität als erklärende Variable der Preisbestimmung in der theoretischen Deduktion zu berücksichtigen, da diese Variable indirekt über die Rate des technischen Fortschritts die Inflationsrate beeinflußt. Wachstumstheoretische Überlegungen zeigen6, daß langfristig bei Konstanz des Kapitalund Rohstoffkoeffizienten (K/X und MIX) gilt: (6) £ = (1 - ß -y)XT - «LT bzw. im Fall konstanter Skalenerträge: (6a) q = an? , wobei nT die Wachstumsrate des langfristigen Trends der Arbeitsproduktivität bezeichnet. Somit erhalten wir für (5a) (7) p = ft (w - n?) -f ß uc + y m + v , d. h. eine einprozentige Zunahme des nominellen Bruttolohns relativ zum langfristigen Produktivitätsfortschritt erhöht die Inflationsrate um oc Prozent. Zyklische Abweichungen von iiT werden ebenfalls die kurzfristige Preisgestaltung beeinflussen, obwohl empirische Studien auch diese Aussage wenig unterstützen7. In diesem Zusammenhang ergibt sich generell des Problem optimaler Preisanpassungsstrategien. Die Einbeziehung der Lagerfähigkeit des Outputs stellt den bekannten Zusammenhang in Frage, daß Preisvariationen als Antwort auf Nachfrageschwankungen um so kleiner ausfal4 So Oppenländer (1980), Schalk (1976). « Nordhaus (1972). e Bombach (1965). 7 de Ménil und Westphal (1982). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.104.6.603 | Generated on 2023-04-04 12:04:03 Wohin treibt die Phillipskurve? 607 len, je geringer die Steigung der Grenzkostenkurve in ihrem Schnittpunkt mit der Grenzerlöskurve ist. Es läßt sich zeigen, daß Preisund Outputvariationen mit zunehmender Lagerfähigkeit des Outputs und abnehmender Permanenz des Nachfrageschocks geringer werden8. Weiterhin zeigt die Informationsökonomik, daß es für Firmen und deren Kunden optimal sein kann, implizite Kontrakte abzuschließen, die Preisreaktionen auf moderate und transitorische Nachfrageschwankungen für unzulässig erklären9. Die Nachfrager reduzieren die Suchkosten, die Firma läuft weniger Gefahr, ihre Reputation zu verlieren. Außerdem sind direkte Kosten der Preisänderung zu berücksichtigen (z. B. Druck neuer Preislisten)10. Überlegungen dieser Art lassen die bisher verwendeten Ansätze zur formalen Erfassung von Preisreaktionen durch Einbeziehung einer Konjunkturvariablen in die Preisgleichung11 oder durch Berücksichtigung eines Anpassungsschemas mit konstantem Reaktionskoeffizienten12 als problematisch erscheinen. Aber auch die Annahme einer quadratischen Kostenfunktion für Preisänderungen13 ist unvollständig, da sie zwar das Argument erfaßt, daß die Reputationseinbuße der Firma um so höher sein kann, je stärker die Preiserhöhung ausfällt, jedoch die von der Höhe der Preisanpassung unabhängigen, fixen Kosten ebenso außer Ansatz läßt wie die Asymmetrie dieser Kosten, da Preissenkungen ceteris paribus dem Ruf der Firma eher zuträglich sind. Rekurriert man in einer formalen Darstellung nur auf kontrakttheoretische Überlegungen, d. h. daß Firmen und Kunden an möglichst stabilen Preisen interessiert sind, dann ist der erwartete Gegenwartswert des Gewinns einer Firma i im Zeitpunkt t (8) Et f Ci"' [V (P??) - K (Pfr - Wr)2 - Ci (Vir ~ Pfel)2] , t = l wobei E den Erwartungsoperator, V (•) die Differenz von Umsatz und Kosten, p** den optimalen Preis gemäß (4) respektive (5) und die Diskontrate bezeichnen. Maximierung dieses Ausdrucks führt — einer Vorgehensweise von Sargent (1979, S. 333 ff.) folgend — zu einem rekursiven optimalen Kontrollproblem, dessen Lösung einen Preispfad der Form14 (9) Vt + r = hVt + r-l - h Et + rPnr + } r = 0, 1, 2, . . . 8 Blinder (1982). 0 Bordo (1980), Stiglitz (1979). io Mussa (1981). n Diekheuer (1975), Eckstein (1981), Franz (1978). 12 McCallum (1979), 60. 13 Rotemberg (1982 a, b). 14 Das Symbol i wird unterdrückt, um die Notation nicht zu überladen. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.104.6.603 | Generated on 2023-04-04 12:04:03 606 Wolfgang Franz liefert, wobei Ai, fa die Wurzeln der zu lösenden Differenzengleichung 2. Ordnung sind. M. a. W. das Problem wird in zwei Stufen gelöst: zunächst müssen optimale Prognosen der zukünftigen gewünschten Preise p** ermittelt und dann die Minimierung der Preisanpassungs-Kostenfunktion durchgeführt werden. So kann man beispielsweise für die die optimalen Preise p** erklärenden exogenen Variablen quasi-rationale Erwartungen unterstellen und dieses Erwartungsschema mit Hilfe von ARIMA-Prozessen modellieren. Die so gewonnenen erklärenden Variablen werden dann — zusammen mit pt-1 in die Preisgleichung (4) bzw. (5) eingesetzt. Ähnliche Überlegungen gelten für rationale Erwartungen bezüglich p**. Die hohen Anforderungen und Kosten, die dieses Procedere für die Preiskalkulation der Firma verursachen, lassen indessen für die Inflationsgleichungen (5a) und (5b) ein Anpassungsschema der Form (X = konstanter Anpassungskoeffizient) (9a) X^ 1 als Alternative plausibel erscheinen — in Analogie etwa zu den Argumenten für eine Rehabilitation adaptiver Erwartungen15. Auch in dieser Version erscheinen der zeitverzögerte Wert von pt und außerdem die Wachstumsraten der erklärenden Variablen aus (4) bzw. (5) für die laufende Zeitperiode. Der Lohnsatz Z ist eine endogene Variable, für dessen theoretische Behandlung eine Trennung in Tariflohn und Lohndrift sinnvoll sein kann16. Da jedoch beide Bestandteile teilweise mit denselben oder ähnlichen Variablen erklärt werden können, wird diese Differenzierung hier nicht weiterverfolgt. Die Höhe des Lohnsatzes ist das Ergebnis eines Verhandlungsprozesses [Ramser (1976)]. Unterstellt sei das Nutzenfunktional der Gewerkschaften (10) UG = fU AQ,{T-f)4rL V 1 dt , wobei T die Zykluslänge eines Tarifkontraktes, f die Kosten der Erhöhung des Reallohnes Z/p (gemessen in Einheiten der Lohnsumme pro Zeitperiode), AQ die Arbeitslosenquote, und & die Nutzendiskontrate angeben. Der Ausdruck f • L kennzeichnet mithin die in Kategorien der Periodenlohnsumme L gemessenen Kosten der Durchsetzung des angestrebten Reallohnes in Form von Streikkosten und eines Abis Feige und Pierce (1976), Friedman (1979). io Gerfin (1969). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.104.6.603 | Generated on 2023-04-04 12:04:03 Wohin treibt die Phillipskurve? 609 baus sonstiger Realeinkommen darstellender Vergünstigungen. Bei Grenzproduktivitätsentlohnung und für T = 1 führt eine Maximierung von UG unter Beachtung einer Nebenbedingung, die die mit der Reallohnsatzerhöhung verbundenen Kosten berücksichtigt, zu einer Beziehung zwischen der Zuwachsrate des ßeaZlohnsatzes und Beschäftigungsgrad, die dem originären Phillips-Ansatz entspricht, sofern Unternehmen nicht auf dem Gütermarkt rationiert sind17. Bezieht man in die Verhandlungsstrategie der Gewerkschaften eine gewünschte Beteiligung am Produktivitätsfortschritt der vergangenen Zeitperiode ein, so lassen sich die obigen Überlegungen durch folgende Gleichung approximieren: (11) ii = bQ + b1fit* + b2AQt + bs*t_1 mit b± > 0, b2 < 0,b3 > 0 . Pt* ist die in der Zeitperiode t für die Laufzeit des Tarifvertrages von den Gewerkschaften erwartete Inflationsrate18. Für die Relation Bruttolohnkosten w und Bruttostundenlohnsatz Z unterstellen wir (IIa) w = 1 4b4 § mit 0 < b4 < 1 , da nicht alle Nebenkosten s proportional zu Z sind. Unter Verwendung von (7), (9a), (11) und (IIa) ergibt sich für die Inflationsrate: (12) ßt = Zoe b0 + Xoc bx ßt* + Xoc b2 AQt + Xoc b3 nt _ t + Xoc bA st — Xocjcf + Xß uct + Xy rht + X vt + (1 - X) ßt_t . Indem man erste Differenzen bildet, macht Gleichung (12) deutlich, wieso eine akzelerierende Inflation (d. h. pt — pt-i > 0) trotz steigender Arbeitslosigkeit Zustandekommen kann. Unter anderem mögen die Gründe in höheren erwarteten Inflationsraten (d.h. p* — p?_1>0), in exogenen Faktoren wie einem Anstieg der Rohstoffpreise (d. h. mt — iht-i > 0) oder der Steuerund Abgabensätze (d. h. st — st-i > 0 und vt — vt-i > 0) liegen. Wie beim Preisanpassungs-Modell der Firmen kann bei der Erwartungsbildung pt* zunächst von rationalen Erwartungen ausgegangen werden, d. h. p * = E {pt\ It-i), wobei It-i die den Wirtschaftssubjekten in der Zeitperiode t — 1 bekannten Informationen (darunter auch pt-\) kennzeichnen. Beschränkt man sich bei der Schätzung auf ein Modell p* = pt-i + £¿-1, wobei £¿-1 alle Informationen It-i außer pt-\ bezeichnet, dann handelt es sich um ein „Fehler in dem VariablenModell", das mit Hilfe der Maximum-Likelihood-Methode unter Ben Ramser (1976), 19. 18 Zur Vereinfachung wird angenommen, daß der Erzeugerpreis unter Berücksichtigung von Handelsspannen gleich dem Endverkaufspreis ist. 39 Zeitschrift für Wirtschaftsund Sozial Wissenschaften 1984/6 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.104.6.603 | Generated on 2023-04-04 12:04:03 610 Wolfgang Franz rücksichtigung der Kovarianzstruktur geschätzt werden müßte19. Um diese Schätzproblematik in einer reduzierten Form zu vermeiden, unterstellen wir grob vereinfachend p* = p*-i, so daß20 (12a) Pt - at Pt_t = ao + oz AQt + a3 nt+ a4 st + a5 nT + a6uc + a7 rfi + a8v mit OQ = Xoc b0 ax = hx b1 + (1 — X) > 0 a2 = lot b2 < 0 a3 = Xol Z?3 > 0 a4 = l<x b4 > 0 a5 = — 2a < 0 aQ = Iß > 0 a7 = ¿y > 0 a8 = A > 0 Ein Parameter ai = 1 bedeutet, daß die inflationsstabile Arbeitslosenquote langfristig von der Inflationsrate unabhängig ist. Zur Berechnung einer um exogene Schocks korrigierten, inflationsstabilen Arbeitslosenquote AQN sind zwei Verfahren möglich, die sich dadurch unterscheiden, inwieweit die Veränderung der die Inflationsrate bestimmenden Größen tatsächlich als exogen angesehen wird und daher nicht mit höherer Arbeitslosigkeit bekämpft werden sollte. Im ersten Fall wird unterstellt, daß v=s = uc=th = Q und nt-1 —nT. Dann erhält man für die inflationsstabile Arbeitslosenquote (beachte: < 0): (13) AQ* = - [ao + (a3 + a5) nf - (1 - ttf ß0]/a2 für einen Wert einer tolerablen Inflationsrate in Höhe von p0 bzw. wenn die Phillipskurve langfristig vertikal verläuft (ai = 1): (13a) AQl = - [oq + (a3 + a5) nf]!^ . Die Beschränkung der Wachstumsraten von s, uc und m auf einen Wert Null bedeutet, daß die Veränderung dieser Variablen bei der Berechnung der inflationsstabilen Arbeitslosenquote außer Ansatz bleibt. Damit liegt der wirtschaftspolitischen Strategie, Arbeitslosigkeit mit Hilfe gesamtwirtschaftlicher Maßnahmen solange zu reduzieren, bis keine akzelerierende Inflation induziert wird, nur die endogen verursachte Inflationsrate als Maßstab zugrunde. Bei einer solchen Strategie kann daher die tatsächlich beobachtete Inflation zeitweilig akzelerieren (d.h. pt — pt-1>0); diese Akzeleration wird jedoch her ausgerechnet, sofern sie auf exogenen Schocks beruht, einfach deshalb, weil exogene Preisschübe im ersten Fall annahmegemäß nicht mit Arbeitslosigkeit Schneeweiß (1978). 20 Insgesamt gibt es mithin 3 Inflationsraten im Modell: die tatsächliche, ß, die von den Gewerkschaften erwartete, ß*, und die von den Unternehmen als optimal angesehene, ß**. Da sich bei Konstanz von ß** die Unternehmen langfristig an diesen Wert anpassen, gilt langfristig E (ß) = E (ß**) und außerdem E (ß*) = E (ß) auf Grund des Modells der Erwartungsbildung. Somit gilt langfristig: E (ß) = E (ß*) = E (ß**). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.104.6.603 | Generated on 2023-04-04 12:04:03 Wohin treibt die Phillipskurve? 617 Definitionen und Quellenangaben zu Tabelle 1 Konsumgüterpreis (p) Arbeitslosenquote (AQ) = Importu. Nahrungsmittelpreise sowie Wechselkurs (m) Produktivität (JI) Kapitalnutzungskosten (uc) Indirekte Steuern (u) = Preisindex des privaten Konsums 1970 = 100 (Deutsches Institut für Wirtschaftsforschung, Vierteljährliche Gesamtrechnung). Anteil der registrierten Arbeitslosen an den abhängigen Erwerbspersonen (Bundesanstalt für Arbeit, Amtliche Nachrichten). Index der Einfuhrpreise, Grundstoffe für das verarbeitende Gewerbe 1970 = 100 (Wirtschaft und Statistik) zuzüglich Preisindex für landwirtschaftliche Produkte 1970 = 100 (Wirtschaft und Statistik) abzüglich Index der Entwicklung des Außenwertes der D-Mark 1972 = 100 seit 1972 erhältlich, Werte vor 1972 = 100 (Statistische Beihefte zu den Monatsberichten der Deutschen Bundesbank, Reihe 3, Zahlungsbilanzstatistik); alle drei Komponenten als Wachstumsrate ungewichtet zusammengefaßt. Produktionsergebnis je geleisteter Arbeitsstunde (Deutsches Institut für, Wirtschaftsforschung, Viertelj ährliche Volkswirtschaftliche Gesamtrechnung) = 5.33 für 1965 I - 1973 IV; n? = 4.01 für 1974 I - 1981IV. vgl. König (1976) für Definition; Deutsches Institut für Wirtschaftsforschung, Vierteljährliche Volkswirtschaftliche Gesamtrechnung; Monatsberichte der Deutschen Bundesbank; König (1976). gewichteter Mehrwertsteuersatz für Nahrungsmittel und andere Güter (Finanzberichte; Deutsches Institut für Wirtschaftsforschung, Vierteljährliche Volkswirtschaftliche Gesamtrechnung) 0 = (l + v) . Sozialversicherung (s) = Anteil der Arbeitgeberbeiträge zur sozialen Sicherheit an der Lohnund Gehaltssumme (Deutsches Institut für Wirtschaftsforschung, Vierteljährliche Volkswirtschaftliche Gesamtrechnung). Hinweise: a) Alle Wachstumsraten auf Vorjahresquartalsbasis, d. h. y = (y - y_4)/y _4* 100 b) t-Werte in Klammern unter den Regressionskoefflzienten Erklärung von p. Die Ergebnisse in Spalte (4) unterstützen wenig die Hypothese, daß es sich bei der Zeitreihe der Inflationsrate pt um einen reinen „White Noise"-Prozeß handelt. Diese Aussage wird durch einen Likelihood-Ratio-Test zwischen den Versionen gemäß Spalte (3) und (4) bestätigt. Der empirische x2-Wert beläuft sich auf 23,7 und liegt über dem kritischen Wert %2 (6) = 16,8 (Irrtumswahrscheinlichkeit: 1 v. H.), der bei Nichtablehnung der Nullhypothese, daß kein signifikanter Unterschied zwischen beiden Versionen besteht, hätte unterschritten werOPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.104.6.603 | Generated on 2023-04-04 12:04:03 618 Wolfgang Franz den müssen. Schließlich erweist sich dieselbe Dummy-Variable, die in Spalte (1) enthalten ist, dann als statistisch insignifikant, wenn sie — wie in Spalte (5) — in Verbindung mit den anderen Variablen, die zur Erklärung der Rechtsverschiebung der Phillipskurve in Frage kommen, geschätzt wird. M. a. W., die verwendeten erklärenden Variablen erfassen die Rechtsverschiebung in hinlänglichem Ausmaß. Hierbei und bei den folgenden Interpretationen der Ergebnisse sind die bekannten Probleme der Schätzung reduzierter Formen mit OLS stets zu beachten. So können einige Orthogonalitätsbedingungen verletzt sein (z. B. fehlende Unabhängigkeit von AQ und uc), obwohl eine Instrumentvariablenschätzung (mit den exogenen sowie den zeitlich verzögerten endogenen und exogenen Variablen als Instrumentvariablen) nur vernachlässigbare Unterschiede in den Resultaten ergab. Unter diesem Vorbehalt ergibt sich aus Spalte (3) ein Anpassungskoeffizient A(=as) in Höhe von etwa 0,4, d.h. die Unternehmen haben nach etwa 1,5 Quartalen die Anpassung an die von ihnen als optimal angesehene Inflationsrate p** durchgeführt, ihre mittlere Anpassungsgeschwindigkeit beträgt etwa 2 Monate. Allerdings sind diese Angaben auf Grund des hohen Standardfehlers von as(= 0,34) mit erheblichen Unsicherheiten behaftet. Verläßlicher sind dann schon Berechnungen über die kurzund langfristigen Effekte der Veränderungen einiger erklärender Variablen auf die Inflationsrate unter Berücksichtigung der gesamten Dynamik, d.h. unter Einbeziehung der Erwartungsbildung. Ein Anstieg der Arbeitslosenquote um 1 Prozentpunkt induziert kurzbzw. langfristig einen Rückgang der Inflationsrate um 0,12 bzw. 1,0 Prozentpunkte, während eine Erhöhung des trendmäßigen Produktivitätsfortschritts um 1 Prozentpunkt entsprechende Effekte in Höhe von 0,32 respektive 2,68 Prozentpunkte zur Folge hat. Schließlich überträgt sich eine Erhöhung der Inflationsrate der Kapitalnutzungskosten langfristig nur zu einem Zehntel auf die Inflationsrate der Konsumgüterpreise. Es ist daher nicht erstaunlich, daß in den meisten Preisbestimmungsgleichungen diese Variable unberücksichtigt bleibt. Somit erhalten wir als Antwort auf die Frage (i), daß die Rechtsverschiebung der inflationsstabilen Arbeitslosenquote durch die Verlangsamung des Produktivitätsfortschrittstrends und weniger als direkte Folge der Rohstoffpreiserhöhungen80 oder der Wechselkursveränderun3° In Abänderung des theoretischen Modells enthält die ih-Variable auch den Anstieg der Nahrungsmittelpreise, um den drastischen, exogenen Anstieg dieser Preise auf Grund von Mißernten 1972/73 und 1975 zu erfassen. Versuche, den Erklärungswert der m-Variable durch Gewichtung ihrer Komponenten zu verbessern, blieben erfolglos. Einer theoretischen Analyse von Hines (1972) folgend, wird beim empirischen Test die Arbeitsmarktsituation zusätzlich durch die Wachstumsrate der Arbeitslosenquote beschrieben. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.104.6.603 | Generated on 2023-04-04 12:04:03 Wohin treibt die Phillipskurve? 619 gen erklärt werden kann31. Wenn die beiden letztgenannten Faktoren einen Einfluß gehabt haben, dann nur indirekt über die Verringerung von nT. Abschnitt III.2 enthält einige Überlegungen zu diesem Zusammenhang. Die Antwort auf die Frage (ii) hängt vom Parameterschätzwert a\ ab. Wie Tabelle 1 zeigt, liegt dessen Wert zwischen 0,88 und 0,91, wenn man den Schätzwert in der einfachen Version der Phillipskurve gemäß Spalte (1) außer Betracht läßt, da diese Spezifikation nur illustrativen Charakter hat. Es muß jedoch beachtet werden, daß auf Grund des Charakters von pt-1 als zeitverzögerter abhängiger Variabler und der damit erzeugten Autokorrelation die geschätzten Koeffizienten a\ nach oben verzerrt sind32'33. Zusammenfassend kann festgestellt werden, daß der Parameterschätzwert ai höher ausfällt als in früheren Berechnungen34, jedoch signifikant verschieden von Eins ist, und daß somit die Hypothese nicht verworfen werden kann, daß die Phillipskurve in der Bundesrepublik negativ verläuft — zwar steil, aber eben nicht senkrecht. Wie hoch ist die inflationsstabile Arbeitslosenquote in der Bundesrepublik? Es wurde eben ausgeführt, daß deren Wert nicht unabhängig von der Höhe der Inflationsrate ist. Unterstellt man eine tolerable Inflationsrate in Höhe von 3 v. H. und die Restriktion uc = m = 0, dann beträgt die inflationsstabile Arbeitslosenquote ab 1974 4,2 v. H., wenn alle sonstigen exogenen Einflüsse herausgerechnet werden (d. h. v = s = 0). Wendet man die Restriktion uc — p = m — p = 0 an, dann berechnet sich aus Spalte (6) in Tabelle 1 eine um 0,5 Prozentpunkte höhere inflationsstabile Arbeitslosenquote. Welche der genannten Restriktionen auch immer als die zutreffendere angesehen werden mag, in Anbetracht einer derzeitigen Arbeitslosenquote von über 10 v. H. wäre nicht zu befürchten, daß eine gesamtwirtschaftliche Beschäftigungspolitik alsbald eine akzelerierende Inflation induzieren würde, selbst wenn man das Lucas-Argument berücksichtigt, daß die Para31 Diese Resultate stehen im Gegensatz zu einer Studie von Holtfrerich (1982), nach der flexible Wechselkurse auf Grund einer weniger zurückhaltenden Lohnund Preispolitik zu einem stärkeren Tradeoff zwischen Inflation und Arbeitslosigkeit führen. Abgesehen davon, daß die getestete Phillipskurve nur die Arbeitslosenquote und den Importpreisanstieg als erklärende Variable enthält, würde dieses Argument — worauf Neumann (1982) zu Recht hinweist — eher eine Rechtsverschiebung, nicht notwendigerweise aber eine Veränderung der Steigung der Phillipskurve bewirken. 32 Gaab (1974). 83 Eine weitere Verzerrung «dieser Art liegt vor, weil es sich um ein „Fehler in den Variablen-Modell" handelt, da andere Informationen als pt^x nicht verwendet werden. 34 Franz (1978). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.104.6.603 | Generated on 2023-04-04 12:04:03 620 Wolfgang Franz meterschätzwerte nicht invariant gegenüber der gewählten Wirtschaftspolitik sind. Hätte eine solche Gefahr im Zeitraum 1975 - 1981 bestanden? Dem ersten Anschein nach ist diese Frage zu bejahen, denn die o. a. Werte der inflationsstabilen Arbeitslosenquote stimmen in etwa mit der tatsächlich beobachteten durchschnittlichen Arbeitslosenquote 1975 - 1981 in Höhe von 4,5 v. H. überein. Ein zusätzliches Beschäftigungsprogramm hätte nach diesen Angaben dann zwar die Arbeitslosigkeit reduziert, jedoch wäre dieser Vorteil mit einer sofort einsetzenden akzelerierenden Inflation erkauft worden. Jedoch trügt dieser Anschein dann, wenn der Trend nT des Produktivitätsfortschritts nicht wie angenommen exogen, sondern zumindest teilweise endogen war. In diesem Fall hätte das Beschäftigungsprogramm eine Erhöhung von nT und damit eine Reduktion der inflationsstabilen Arbeitslosenquote bewirken können, so daß die Gefahr einer akzelerierenden Inflation nicht mehr so unmittelbar gewesen wäre. Wie endogen ist nT? 2. Zur Problematik einer Erklärung des Produktivitätstrends Schaubild 2 zeigt den zeitlichen Verlauf des Produktivitätsfortschritts 1965 - 1981. Es ist erkennbar, daß zwischen 1965 und 1973 die trendmäßige Entwicklung in etwa konstant mit einem Durchschnittswert für nr — 5,33 v. H. geblieben ist, wohingegen nach diesem Zeitraum ein eher fallender Trend zu beobachten ist.35 Schaubild 2 Wachstumsrate der Arbeitsproduktivität 1961 - 1981a) v. H. - 6V • a) Vgl. die Erläuterungen zu Tabelle 1 für Definitionen und Quellenangaben. Bei der Schätzung der Phillipskurve in Tabelle 1 wurde mit mehreren Spezifikationen dieser Trendentwicklung experimentiert. Die Versuche Der genannte Bruch in der Entwicklung im Jahr 1973 stimmt übrigens überein mit Beobachtungen für die USA. Zwischen 1973 und 1980 betrug der US-Produktivitätsfortschritt für die Gesamtwirtschaft 0,4 v. H. im Vergleich zu 2,3 v.H. in den vorangegangenen Jahren [Nordhaus (1982), 133]. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.104.6.603 | Generated on 2023-04-04 12:04:03 Wohin treibt die Phillipskurve? 621 führten indes nur zu vernachlässigbaren Unterschieden in den Ergebnissen, so daß in den Finalversionen nT durch die Mittelwerte der beiden Zeitperioden 1965 I - 1973 IV (= 5,33) und 1974 I - 1981IV (4,01) approximiert wurde. Auf Grund der diesbezüglichen Robustheit der Schätzungen sind die folgenden Überlegungen unabhängig von der gewählten Spezifikation. Ein Standardverfahren zur Bereinigung des Produktivitätsfortschritts um zyklische Schwankungen ist eine Regression mit der tatsächlichen Wachstumsrate der Produktivität als abhängiger und der Wachstumsrate des Outputs als eine der erklärenden Variablen. Der um Konjunkturschwankungen korrigierte Produktivitätsfortschritt berechnet sich dann unter Verwendung der geschätzten Regressionsgleichung für eine vorgegebene Wachstumsrate des Outputs — beispielsweise deren Mittelwert vor der vermuteten Trendwende von n. Als Resultat dieses Korrekturverfahrens ergibt sich für die Bundesrepublik Deutschland für den Zeitraum 1974 - 1981, daß der durchschnittliche Produktivitätsfortschritt 3,8 bzw. 3,1 v. H. betragen hätte, wenn der Output in jedem Jahr um 4 v. H. (= durchschnittliche Wachstumsrate des Bruttoinlandsprodukts zwischen 1965 und 1973) bzw. 3 v. H. gestiegen wäre.36 Die Differenz zum durchschnittlichen Produktivitätsfortschritt zwischen 1965 und 1973 (= 5,33 v. H.) in Höhe von 1,5 v. H. bzw. 2,2 v. H. gibt daher zu der Vemutung Anlaß, daß weitere Faktoren ursächlich am Rückgang des Produktivitätswachstums beteiligt sind. Eine überschlägige Rechnung kann eine Vorstellung über die Größenordnung des Beitrags der Kapitalbildung zum Produktivitätsfortschritt vermitteln. Unter Verwendung der Produktionsfunktion (2) trägt Kapital in Höhe von ß Je zur Veränderung von n bei, wobei k die Kapitalintensität (K/L) bezeichnet. Die Wachstumsrate der Kapitalintensität fiel von durchschnittlich 5,3 v. H. im Zeitraum 1965 - 1973 auf durchschnittlich 4,3 v. H. in der Zeitperiode 1974 - 1981. Multipliziert man diese Differenz von einem Prozentpunkt mit der Produktionselastizität des Kapitals (0,3 < ß < 0,4), so ist der von Konjunkturschwankungen bereinigte Rückgang des Produktivitätsfortschritts in Höhe von 1,5 v. H. etwa zu einem Viertel auf die verringerte Wachstumsrate der Kapitalintensität zurückzuführen. Bezogen auf die inflationsstabile Arbeitslosenquote bedeutet dies eine Reduktion auf 3,2 v. H. gegenüber dem in Abschnitt III.l berechneten Wert von 4,2 v. H. für den Zeitraum 1974 - 1981. Wenn 36 Der Wert n = 3,8 ist somit fast identisch mit dem in dieser Studie veranschlagten Wert nT = 4,01 für 1974 - 1981. Um Mißverständnissen vorzubeugen, sei nochmals darauf hingewiesen, daß die oben beschriebene Methode ein Korrekturverfahren zur Bereinigung um konjunkturelle Schwankungen und kein „Erklärungsmodell" darstellt. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.104.6.603 | Generated on 2023-04-04 12:04:03 622 Wolfgang Franz der Rückgang der Kapitalintensität konjunkturell bedingt und nicht auf exogene Ursachen zurückzuführen ist, wäre mithin 3,2 v. H. der adäquatere Wert der inflationsstabilen Arbeitslosenquote für den genannten Zeitraum. Der statistisch gemessene Kapitalbestand gibt kaum an, welcher Anteil dieses Wertes auf Grund von Rohstoffund Energiepreiserhöhungen obsolet geworden ist. Die exorbitante Verteuerung dieser Inputfaktoren hat zur Folge, daß aus Konkurrenzgründen Produktionsanlagen ausgesondert werden müssen, die diese Inputs in vergleichsweise unwirtschaftlichem Ausmaß einsetzen. Insoweit hätte OPEC über eine Erhöhung der Erdölpreise bewirkt, daß ein Teil des vorhandenen Kapitalbestandes nicht mehr genutzt werden kann. Die damit einhergehende Verlangsamung des Produktivitätsfortschritts ist später nicht aufgefangen worden, da der Übergang zu effizienteren Produktionsverfahren zeitaufwendig ist und auf Grund von Gewinnreduktionen — z. T. ebenfalls OPEC-induziert — und erwarteten Nachfragedefiziten teilweise unterlassen wurde. Trifft diese Hypothese zu, so ist dieser Teil des Rückgangs von TZt exogen bedingt. So kommt z. B. Bruno (1981) in einer mehrere Länder umfassenden Studie zu der Ansicht, daß fast der gesamte „productivity slowdown" in Deutschland auf den relativen Anstieg der Rohstoffpreise zurückzuführen sei. Die These vom teilweise obsolet gewordenen Kapitalbestand kann erweitert werden, wenn man Veränderungen in dessen Altersaufbau berücksichtigt. Empirische Studien des Deutschen Instituts für Wirtschaftsforschung37 und des Statistischen Bundesamtes38 zeigen, daß 1970 (1977) etwa 33 v. H. (42 v. H.) des Ausrüstungsvermögens in der Bundesrepublik aus Anlagen bestand, die 10 und mehr Jahre alt waren. Der Investitionseinbruch in den siebziger Jahren hat demzufolge zu einem Rückgang des Modernisierungsgrades des Kapitalbestandes geführt. Eine Simulationsrechnung mit einer durchschnittlichen Wachstumsrate der realen Anlageinvestitionen von 4,0 v. H. zwischen 1974 - 1985 im verarbeitenden Gewerbe führt beispielsweise zu einem Rückgang des Modernisierungsgrades von 64,9 v. H. auf 59,9 v. H.39. Wachstumstheoretische Überlegungen unter Verwendung einer Produktionsfunktion mit expliziter Berücksichtigung des Altersaufbaus des Kapitalbestandes zeigen einen verringerten Anstieg der durchschnittlichen Arbeitsproduktivität bei rückläufigem Modernisierungsgrad40. 37 Krengel (1978), Görzig (1976). 38 Lützel (1976). so Görzig (1976, S. 28). Der Modernisierungsgrad mißt das Verhältnis Nettozu Bruttoanlagevermögen und gibt den Anteil derjenigen Anlagen am Bruttoanlagevermögen an, die jünger als der Durchschnitt aller Anlagegüter sind. 40 Wan (1971). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.104.6.603 | Generated on 2023-04-04 12:04:03 Wohin treibt die Phillipskurve? 623 Die vorgetragenen Überlegungen verdeutlichen, wie schwierig eine umfassende Analyse der Produktivitätsentwicklung ist, zumal noch andere, bisher nicht erwähnte Faktoren eine Rolle spielen dürften, wie z. B. der Einfluß der Forschungsund Entwicklungsausgaben sowie Änderungen in der sektoralen Struktur der Volkswirtschaft. Insbesondere die Aggregationsproblematik fordert eine Untersuchung auf der Datenbasis individueller Firmen heraus, jedoch zeigen z. B. Arbeiten für die USA, daß auch dann keine unmittelbaren Erfolge im Hinblick auf eine Erklärung der Produktivitätsentwicklung zu erwarten sind41. Es mag abschließend nützlich sein, die Verlangsamung des Produktivitätsfortschritts in einer umfassenden historischen Perspektive zu sehen. Derartige Abschwächungen sind keineswegs neu, sondern haben Vorläufer42 und sind bisher stets überwunden worden. Vielleicht ist die gegenwärtige Phase bereits vorüber, bevor wir ihre Ursachen verstanden haben. In diesem Abschnitt wird kurz über erste empirische Anhaltspunkte zur Persistenz von Beschäftigungsverhältnissen berichtet. Persistenz liegt vor, wenn — wie in Abschnitt II.2 ausgeführt — die Wahrscheinlichkeit, im Zeitpunkt t in einem Status zu sein, um so höher ist, je häufiger und langandauernder man sich in früheren Zeitperioden in diesem Status befunden hat (Ereignisrespektive Dauer-Persistenz). Unterscheidet man der Einfachheit halber zwei Statusmöglichkeiten x und x (z. B. Arbeitslosigkeit und Erwerbstätigkeit), dann ist eine formale Darstellung der Persistenz gegeben durch43: (15) 7i(P = h(lJ [x<0, x(Z-l), ..., x(*-2), ... f x(D] , wobei hx(l) die Wahrscheinlichkeit bezeichnet, in der Z-ten Periode des Zustandes x zu sein, also z. B. die Z-te Arbeitslosigkeitsperiode zu durchlaufen. Wenn die Funktion hx® über alle Perioden stationär ist, d.h. wenn sich die Regressionskoeffizienten einer Schätzung von (15) für sukzessive Zeitperioden nicht ändern, dann liegt keine Ereignis-Persistenz vor. In diesem Fall ist die mittlere Dauer des Zustandes x ceteris paribus für alle Perioden identisch. Wenn 3. Zur Persistenz von Beschäftigungsverhältnissen (16) Griliches und Mairesse (1982). « Hoffmann (1965), 67. 43 Heckman und Borjas (1981). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.104.6.603 | Generated on 2023-04-04 12:04:03 624 Wolfgang Franz dann hängt die Wahrscheinlichkeit, jetzt im Zustand x zu sein, nicht davon ab, wie lange dieser jetzige Zustand bereits andauert. Wenn 8 h« (16a) = = 0 ^r i = Z-l, Z-2, ..., 1 , 3 xb) 3 dann wird die sogenannte Wahrscheinlichkeit nicht von der Dauer vorangegangener Perioden gleich welchen Typs beeinflußt. Die Bedingungen (16) bzw. (16a) kennzeichnen somit die Abwesenheit von gegenwärtiger und vergangener Dauer-Persistenz. Empirische Tests von (15) machen in der Regel die Verwendung von Individualdaten erforderlich, um die Heterogenität der Individuen und deren Veränderung hinlänglich zu erfassen, damit Persistenz nicht mit individuellen Merkmalen der Betroffenen verwechselt wird. Neben einer zeitaufwendigen Aufbereitung des Datenmaterials müssen zudem mathematisch aufwendige Schätzverfahren angewandt werden. Für die Bundesrepublik Deutschland ergeben sich erste empirische Anhaltspunkte zur Persistenz aus einer Studie über Jugendarbeitslosigkeit44. Danach existiert eine signifikante, gegenwärtige und vergangene DauerPersistenz, und die Hypothese einer Ereignis-Persistenz kann nicht verworfen werden. Je länger die gegenwärtige Arbeitslosigkeitsperiode bereits andauert, um so geringer ist die Austrittswahrscheinlichkeit. Weiterhin führt eine um 10 Tage längere frühere Arbeitslosigkeitsperiode zu einer um 1,2 Tage längeren derzeitigen Arbeitslosigkeitsperiode. Wenn ein solches Persistenzverhalten bereits bei Jugendlichen (unter 25 Jahre) auftritt, ist schwer einzusehen, warum die Persistenz bei Erwachsenen geringer sein soll. Die empirische Evidenz zugunsten einer Beschäftigungsund Arbeitslosigkeitspersistenz wird auch durch Schätzungen von aggregierten Arbeitsangebotsfunktionen des Mincer-Typs gestützt, die neben permanenten auch transitorische Einkommenskomponenten als erklärende Variable enthalten45. Für das Arbeitsangebotsverhalten der Männer ergeben sich für die Bundesrepublik Deutschland im Zeitraum 1963 - 1978 keine Reaktionen auf transitorische Einkommensänderungen, während die diesbezügliche Elastizität bei den Frauen mit 0,012 als gering zu veranschlagen ist46. Persistenz scheint somit ein erfolgversprechender Ersatzkandidat für das Argument einer intertemporalen Allokation des Arbeitsangebots im Lebenszyklus zu sein. 44 Franz (1982). « Mincer (1962). 46 Franz (1983). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.104.6.603 | Generated on 2023-04-04 12:04:03 Wohin treibt die Phillipskurve? 625 IV. Wirtschaftspolitische Schlußfolgerungen Der Wert der inflationsstabilen Arbeitslosenquote lag im Zeitraum 1974 bis 1981 etwa bei 4,5 v. H., wobei eine tolerable Inflationsrate von 3 v. H. unterstellt wurde. Hierbei ist jedoch zu berücksichtigen, daß exogen verursachte Inflationsursachen unberücksichtigt bleiben. Die Begründung dafür liegt in dem Argument, daß solche Preisschübe (wie z. B. die Rohstoff Preiserhöhungen) — wenn überhaupt — nicht mit Arbeitslosigkeit bekämpft werden sollten. Der genannte Wert der inflationsstabilen Arbeitslosenquote in Höhe von 4,5 v. H. bedeutet daher nicht notwendigerweise, daß die beobachtete Inflationsrate konstant ist, sondern nur die um exogene Inflationsschocks korrigierte Wachstumsrate des Preisniveaus. Im Vergleich zur Zeitperiode 1965 bis 1973 hat sich der Wert der inflationsstabilen Arbeitslosenquote fast verdreifacht, d.h. Inflationsstabilität kostet heute mehr Arbeitslosigkeit als früher. Die vorgenommene Ursachenanalyse dieser Veränderung wirft jedoch mindestens ebenso viele Fragen auf wie sie beantwortet. Es sind nicht in erster Linie die Wirkungen des Rohstoffpreisanstiegs, des Zusammenbruchs des alten Wechselkurssystems oder der Erhöhung staatlicher Abgabesätze verantwortlich, sondern hauptsächlich die Verlangsamung des um konjunkturelle Schwankungen bereinigten Fortschritts in der Arbeitsproduktivität. Wenn die vorher genannten Faktoren einen Einfluß auf die inflationsstabile Arbeitslosenquote gehabt haben, dann allenfalls indirekt über die Entwicklung der Arbeitsproduktivität. Der verringerte Produktivitätsfortschritt als Ursache der Rechtsverschiebung der Phillipskurve ist bestenfalls ein Zwischenergebnis, da unklar ist, welches nun die Gründe für diese Entwicklung sind. Aussichtsreiche und testbare Hypothesen dürften im Bereich der Kapitalbildung liegen: ein Teil des Kapitalbestandes ist auf Grund der Energiepreisverteuerung möglicherweise obsolet geworden, und der durch den ungünstigen Altersaufbau des Kapitalbestandes induzierte rückläufige Modernisierungsgrad hat ebenfalls negative Effekte auf die Produktivität. Für den Wirtschaftspolitiker ist die Kenntnis der Bestimmungsfaktoren wichtig, weil er — wenn die inflationsstabile Arbeitslosenquote erreicht ist — andere als nachfragepolitische Mittel einsetzen muß. Weiterhin dient die Information über diese Determinanten als Grundlage einer Beurteilung, ob auch dieser, zunächst nicht als konjunkturbedingt angesehene Teil des Rückgangs des Produktivitätsfortschritts nicht letztlich doch teilweise endogen ist, weil eine gestiegene Investitionstätigkeit im Konjunkturaufschwung ihn wieder verringert. In die40 Zeitschrift für Wirtschaftsund Sozialwissenschaften 1984/6 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.104.6.603 | Generated on 2023-04-04 12:04:03 626 Wolfgang Franz sem Fall wäre die inflationsstabile Arbeitslosenquote geringer und die 4,5 v. H.-Marke eine Obergrenze. Welche Bedenken auch immer gegen eine nachfrageorientierte Beschäftigungspolitik geltend gemacht werden können, angesichts einer Arbeitslosenquote von derzeit 10 v. H. kann jedoch ihre Eignung kaum mit dem Argument einer alsbald einsetzenden akzelerierenden Inflation bestritten werden. Zusammenfassung Dieser Beitrag enthält theoretische und empirische Überlegungen zum Konzept der inflationsstabilen Arbeitslosenquote. Es wird gezeigt, daß ihr Wert für die Bundesrepublik im Zeitraum 1974 - 1981 bei etwa 4,5 v. H. lag, wobei eine tolerable Inflationsrate von 3 v. H. unterstellt wurde und exogen verursachte Inflationsschübe wie z. B. Rohstoff Preiserhöhungen unberücksichtigt bleiben, da sie nicht mit Arbeitslosigkeit bekämpft werden sollten. Ursachen für den höheren Wert der inflationsstabilen Arbeitslosenquote im Vergleich zu den sechziger Jahren lagen in der Verlangsamung des Produktivitätsfortschritts und in den Rohstoffpreiserhöhungen. Summary This paper investigates to what extent supply shocks in the seventies affected the non-accelerating inflation rate of unemployment (NAIRU). The findings are that in the FRG for 1974 - 1981 a no-shock NAIRU amounts to 4.5 percent approximately where a 3 percent tolerable inflation rate is assumed. This value is considerably higher than in the sixties mainly due to a productivity slowdown. This result raises further questions about the causes of this slowdown such as the role of a changing vintage structure of the German capital stock. Literatur Blinder, A. S. (1982), Inventories and Sticky Prices: More on the Microfoundations of Macroeconomics. American Economic Review 72, 334 - 348. Bombach, G. (1965), Artikel: Wirtschaftswachstum. Handwörterbuch der Sozialwissenschaften, Bd. 12. Stuttgart, 763 - 801. Bordo, M. D. (1980), The Effects of Monetary Change on Relative Commodity Prices and the Role of Long-Term Contracts. Journal of Political Economy 88, 1088 - 1109. Bruno, M. (1981), Raw Materials, Profits, and the Productivity Slowdown. National Bureau of Economic Research, Working Paper No. 660. Cambridge (Mass.). Ciaassen, E. M. (1980), Grundlagen der makroökonomischen Theorie. München. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/schm.104.6.603 | Generated on 2023-04-04 12:04:03