Die Dynamik der Inflations- und Beschäftigungsentwicklung

Assenmacher, Walter Article Die Dynamik der Inflationsund Beschäftigungsentwicklung Kredit und Kapital Provided in Cooperation with: Duncker & Humblot, Berlin Suggested Citation: Assenmacher, Walter (1986) : Die Dynamik der Inflationsund Beschäftigungsentwicklung, Kredit und Kapital, ISSN 0023-4591, Duncker & Humblot, Berlin, Vol. 19, Iss. 4, pp. 540-568, https://doi.org/10.3790/ccm.19.4.540 This Version is available at: https://hdl.handle.net/10419/293069 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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Eines der zentralen Anliegen moderner Wirtschaftstheorie besteht in der gemeinsamen Erklärung von Inflation und Arbeitslosigkeit. Bis zum Ende der fünfziger Jahre herrschte die Auffassung vor, daß in einer Volkswirtschaft, die nicht das Vollbeschäftigungssozialprodukt1 produziert, auch keine Preissteigerungen eintreten können: Alle Einkommensänderungen bestehen dann aus Mengenänderungen. Erst bei einem tatsächlichen Ausstoß, der das Produktionspotential übersteigt, nehmen die Preise zu. Bemerkenswert ist an diesem Erklärungsansatz, daß Preisstabilität und Vollbeschäftigungsoutput gleichzeitig erreichbar sind. Dieses Paradigma wurde durch die Untersuchungen von Phillips2 schwer erschüttert. Aufgrund empirischer Studien für Großbritannien folgert Phillips einen trade-off zwischen der Veränderungsrate des Nominallohnsatzes und der Beschäftigung: Mit zunehmender (abnehmender) Beschäftigungsquote (Arbeitslosenrate) nehmen die Geldlohnsätze zu. Für diesen Zusammenhang liefert Lipsey3 eine theoretische Begründung, der Hansen4 eine mikroökonomische Fundierung verleiht. Mit dem von Solow und Samuelson5 in die Diskussion eingeführten mark-up Preisverhalten gelingt die Übertragung der Phillips-Relation als Erklärungshypothese für Inflationserscheinungen. Nach dem jetzt gültigen Paradigma ist es nicht mehr möglich, zum selben Zeitpunkt sowohl Vollbeschäftigung als auch Preisstabilität zu realisieren. Vielmehr ist eine Inflationsrate von null immer mit einer bestimmten Arbeitslosenquote verbunden, die man als die natürliche Arbeitslosenrate bezeichnet. Während bei 1 Der Output, den eine Volkswirtschaft bei Vollbzw. Normalauslastung der Produktionsfaktoren Kapital und Arbeit, gegebener Technologie und unter Beachtung institutioneller Bedingungen maximal produzieren kann, heißt auch Produktionspotential. 2 Phillips (1958). 3 Lipsey (1960). 4 Hansen (1970). 5 Samuelson und Solow (1960). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.19.4.540 | Generated on 2023-01-16 12:53:35 Die Dynamik der Inflationsund Beschäftigungsentwicklung 541 den Theoretikern Einigkeit herrscht, daß für die kurze Frist ein Unterschreiten der natürlichen Arbeitslosenrate zu Lasten der Preisstabilität möglich ist, wird dies von den Monetaristen6 für den langfristigen Fall verneint: Die von Phillips nicht berücksichtigte Variable Inflationserwartung verschiebt die kurzfristig gültige Phillips-Kurve in einem Maße, daß langfristig stets die natürliche Arbeitslosenrate vorherrschen muß. Für Neokeynesianer hingegen ist auch langfristig ein trade-off zwischen Arbeitslosenquote und Inflationsrate möglich, der aber schwächer als im kurzfristigen Fall ausgeprägt ist7. Eine Klärung dieser wirtschaftspolitisch brisanten Streitfrage mittels ökonometrischer Verfahren ist bislang noch nicht gelungen. Blieb schon die empirische Stützung der Phillips-Kurve in ihrer einfachen Version weit hinter ihrer Bedeutung für die Wirtschaftstheorie zurück8, so treten bei ökonometrischen Schätzungen der modifizierten9 Phillips-Kurve zusätzliche Schwierigkeiten auf, die teilweise aus der Verwendung eines nicht direkt beobachtbaren Regressors, der Inflationserwartung, resultieren. Unterstellt man den Wirtschaftssubjekten adaptives Verhalten bei ihrer Erwartungsbildung, kann die Inflationserwartung der laufenden Periode durch ein LagPolynom in Inflationsraten vergangener Perioden wiedergegeben werden. Die nunmehr in allen Variablen beobachtbare Phillips-Kurve enthält jetzt aber zusätzlich die Cagan-Hypothese für die Erwartungsbildung: Der empirische Befund läßt sich daher nicht mehr eindeutig den in der PhillipsKurve enthaltenen Hypothesen zurechnen. Ökonometrisch befriedigende Schätzungen der Phillips-Kurve könnten allein aus adaptiven Erwartungsbildungen resultieren, „die im Prinzip (. . .) die in den meisten Zeitreihen vorhandene autoregressive Struktur ausbeuten"10. Hinzu kommt noch, daß zur Schätzung der natürlichen Arbeitslosenquote ausreichend viele Beob6 Vgl. hierzu insbesondere Friedman (1968) und Phelps (1967, 1972). 7 Vgl. hierzu Tobin (1972). 8 Siehe hierzu Leijonhufvud (1968). Die Schätzschwierigkeiten resultieren hier daraus, daß sich bei anhaltend fallender Arbeitslosenquote (z.B. während eines Konjunkturaufschwungs) eine andere Phillips-Kurve einstellt als bei steigenden Arbeitslosenquoten. Für lange Zeitreihen - die zur ökonometrisch sinnvollen Schätzung benötigt werden - entsteht so der Eindruck einer geschlossenen Ellipse als makroökonomische Phillips-Relation. Die Beobachtungstupel für die Variablen Inflationsrate und Arbeitslosenquote bilden dann kreisförmig Streudiagramme. Ökonometrische Schätzungen auf einer solchen Datenbasis führen meistens zu einer Falsifikation der in der Regressionsgleichung enthaltenen ökonomischen Hypothese. 9 Diese auf Rothschild (1971) zurückgehende Bezeichnung kennzeichnet Ansätze, in denen die nominellen Lohnbzw. Preisänderungen nicht nur von der Arbeitslosenrate, sondern von weiteren Variablen, insbesondere der Inflationserwartung, abhängen. 10 König (1978), S. 102. Der Leser findet hier auch empirische Ergebnisse. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.19.4.540 | Generated on 2023-01-16 12:53:35 542 Walter Assenmacher achtungen11 aus Bereichen geringer oder gar negativer Geldlohnsatzänderungen vorliegen müßten. Bereits dieser Datenmangel reduziert die Validität empirisch ermittelter natürlicher Arbeitslosenraten12, ganz abgesehen davon, daß noch theoretisch geklärt werden müßte, ob die natürliche Arbeitslosenrate als zeitinvariant anzusehen ist oder nicht. Obwohl sich durch Hinzunahme der Variablen Inflationserwartung ein besserer Fit der kurzfristigen Phillips-Kurve an das vorhandene Datenmaterial erzielen läßt und gleichzeitig die Verschiebung der Phillips-Relation durch Änderung der Inflationserwartung theoretisch begründbar wird, lassen neuere empirische Ergebnisse an der Bedeutung der Inflationserwartung als Ursache für die Verschiebung der Phillips-Kurve Zweifel aufkommen. So kommt König mit der dreistufigen Methode der kleinsten Quadrate zu dem Ergebnis, daß „eine 90prozentige Anpassung eine Berücksichtigung der Inflationsraten von 46 Quartalen erfordert"13. Dies bedeutet eine stationäre Preiserwartung14; die erwartete Inflationsrate würde nach diesem empirischen Befund praktisch als Shift-Variable ausfallen15. Mit der zweistufigen Methode der kleinsten Quadrate, die jedoch bei Modellschätzungen der dreistufigen Methode theoretisch unterlegen ist, sind immer noch 10 Quartale für eine 90prozentige Anpassung notwendig. Mit Recht interpretiert König dieses abweichende Ergebnis dahingehend, daß „entscheidend für die Erwartungsbildung (...) das Schätz verfahren (wird)"16. Die zahlreichen empirischen Befunde zur P/nZZips-Kurven-Diskussion17 haben viele Autoren zu dem Schluß kommen lassen, daß „sich die ursprüngliche Hoffnung auf eine verläßliche und eindeutige Beziehung in einem wichtigen Gebiet der Ökonomie nicht erfüllt hat"18. Dies muß aber nicht heißen, die Forschung über die Phillips-Kurve als beendet anzusehen, sondern vielmehr, sie in einen neuen Zusammenhang zu stellen. Erste Hinweise 11 Auf das Adäquationsproblem bei wirtschaftsstatistischen Daten und auf die politische Komponente bei der Messung der Arbeitslosigkeit soll hier nicht eingegangen werden. 12 Als Hinweis für diese Unsicherheit sei angeführt, daß empirische Untersuchungen die natürliche Arbeitslosenhypothese sowohl bestätigen als auch falsifizieren. Vgl. hierzu Rousseas (1969) und Franz (1978, 1984). 13 König (1978), S. 99. 14 König (1978), S. 99. 15 Dieses Ergebnis wird auch in einer neueren ökonometrischen Untersuchung von Franz (1984, S. 618ff.) gestützt, wonach die Verlangsamung des Produktivitätsfortschrittstrends die Verschiebung der Phillips-Kurve in besonderem Maße erklärt. 16 König (1978), S. 99. 17 Eine Zusammenstellung geben Woll, Faulwasser und Ramb (1977). 18 Rothschild (1971); hier zitiert nach Nowotny (1974), S. 56. Noch entschiedener folgert Brinner (1977) aus seinen empirischen Ergebnissen den „Tod der PhillipsKurve". OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.19.4.540 | Generated on 2023-01-16 12:53:35 Die Dynamik der Inflationsund Beschäftigungsentwicklung 543 auf mögliche Weiterentwicklungen liefern gerade die empirischen Überprüfungen, nach denen der Variablen Inflationserwartung in der ökonomischen Realität eine geringere Bedeutung als in der theoretischen Literatur zukommt. Dies liegt zum Teil daran, daß eine beobachtbare Spezifikation der Erwartungshypothese fast ausschließlich zu autoregressiver Erwartungsbildung führt. In der ökonometrischen Schätzgleichung sind somit immer verzögert endogene Variablen als Regressoren enthalten. Die Regressionskoeffizientenschätzungen weisen dann aber bestenfalls (bei Freiheit von Autokorrelation der Störvariablen) asymptotische statistische Eigenschaften auf. Um diese grundsätzliche Schwierigkeit bei der ökonometrischen Überprüfung zu umgehen, lassen sich zwei Forschungsstrategien verfolgen. Entweder wird eine Neuformulierung der Erwartungshypothese in Abhängigkeit von exogenen Variablen versucht oder ein Modell konzipiert, das keine Erwartungsvariablen enthält. Den ersten Weg verfolgt Kromphardt19, indem er als Erwartungshypothese das Konzept der informierten Erwartungsbildung vorschlägt. Danach bestimmen die (exogenen) Variablen Arbeitslosenquote und Geldmenge die Inflationserwartung. Der zweite Weg wird in der vorliegenden Arbeit eingeschlagen. Durch den Verzicht auf Erwartungsvariablen sind bei der in Abschnitt V durchgeführten ökonometrischen Analyse all diejenigen Fehlerquellen ausgeschaltet, die aus einer notwendigen Operationalisierung der Erwartungshypothese resultieren können. Der so erzielte Vorteil bei einer empirischen Überprüfung rechtfertigt sich aber nur dann, wenn damit kein Erklärungsdefizit verbunden ist: Die erwartete Inflationsrate muß daher sachadäquat ersetzt werden. Da die erwartete Inflationsrate im Grunde aber die Dynamik des trade-offs zwischen Inflationsrate und Beschäftigung wiedergeben soll20, liegt die Entwicklung eines Modells nahe, das nicht nur den Einfluß der Arbeitslosenquote auf die Inflationsrate, sondern auch die Rückwirkung der Inflationsrate auf die Arbeitslosenquote erfaßt21. Aus dieser Interdependenz müssen dann über die vorliegenden Ansätze hinausgehend sowohl der beobachtbare schleifenförmige Verlauf der Inflationsrate in Abhängigkeit von der Arbeitslosenrate (Beschäftigungsquote) als auch die über mehrere Perioden anhaltende, gleichzeitige Zunahme von Inflationsrate und Arbeitslosenquote endogen ableitbar sein. Gerade das letztgenannte empirische Phänomen ist weder mit der modifizierten Phillips-Relation noch mit der Friedmanschen Version hinreichend erklärbar22. 19 Kromphardt (1984). 20 Vgl. hierzu auch Franz (1984), S. 618. 21 Auf diese Interdependenz ist schon häufig hingewiesen worden, so z. B. von Neumann (1982), S. 569 und Kromphardt (1984), S. 634. 22 Vgl. hierzu auch Ramb (1983), S. 420. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.19.4.540 | Generated on 2023-01-16 12:53:35 544 Walter Assenmacher II. Im folgenden Modell sind alle Variablen stetige Funktionen der Zeit; es besteht aus einer makroökonomischen Preisentwicklungsgleichung und einer Funktion, die den Zusammenhang zwischen Beschäftigung und Inflation erfaßt. Die Herleitung einer ökonometrisch überprüfbaren Preisentwicklungsgleichung muß bei den Determinanten der Preisbestimmungsgleichung ansetzen, deren Existenz monopolistisches oder quasi-monopolistisches Verhalten seitens der Unternehmer impliziert, sofern diese sich nicht im Konkurrenzgleichgewicht befinden. Die Zielsetzimg der Unternehmen sei als Maximierung des Gegenwartswertes aller zukünftigen Gewinne mit dem Absatzpreis als strategischer Variablen spezifiziert. Aus dieser Verhaltenshypothese resultieren je nach Formulierung der Nachfrageund Produktionsfunktion unterschiedliche Determinanten für eine optimale Preisbestimmung23. Trotz differierender Annahmen zeigen diese Untersuchungen, daß die Güterpreise im wesentlichen von Variablen, die die Kostenseite erfassen, Preisund Mengenerwartungen widerspiegeln sowie die Überschußnachfrage messen, determiniert sind. Eine Preisbestimmungsgleichung jedoch, die alle mikroökonomisch-analytisch gefundenen Ursachen als erklärende Variablen enthalten würde, dürfte wegen der notwendigerweise sehr aufwendigen Vorgehensweise und der hohen Informationskosten kaum die tatsächliche Preiskalkulation der Unternehmen widerspiegeln. Es erscheint daher vertretbar, nicht zuletzt auch für die angestrebte aggregative Analyse, die optimale Preisbestimmung und deren Entwicklung durch solche Hypothesen zu approximieren, die eine kleine Anzahl an Determinanten implizieren, mit den theoretischen Einsichten jedoch kompatibel sind. Gerade bei der Preisentwicklung läßt sich diese Vorgehensweise noch dadurch rechtfertigen, daß Variablen, die das Preisniveau erklären, nicht notwendigerweise auch im gleichen Maße für die Preisbewegung relevant sind. Die Preisentwicklung soll daher auf ihre theoretisch begründbare Hauptdeterminante zurückgeführt werden. Dabei kann es sich jedoch nur um eine Variable handeln, die Informationen über mehrere, die Preishöhe determinierende Ursachen liefert. Eine solche Variable ist der Reallohnsatz wr, weil er zwei ökonomische Signale übermittelt: Zum einen ist er Indikator für die Kostenentwicklung, zum anderen gibt er Aufschlüsse über die (gegenwärtige und zukünftige) Nachfrage. Diese Doppelfunktion des Reallohnsatzes läßt sich unter Bezug auf die marginale Arbeitsproduktivität für die Erklärung der Preisentwicklung nutzbar machen. Bezeichnet a die phy23 Siehe hierzu z.B. Barro (1972), Nordhaus (1972) sowie Phelps und Winter (1970). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.19.4.540 | Generated on 2023-01-16 12:53:35 Die Dynamik der Inflationsund Beschäftigungsentwicklung 545 sische, marginale Produktivität des in Stunden gemessenen Faktors Arbeit, wirkt sich der Reallohnsatz wr (oder seine Wachstumsrate) wegen der unterstellten Verhaltenshypothese der Unternehmer neutral auf die Preisentwicklung (Inflationsrate) Jt aus, solange er mit der marginalen Arbeitsproduktivität (oder deren Wachstumsrate) übereinstimmt. Erst aus einer Differenz (wr - a) erwachsen für die Preisentwicklung wirksame Kostenimpulse. Gleichzeitig gibt (wr — a) an, wieviele Produktionseinheiten bei wr> a über das Produktionsergebnis der letzten Arbeitsstunde hinaus nachgefragt werden könnten; analoges gilt für den Fall wr< a. Die Differenz (wr — a) ist somit auch ein Maß für die Überschußnachfrage. Es erscheint daher plausibel anzunehmen, daß die an der Maximierung des Gegenwartswertes zukünftiger Gewinne interessierten Unternehmen ihre Preise proportional zur prozentualen Differenz zwischen Reallohnsatz und marginaler Arbeitsproduktivität, bezogen auf die marginale Arbeitsproduktivität, variieren, so daß für die Inflationsrate JT gilt: wr — a öjz öjt (1) 7t = x mit > 0 , < 0 a 6 (wr — a) öa 0 < x = 1: Proportionalitätsfaktor Differentiation der logarithmierten Gleichung (1) nach der Zeit ergibt24: k (wr — ä) ä d ( ) (2) — = - , ('):=—— ji (wr — a) a dt Damit Gleichung (2) ökonomisch interpretierbar bleibt, unterliegen die Variablen wT und a der Einschränkung wr> a. Wäre die marginale Arbeitsproduktivität größer als der Reallohnsatz und gälte für ihre zeitlichen Veränderungen ä > wr, so folgt aus Gleichung (2) unter Vernachlässigung der Wachstumsrate der marginalen Arbeitsproduktivität eine sich beschleunigende Inflationsrate. Diesen theoretisch unhaltbaren Effekt schließt die Annahme aus, daß über dem gesamten Zeitraum, für den Gleichung (2) Gültigkeit beansprucht, der Reallohnsatz stets größer als die marginale Arbeitsproduktivität ist, unabhängig davon, ob wr ^ ä gilt. Unter Beachtung aller Komponenten läßt Gleichung (2) trotz dieser Einschränkung auch sinkende Inflationsraten zu. 24 Auf die Bedeutung der Veränderungsrate der Inflationsrate und ihre Abhängigkeit von der Überschußnachfrage weist Laidler (1976) in einem anderen als dem hier analysierten Zusammenhang hin. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.19.4.540 | Generated on 2023-01-16 12:53:35 546 Walter Assenmacher In Anlehnung an die einfache Phillips-Relation kann argumentiert werwr — ä den, daß die Variable eine Funktion der Beschäftigungsquote v ist, wr — a mit negativen Werten bei niedriger Beschäftigung und hohen positiven Werten in der Nähe der Vollbeschäftigung (v = 1). Abbildung 1 gibt den Graph dieser Funktion wieder: Ihr Verlauf läßt sich durch eine Linearapproximation gut erfassen: wr — ä = — Zo + aiv , z0, ai > 0 wr — a Setzt man diese Beziehung in Gleichung (2) ein und unterstellt man eine konstante Wachstumsrate der marginalen Arbeitsproduktivität, führt dies zu: k a = — Z0 V a\V 7t a oder, nach Zusammenfassen der konstanten Terme: jt ä (3) —= - a0 + aiv , a0 := z0 + — 7t a Gleichung (3) bringt zum Ausdruck, daß die Inflationsrate bereits vor Erreichen der Vollbeschäftigung akzeleriert25. 25 Dieses Zeitmuster der Inflationsentwicklung stuft Laidler (1976), S. 80 als sehr wahrscheinlich ein. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.19.4.540 | Generated on 2023-01-16 12:53:35 Die Dynamik der Inflationsund Beschäftigungsentwicklung 547 Die Beziehung zwischen der Inflationsrate und der Beschäftigung ist nur einseitig erfaßt, wenn der Einfluß des Preisniveaus auf das gesamtwirtschaftliche Angebot und damit die Auswirkung auf die Beschäftigungsquote vernachlässigt werden. Unterstellt man eine linearhomogene, substitutionale Produktionsfunktion und eine Faktornachfrage gemäß der Grenzproduktivitätstheorie, läßt sich eine Funktion zwischen der Veränderungsrate der Beschäftigungsquote und der Inflationsrate explizit aufstellen. Die neoklassische Produktionsfunktion mit den variablen Produktionsfaktoren Arbeit (A) und Kapital (K) sei vom Cobb-Douglas-Typ: (4) Y=</>AaKß, 0 < a, ß< 1, a + ß= 1 ÖY ö2 Y mit: YA := >0, YAA := r<0 und ÔA ÔA ô Y ô2 Y >0, YKK:=—r<0 6K ÖK Y: reales Sozialprodukt <t>: Effizienzparameter a, ß: konstante Produktionselastizitäten Dividiert man Gleichung (4) durch die (konstante) Bevölkerung B der Volkswirtschaft, wird das Sozialprodukt pro Kopf (Y/B) bei konstantem Kapitalstock eine Funktion der Beschäftigungsquote v : = A/B: f KV Y Die Zusammenfassung aller konstanten Terme zu einem neuen Parameter c vereinfacht diese Funktion: (5) y = cva Der Faktor Arbeit wird bei der Produktion in einem Umfang eingesetzt, daß der Wert seines physischen Grenzproduktes dem gegebenen Nominallohn w entspricht. Aus Gleichung (5) folgt daher: OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.19.4.540 | Generated on 2023-01-16 12:53:35 554 Walter Assenmacher ist dabei gegen den Uhrzeigersinn. Dies folgt unmittelbar aus den Vorzeichen der beiden Ableitungen k und i). Im Punkt 1 der Abbildung 2 gilt Vi < v*. Die Klammer in der ersten Gleichung des Systems (11) ist daher positiv; die Berücksichtigung ihres negativen Vorzeichens führt zu k\ < 0. Analog hierzu wird die Klammer der zweiten Gleichung des Systems (11) wegen jti < jz* ebenfalls positiv; daraus resultiert dann Vi > 0. Diese Bewegungsrichtung legt eine Neuinterpretation des trade-offs zwischen Arbeitslosenquote und Inflationsrate nahe. Um die Modifikationen zu verdeutlichen, werden die Integralkurven der Abbildung 2 in ein Koordinatensystem mit der Arbeitslosenquote u an der Abszisse und der Inflationsrate an der Ordinate übertragen. Wegen der definitorischen Beziehung u = 1 - v kehren sich im neuen Koordinatensystem die Bewegungsrichtung und der Phasenverlauf um. Abbildung 3 a gibt eine Trajektorie der Integralkurvenschar aus Abbildung 2 wieder, in der vier Phasen unterschieden werden. Abbildung 3 b zeigt die gleiche Integralkurve, jetzt jedoch mit der Variablen Arbeitslosenquote an der Abszisse. Nach dem aufgestellten Modell entwickeln sich Arbeitslosenquote und Inflationsrate im Regelfall34 auf Integralkurven im Uhrzeigersinn. Dieses deduzierte Bewegungsmuster wird durch die Realität gestützt: Die in ein (u, ;r)-Koordinatensystem eingetragenen Beobachtungstupel ergeben Streudiagramme, in denen deutlich schleifenförmige Punkteanordnungen hervor34 Die Ausnahme ergibt sich dadurch, daß jt und u die Koordinatenwerte des Zentrums annehmen. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.19.4.540 | Generated on 2023-01-16 12:53:35 Die Dynamik der Inflationsund Beschäftigungsentwicklung 555 treten. Aus der einfachen Phillipskurventheorie und ihrer Weiterentwicklung durch Lipsey ist gerade dieses Bewegungsmuster nicht ohne weiteres ableitbar; hierzu müssen die entsprechenden Ansätze durch geeignete adhoc-Annahmen erweitert werden35. Bei ihrer Entwicklung gemäß einer Integralkurve durchläuft eine Volkswirtschaft vier verschiedene Stadien. In der Phase 1 (siehe Abbildung 3 b) nehmen Inflationsrate und Arbeitslosenquote ab. Die Inflationsrate erreicht hier bei der natürlichen Arbeitslosenquote u* ihr Minimum jrm^ Eine weitere Senkung der Arbeitslosenquote unter ihre natürliche Rate führt zu einer Zunahme der Inflationsrate bis zu ihrem natürlichen Wert Jt* (Phase 2). Die Arbeitslosenquote erreicht dabei ihr Minimum umill. Die Inflationsrate JT* ist aber bei diesem hohen Beschäftigungsniveau zu gering, um dem Lohndruck und der Überschußnachfrage zu entsprechen. Die in Abschnitt II aufgezeigte Interdependenz zwischen Inflationsrate und Beschäftigungsquote bewirkt jetzt einen weiteren Anstieg der Inflationsrate mit zu Beginn langsam wachsender Arbeitslosenquote. Die als Phase 3 gekennzeichnete Situation läßt sich als Stagflation charakterisieren. In diesem Zustand nimmt die Inflationsrate solange zu, bis die Arbeitslosenquote wieder an ihren natürlichen Wert herangeführt ist. Die Inflationsrate erreicht dabei ihr Maximum JtmaLX. Eine steigende Arbeitslosigkeit bis zu ihrem maximalen Wert umax zwingt in Phase 4 die Inflationsrate wieder auf ihre natürliche Höhe zurück, die sie wegen einer zu großen Arbeitslosigkeit durchläuft: Mit Phase 1 schließt sich ein neuer Ablauf an. Dem klassischen Inflationsund Beschäftigungs-trade-off ähneln nur die Phasen 2 und 4. Abbildung 3 b zeigt, daß dieser trade-off im Gegensatz zum heutigen Stand der Diskussion als irreversibel anzusehen ist. Während nach dem Phillips-Ansatz dieselbe Kurve für zuund abnehmende Arbeitslosenquoten Gültigkeit hat36, ist dies hier nicht mehr der Fall: Phase 2 beschreibt den Zusammenhang für abnehmende, Phase 4 für zunehmende Arbeitslosenquoten. Bei allen Phasen ist zudem noch die Bewegungsrichtung der Veränderung zu beachten. Die Inflationsrate kann nur dann durch einen Anstieg der Arbeitslosenquote gesenkt werden, solange Inflationsrate und Arbeitslosenquote über ihren natürlichen Werten liegen (Phase 4): Lohndruck und Überschußnachfrage sind zur Aufrechterhaltung der hohen 35 Es fällt auf, daß diese ad-hoc-Annahmen stets eine dynamische Komponente enthalten. So erklären Lipsey (1960) und Phillips (1958) die Schleifen in den Beobachtungen durch die exogen vorgegebene konjunkturelle Entwicklung der Arbeitslosenquote. Risch (1981) hingegen gelingt es, die Bewegung der Arbeitslosenquote und damit die Phillips-Schleifen zu endogenisieren. 36 Dies gilt auch für die Weiterentwicklungen, bei denen jedoch Inflationserwartungen zu einer Verschiebung der Phillips-Kurve führen. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.19.4.540 | Generated on 2023-01-16 12:53:35 556 Walter Assenmacher Inflationsraten zu gering. In dieser Phase verhindert die systemimmanente Dynamik einen entgegengerichteten trade-off, der nach dem vorliegenden Modell jedoch in Phase 2 gegeben ist. Hier kann die Arbeitslosenquote zu Lasten der Inflationsrate gesenkt werden, vorausgesetzt, beide Variablen sind kleiner als ihre natürlichen Werte: Die aus relativ hohen Reallohnsätzen resultierende Überschußnachfrage führt zu einem weiteren Rückgang der Arbeitslosenquote bei steigender Inflationsrate. Über den Phillips-Ansatz hinausgehend folgen aus dem Modell auch diejenigen Entwicklungen, die - in der Realität beobachtbar - gleichwohl aber nur schwer mit dem Phillips-Paradigma kompatibel sind. Es handelt sich hierbei um die Stagflation und um Stadien, in denen Inflationsrate und Arbeitslosenquote simultan sinken; Zustände, die in Abbildung 3 b als Phasen 3 und 1 wiedergegeben sind. IV. In der bisherigen Analyse wurde von einer Konstanz der Parameter a0, au £o und gi des hochaggregierten Modells ausgegangen. Diese Koeffizienten repräsentieren aber ganz bestimmte ökonomische Komponenten, die Einflüsse der Produktionsstruktur, des technischen Fortschritts, der Beschaffenheit des Arbeitsmarktes, der Entwicklung der Arbeitsproduktivität und über diese Faktoren auch indirekt wirtschaftspolitische Maßnahmen zusammenfassen und daher auf Variationen dieser Größen reagieren. Eine Parameterveränderung führt aber zu einer Verlagerung des Zentrums E und damit der gesamten Integralkurvenschar. Um diese Einflüsse den einzelnen Parametern zuordnen zu können, ist eine umfassende Analyse, die über die Intention des vorliegenden Ansatzes hinausgehen würde, notwendig. Dennoch kann ein erster Aufschluß über die Reaktion des Systems auf Parameteränderungen bereits auf der Basis einer ersten Zuordnung aufgezeigt werden. Aus der Entwicklung des Differentialgleichungssystems (11) folgt, daß sich Marktmachtpositionen der Tarifpartner und Änderungen der Arbeitsproduktivität in den Parametern a0 und ai niederschlagen, während §0 und vornehmlich durch produktionstheoretische Zusammenhänge, einschließlich der Wirkung des technischen Fortschritts, geprägt sind. Es sei angenommen, daß in einem bestimmten Zeitpunkt die Wachstumsrate der Arbeitsproduktivität einmalig37 zunimmt und dann auf dem neuen 37 Die Einschränkung auf eine einmalige Zunahme dient nur der Klarheit der Argumentation und der grafischen Wiedergabe dieser Variation. Die abgeleiteten Ergebnisse bleiben auch bei kontinuierlichen Änderungen von a0 gültig. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.19.4.540 | Generated on 2023-01-16 12:53:35 Die Dynamik der Inflationsund Beschäftigungsentwicklung 557 Niveau konstant bleibt. Dadurch steigt der Wert des Parameters a0. Anstelle des Zentrums E0 herrscht nun das Zentrum Ex (siehe Abbildung 4): Abb. 4 Vor der Parameteränderung folgen Inflationsrate und Arbeitslosenquote einer Entwicklung entlang der Integralkurve K0. Zum Zeitpunkt t der Parameteränderung befindet sich die Volkswirtschaft in der Position Pt. Für das neue Integralkurvensystem, festgelegt durch das Zentrum Ei, bedeutet der Punkt Pt eine Anfangsbedingung, die aus der jetzt gültigen Integralkurvenschar die Integralkurve Ki festlegt, gemäß der sich die weitere Entwicklung von Inflationsrate und Arbeitslosenquote vollzieht. In Abbildung 4 gibt die dick ausgezeichnete Linie den qualitativen Verlauf der Variablen n und u wieder; die Pfeile kennzeichnen die Bewegungsrichtung. Solange keine neuen Parameteränderungen eintreten, prädisponiert die Integralkurve Ki die weitere Entwicklung von JZ und u. Aufgrund des entwickelten Modells lassen sich mögliche wirtschaftspolitische Maßnahmen theoretisch38 in drei Kategorien unterteilen. Die erste Kategorie enthält Steuerungsmaßnahmen, die eine Beeinflussung von Inflationsund Arbeitslosenrate entlang einer vorgegebenen Trajektorie ermöglichen. Die Wirtschaftspolitik kann dabei beschleunigend oder verzögernd wirken, jedoch kaum eine Umkehr der systeminhärenten Bewegungsrichtung erzwingen. Die zweite Kategorie umfaßt alle Eingriffe, die einer Ände38 Diese Aufteilung soll unter ganz allgemeinen Gesichtspunkten erfolgen. Es ist keineswegs beabsichtigt, den drei Kategorien einzelne, konkrete Politikmaßnahmen zuzuordnen. Dies ist in vielen Fällen wegen Wirkungsvielfalt und -Verzögerungen keine einfache Aufgabe und sollte daher durch eine quantitative Analyse abgesichert sein. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.19.4.540 | Generated on 2023-01-16 12:53:35 558 Walter Assenmacher rung der Anfangsbedingungen entsprechen, jedoch das Zentrum unbeeinflußt lassen. Diese Strategien erlauben Trajektorien zu realisieren, die näher am Zentrum liegen. Dadurch nehmen die Schwankungen von Inflationsund Arbeitslosenrate ab. Eine solche Politik ist jedoch abzulehnen, wenn in der Ausgangssituation das Zentrum bereits sehr hohe Werte für die natürliche Inflationsund Arbeitslosenrate determiniert. Jetzt sind Politikmaßnahmen der Kategorie drei anzuwenden, die eine Verschiebung des Zentrums und damit eine Verringerung der natürlichen Inflationsund/oder Arbeitslosenrate auslösen (zum Beispiel in Abbildung 4 die Verschiebung des Zentrums Ei in die neue Position E0). Mit diesen Maßnahmen muß aber in der kurzen Frist keine spürbare Auswirkung auf die tatsächlich zu durchlaufenden (u, ;r)-Kombinationen einhergehen, da der letzte Zustand im System Ei (z.B. der Punkt Pi in Abbildung 4) immer Anfangsbedingung für die konkrete Integralkurve mit dem Zentrum E0 ist (gestrichelte Trajektorie in Abbildung 4). Jedoch setzen sich mittelfristig die mit dieser Politik angestrebten Wirkungen durch, wenn sich die Volkswirtschaft in den Phasen 1 und 2 (siehe Abbildung 3 b) befindet. V. Der empirische Gehalt einer ökonomischen Theorie zeigt sich nicht in der Allgemeingültigkeit oder Plausibilität ihrer Annahmen, sondern darin, daß ihre Implikationen mit dem realen Geschehen in hinreichend hohem Maße39 übereinstimmen. Die empirische Überprüfung einer dynamischen Theorie kann sich in einer ersten Stufe darauf erstrecken, ob die aus dem Modell deduzierten Entwicklungen bestimmter, beobachtbarer Variablen auch in den tatsächlich eingetretenen Zeitreihen vorliegen: Die Übereinstimmung der Grundmuster des theoretischen und des empirischen Bewegungsablaufs stellt einen wichtigen Hinweis für den empirischen Gehalt der betreffenden Theorie dar. Eine gesichertere Überprüfung läßt sich durch die ökonometrische Schätzung der Koeffizienten formalisierter Implikationen erzielen. Diese Vorgehensweise erlaubt nicht nur die Quantifizierung der unbekannten Modellparameter, sondern auch die Durchführung statistischer Tests zur Beurteilung der Signifikanz der Schätzungen. Gerade in dieser Möglichkeit liegen die Vorzüge des ökonometrischen Ansatzes im Vergleich mit dem erstgenannten Überprüfungsverfahren: Erweisen sich die Parameterschät39 Mit dieser Formulierung soll bewußt der Eindruck vermieden werden, als ließe sich in den Sozialwissenschaften dieselbe Exaktheit wie in den Naturwissenschaften erreichen. Menschliches Handeln stellt sich stets als inhärent stochastisch, jedoch nicht regellos, dar. Die ökonomische Theorie versucht gerade den auf das Wirtschaften gerichteten Teil systematischen Handelns zu ergründen. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.19.4.540 | Generated on 2023-01-16 12:53:35 Die Dynamik der Inflationsund Beschäftigungsentwicklung 559 zungen als nur zufällig von null verschieden, kann dies prinzipiell als Falsifikation der in der Implikation enthaltenen ökonomischen Hypothese gedeutet werden40. • Die beiden angesprochenen Überprüfungsmöglichkeiten sollen bei dem vorliegenden Modell zur Anwendung kommen. Als Relevanzzeitraum dienen die Jahre 1971 bis 1983, weil hier sehr ausgeprägte Inflationsentwicklungen vorliegen. Die Datenbasis41 besteht aus Quartalserhebungen für die saisonbereinigte Arbeitslosenbzw. Beschäftigungsquote und für die Inflationsrate, berechnet aus den Vorjahresänderungen des Preisniveaus der Verwendung des Sozialprodukts für den privaten Verbrauch mit dem Basisjahr 1976. Um das Zeitmuster dieser empirischen Reihen zu erkennen, werden die für jedes Quartal vorliegenden Beobachtungstupel als Punkte in ein kartesisches Koordinatensystem übertragen, an dessen Abszisse die Arbeitslosenquote und an der Ordinate die Inflationsrate abgetragen sind (siehe Abbildung 5). Die jeden Punkt kennzeichnende Ziffer gibt den Zeitbezug an, beginnend mit 1 = 1. Quartal 1971. Die Verbindung aller Punkte in Reihenfolge der natürlichen Zahlen liefert das Entwicklungsmuster der Inflationsrate und Beschäftigungsquote, dessen systematischer Teil nach Ausschluß stochastischer Störeinflüsse durch die „glatte" Linie repräsentiert wird. Es treten hier deutlich zwei Schleifen hervor: Die erste beginnt mit dem Punkt 1 und endet im Punkt 32, der gleichzeitig den Anfang der zweiten Schleife markiert, deren letzte Beobachtung mit dem Punkt 52 gegeben ist. Wie in Abschnitt IV gezeigt (vgl. Abbildung 4), ist ein solcher Bewegungsablauf aus dem hier entwickelten Modell ableitbar; der empirische Befund muß somit als eine erste Stützung der aufgestellten Theorie gewertet werden. Die ökonometrische Überprüfung einer ökonomischen Theorie gelingt nur dann, wenn ein ökonometrisches Modell aufgestellt ist, das die Theorie oder ihre Implikationen als formalisierte Hypothesen enthält. Es ist im vorliegenden Fall daher naheliegend, das nichtlineare Differentialgleichungssystem (11) als Ausgangspunkt zu wählen. Dieses System ist jedoch für die ökonometrische Analyse noch ungeeignet, da es weder linear in allen Variablen42 noch stochastisch ist. Der erstgenannte Mangel läßt sich leicht durch eine geeignete Variablentransformation beseitigen. Dividiert man in System (11) die erste Gleichung durch ;rund die zweite durch v, ergibt dies: 40 Es seien hier andere Instanzen einer Falsifikation, wie z.B. Fehlspezifikation des konkreten ökonomischen und/oder des statistischen Modells ausgeschlossen. 41 Die Daten stellte freundlicherweise das Rheinisch-Westfälische Institut für Wirtschaftsforschung Essen zur Verfügung. 42 Zur Bedeutung der Linearität in den Variablen siehe Assenmacher (1984), S. 28. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.19.4.540 | Generated on 2023-01-16 12:53:35 560 Walter Assenmacher k — = — a0 + v 71 (17) v = ?0 - ll-TT V Die Transformationsgleichungen wn = h/n und wv = v/v linearisieren diese beiden Gleichungen. Die Stochastisierung des Systems (17) bereitet ziemliche Schwierigkeiten, da es mit stetigem Zeitparameter formuliert ist43. Selbst wenn dieses Problem zufriedenstellend gelöst werden könnte, bleibt noch die Frage nach dem geeigneten Schätzverfahren offen. In der ökonometrischen Literatur gibt es nur wenige Ansätze, die sich mit der Schätzproblematik bei stochastischen Differentialgleichungssystemen befassen. Die erzielten Resultate sind jedoch in keinem Fall sehr ermutigend: Entweder gelten die Schätzverfahren nur für Modelle ohne exogene « Vgl. hierzu Schmid (1977), S. 11 ff. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.19.4.540 | Generated on 2023-01-16 12:53:35 Die Dynamik der Inflationsund Beschäftigungsentwicklung 561 Regressoren, oder die Schätzungen sind verzerrt44. Allen Schätzungen liegt zudem ein erheblicher formaler Aufwand zugrunde und sie bereiten Schwierigkeiten bei ihrer numerischen Realisation. Aus diesen Gründen soll das Gleichungssystem (17) durch eine Fassung mit diskretem Zeitparameter approximiert werden. Dies geschieht durch die diskreten Approximationsgleichungen: jct-nt-1 vt-vt-i wn<t : = , wVtt:= , v :=vt und jt := jzt Xt-l Vt-i t= 1,2,3,... Die Einführung von Zufallseinflüssen kann jetzt additiv erfolgen, wobei die in der Ökonometrie üblichen Annahmen45 das statistische Modell für diese Einflüsse konstituieren. Das einer empirischen Analyse zugängliche Modell hat nun die Form: (18) 10„tt= 0n + 012 vt + £it (19) Wv,t = 021 + 022 ^t + £2t (20) Iii = o2iI, i = 1,2 ; t = 1,..., T: Relevanzzeitraum Zi'. (T x T)-Kovarianzmatrix der Störvariablen £{ Die a priori Restriktionen für dieses Modell lauten: 0n = - ao < 0 , 0i2 = <*i > 0 , 021 = !o > 0 und 022 = - ?i < 0 Da in beiden Gleichungen keine endogenen Variablen als Regressoren vorkommen46, kann das Modell auf der Datenbasis des oben angegebenen Rele44 Schmid (1977), S. 67 ff. zeigt dies anhand einer Monte-Carlo-Simulation für die von Bergstrom (1966) und Wymer (1972) entwickelten Verfahren, bei denen das simultane Differantialgleichungssystem durch ein gewöhnliches Gleichungssystem mit diskretem Zeitparameter approximiert wird. 45 Vgl. Assenmacher (1984), S. 32 ff. 46 Diese Aussage ist bei der Verwendung von Wachstumsraten als endogene Variable meistens problematisch. So ist z.B. der Regressor vt Bestandteil der endogenen Variablen wVt t und Jtt in enthalten. Dadurch sind in beiden Regressionsgleichungen die entsprechenden Regressoren von den Störvariablen €if i = 1,2 nicht mehr stochastisch unabhängig. Anders als bei theoretischen ökonometrischen Analysen hat die stochastische Fundierung bei praktischen ökonometrischen Untersuchungen mit den substanzwissenschafltichen Vorgaben kompatibel zu sein. Es wäre daher nicht richtig, die verzögerten Variablen in wv> t und w„t t als determiniert anzusehen. Die Störvariablen würden dann nur noch vt bzw. nt beeinflussen können. Dies ist aber ein OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.19.4.540 | Generated on 2023-01-16 12:53:35 562 Walter Assenmacher vanzzeitraums mit der Methode der kleinsten Quadrate (OLS) gleichungsweise geschätzt werden. Die beiden Schleifen in Abbildung 5 weisen auf einen Strukturbruch im 32. Quartal hin, der sich in einer Verschiebung des Zentrums der Integralkurvenschar niederschlägt. Aus diesem Grund werden für jede Gleichung zwei Schätzungen durchgeführt. Schätzung I erfolgt auf dem Stützzeitraum 1. Quartal 1971 bis 4. Quartal 1978; der Schätzung II liegt die Datenbasis 1. Quartal 1979 bis 4. Quartal 1983 zugrunde. Schätzung I liefert für die Gleichungen (18) und (19) die folgenden Ergebnisse. Dabei stellen die Zahlen in Klammern unter jedem geschätzten Koeffizienten seinen t-Wert dar. Das Symbol A über einer Variablen kennzeichnet ihre mit der Regressionsgleichung berechneten Werte; steht dieses Symbol über einem Parameter, bezeichnet es seine Schätzung. (21) Wn,t=~ 244,249 + 2,505 vt (- 3,1) (3,08) d= 1,538 R2 = 0,241 (22) tbVit = 0,459 — 0,107 nt (3,4) (- 4,345) d = 0,847 R2 = 0,386 d: Durbin-Watson-Statistik R2: Bestimmtheitsmaß (Determinationskoeffizient) Die mit der Schätzung II erzielten Regressionsgleichungen lauten: (23) w„,t = - 380,34 + 4,04 vt (- 3,13) (3,15) d= 1,458 R2 = 0,367 (24) wVit = 0,542 - 0,172 nt (1,97) (- 3,15) d = 0,691 R2 = 0,369 Widerspruch zu der den Gleichungen (18) und (19) zugrunde liegenden Theorie, wonach die Raten als Ganzes Plangrößen der Wirtschaftssubjekte sind. Unter diesem Gesichtspunkt erscheint die Annahme, daß cov (vt, eu) = cov (jtt, e2t) = 0 ist, zwar kühn, aber doch vertretbar. Vgl. hierzu auch den Hinweis von Sargent (1978), wonach ökonometrische und ökonomische Exogenität nicht immer übereinstimmen müssen. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.19.4.540 | Generated on 2023-01-16 12:53:35 Die Dynamik der Inflationsund Beschäftigungsentwicklung 563 In allen vier Regressionsgleichungen wurde das Vorzeichen der Regressionskoeffizienten in Übereinstimmung mit den a priori Restriktionen richtig geschätzt. Bei einem ungewöhnlich kleinen a-Fehler von nur 0,5 v.H. weichen alle Koeffizientenschätzungen bis auf den Achsenabschnitt der Gleichung (24) signifikant von null ab47. Der Achsenabschnitt der Gleichung (24) ist jedoch bereits bei einem a-Fehler von 5 v.H. wieder signifikant geschätzt. Diese Befunde bedeuten eine außergewöhnlich gute empirische Stützung der in den Regressionsgleichungen enthaltenen ökonomischen Theorie; das kommt auch in der Durbin-Watson-Statistik d der Regressionsgleichungen (21) und (23) zum Ausdruck. In beiden Fällen nimmt d Werte an, die für die Störvariablen keine Autokorrelation anzeigen. Dies ist ein Hinweis dafür, daß die wesentlichen Determinanten für die Wachstumsrate der Inflationsrate in diesen Regressionsgleichungen enthalten sind. Bei den beiden übrigen Gleichungen autokorrelieren die Störvariablen. Autokorrelation der Störvariablen kann dahingehend gedeutet werden, daß die Entwicklung der Beschäftigungsquote und ihre Abhängigkeit von anderen ökonomischen Größen zu einfach modelliert ist; bei dem angestrebten hohen Aggregationsgrad des Modells ist dies jedoch nicht verwunderlich. Im Gegensatz zu früheren empirischen Arbeiten hat der Determinationskoeffizient R2 viel von seiner ursprünglichen Faszination verloren. Dieses Maß kann in den meisten Fällen ohnehin nur deskriptiv gedeutet werden. Seine Aussagekraft ist tendenziell noch geringer, je flacher die Regressionsgerade verläuft. Vor diesem Hintergrund sind die hier berechneten niedrigen Werte für R2 noch zufriedenstellend. Die ökonometrische Analyse weist dem Gleichungssystem (11) und der in ihm enthaltenen Theorie für beide Stützzeiträume I und II eine große empirische Relevanz zu. Die Entwicklung der Inflationsrate und Arbeitslosenquote erfolgt in den Jahren 1971 bis Ende 1978 entlang einer Trajektorie um ein Zentrum, dessen Koordinaten sich aus den Koeffizienten der Gleichungen (21) und (22) ergeben. Mit diesen Werten sind dann auch die Höhe der natürlichen Inflationsrate ürf und der natürlichen Arbeitslosenquote ü f für den Stützzeitraum I gefunden. Die natürliche Inflationsrate beträgt: 47 Bei den meisten empirischen Arbeiten beträgt der a-Fehler entweder 5 v. H. oder 1 v. H. Der Signifikanztest wird um so aussagekräftiger, je kleiner man den a-Fehler wählt, weil damit die Wahrscheinlichkeit, eine richtige H0-Hypothese abzulehnen, sinkt. 0,459 = 4,29 v.H. 0,107 OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.19.4.540 | Generated on 2023-01-16 12:53:35