Reale Wechselkurse und realer zyklischer Output

Loef, Hans-Edi Article Reale Wechselkurse und realer zyklischer Output Kredit und Kapital Provided in Cooperation with: Duncker & Humblot, Berlin Suggested Citation: Loef, Hans-Edi (1987) : Reale Wechselkurse und realer zyklischer Output, Kredit und Kapital, ISSN 0023-4591, Duncker & Humblot, Berlin, Vol. 20, Iss. 1, pp. 22-47, https://doi.org/10.3790/ccm.20.1.22 This Version is available at: https://hdl.handle.net/10419/293073 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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Einleitung: Problemstellung und Untersuchungsablauf* Die bekannte Untersuchung von Lucas (1973) analysiert den OutputInflations-Zusammenhang für 18 Länder mit Jahresdaten von 1951 - 1967. Die empirischen Ergebnisse sind nur teilweise befriedigend1 (Lucas (1973, 331/332)). Eine Erweiterung der Datenbasis auf 49 Länder durch Alberro (1981) bestätigt die primären empirischen Resultate von Lucas. Obwohl die untersuchten Länder im wesentlichen alle die Eigenschaften sogenannter offener Volkswirtschaften besitzen, wird dieser Tatsache in den beiden erwähnten Untersuchungen in den internen Länder-Analysen explizit nicht Rechnung getragen. Parkin, Bentley und Fader (1981) haben den theoretischen Ansatz von Lucas modifiziert und einen Teilaspekt einer offenen Volkswirtschaft explizit berücksichtigt2. Der für Güterangebotsentscheidungen erwartete relevante Preisindex wird in ihrer Studie in eine inländische und eine ausländische Komponente aufgespalten, wobei letztere durch * Ich danke Frau D. Chatterton-Weber und den Herren J. Ehlgen, W. Leoni und A. Weber für wertvolle Anregungen und Mitarbeit. Der vorliegende Beitrag entstand im Rahmen eines von der Deutschen Forschungsgemeinschaft finanzierten Forschungsprojektes mit dem Titel „Geldpolitik, rationale Erwartungen und reale Wechselkurse". Für die gewährte Sachbeihilfe möchte ich mich an dieser Stelle herzlich bedanken. 1 Dies gilt für die Hypothese hinsichtlich des trade-offs innerhalb eines Landes. Für den Zusammenhang zwischen der Varianz des nominellen, aggregierten Outputs und dem Anstieg der realen, aggregierten Angebotsfunktion im Ländervergleich sind die Ergebnisse ungleich besser. Im vorliegenden Kontext der Untersuchung für die Bundesrepublik Deutschland steht der interne Output-Inflations-Zusammenhang im Vordergrund. 2 Neben Parkin, Bentley und Fader (1981) beschäftigen sich insbesondere auch Burton (1980), Cox (1980), Cozier (1986), Kimbrough (1983), Leiderman (1979, 1980) und Saidi (1980) mit der Erweiterung der Lwcas-Angebotsfunktion für offene Volkswirtschaften. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.20.1.22 | Generated on 2023-01-16 12:54:53 Reale Wechselkurse und realer zyklischer Output 23 den entsprechenden nominellen Wechselkurs in inländische Geldeinheiten transformiert wird. Trotz dieser einfachen Erweiterung ist das resultierende theoretische Modell nicht zuletzt aufgrund bestimmter Annahmen über stochastische Prozesse und Informationsmengen recht komplex, so daß eine ökonomisch einfache Interpretation des sogenannten trade-off Parameters, im Gegensatz zur Lucas Version, nicht mehr möglich ist. Die empirischen Ergebnisse von Parkin et al. (1981) für 21 Länder (von 1953 bis 1978) sind jedoch keineswegs besser als diejenigen von Lucas (1973). Auch die Erweiterung der empirischen Basis auf 79 Länder durch Ram (1984) erbringt für das von Parkin et al. entwickelte Modell keine Verbesserung. Während die Analyse von Ram für die länderinterne trade-off Beziehung für das ParkinBentley-Fader Modell ähnliche Ergebnisse wie der einfache Lucas-Ansatz liefert, erfahren die ländervergleichenden cross-section-Vorhersagen keine Bestätigung durch die empirischen Fakten. Hier ist das einfache Lucas Modell der theoretisch reicheren Analyse von Parkin, Bentley and Fader überlegen. In einem im Vergleich zu Lucas (1973) und Parkin, Bentley und Fader (1981) modifizierten Ansatz wird in Loef (1984) und im vorliegenden Beitrag ebenfalls ein theoretisches Gütermarktmodell für eine offene Volkswirtschaft analysiert. Auch hier sind die Güterangebotsentscheidungen im Phelpschen Inselparadigma von den Erwartungen über die Preise inländischer und ausländischer Güter abhängig. Ausgehend von individuellen z-Märkten und rationalen Erwartungen wird über lineare KleinstquadrateProjektionen (Sargent (1979), chap X) eine aggregierte Güterangebotsfunktion abgeleitet. Wichtig ist hierbei und im Gegensatz zu Parkin, Bentley und Fader (1981) die Annahme, daß der nominelle Wechselkurs der Periode t nicht zur Informationsmenge gehört3. Es zeigt sich, daß der trade-off Parameter zwar nicht in einfachster, doch in eindeutig ökonomisch interpretierbarer Weise von bestimmten Varianzen und Kovarianzen der unterstellten stochastischen Prozesse abhängt. Insbesondere ergibt sich, daß der PhillipsKurven-trade-off-Parameter um so niedriger ist, je größer die Varianz nomineller relativ zur Varianz realer Wechselkurse ist. Die Annahme, daß nominelle Wechselkurse nicht exakt durch absolute und/oder relative Kaufkraftparität bestimmt sind, führt zu einem wichtigen Einflußfaktor für die Entwicklung der Mengen und Preise auf dem Gütermarkt und der Höhe der Beschäftigung auf dem Arbeitsmarkt. Die Kausalkette prognostiziert für eine reale Wechselkursabwertung einen Output3 In der Untersuchung von Cozier (1986) wird der nominelle Wechselkurs ebenfalls nicht im verfügbaren Informationsset verwendet. Die Begründung bei Cozier ist jedoch anders als die hier weiter unten angeführte. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.20.1.22 | Generated on 2023-01-16 12:54:53 24 Hans-Edi Loef und Beschäftigungsrückgang4. Dies steht im testbaren Widerspruch zur nachfrageorientierten, keynesianischen Behauptung einer positiven Wirkung auf Output und Beschäftigung durch eine Abwertung der inländischen Währung (in realen Größen). Der vorliegende Beitrag analysiert im theoretischen Teil eine Güterangebotsfunktion vom Lucas-Typ für eine offene Volkswirtschaft. Über eine einfache Güternachfragefunktion und elementare Geldmarktbedingungen für eine offene Volkswirtschaft mit Interventionssystem5 ergibt sich eine testbare reduzierte Form für das reale Sozialprodukt. Im empirischen Analyseteil werden die postulierten Hypothesen für die Bundesrepublik Deutschland für den Zeitraum 1960 bis 1982 mit Viertel]ahreswerten überprüft. Zur Bildung der in dieser Studie besonders wichtigen Größe eines erwarteten realen Wechselkurses werden der DM/US $ Kurs bzw. ein effektiver Wechselkurs und inund ausländische Preisindizes für Konsumgüter bzw. das Sozialprodukt verwendet. II. Theoretische Fundierung einer empirischen Teststruktur Für jeden Teilmarkt z in der Periode t wird der angebotene reale Output ys t (z) in eine potentielle Größe yz n> t und eine zyklische Komponente ys Cf t (z) aufgespalten (Gleichung (1)), wobei alle Variablen in Logarithmen spezifiziert sind. Während im wesentlichen ein linearer Trend die potentielle Outputgröße approximiert, wird die konjunkturelle Komponente näher bestimmt. (i) yl(z) = yl.t + yi,t(z) Wie in Lucas (1973) hängt die zyklische Outputkomponente vom eigenen Marktpreis pt (z) relativ zum erwarteten, relevanten Preisindex des Warenkorbes E (pIt t) ab, der für die Überlegungen der typischen Güteranbieter 4 Interpretiert man reale Wechselkurse als terms-of-trade, so steht die abgeleitete Wirkungsrichtung im Einklang mit der klassischen (realen) Außenwirtschaftstheorie. Ein ähnlicher Zusammenhang zwischen Wechselkursen und Output ist in Blinder (1981) und Calmfors (1983) mit unterschiedlichen Begründungen zu finden. 5 ^eder in Lucas (1973) noch in Parkin et al. (1981) enthält die Güternachfrageseite, die als unerwartete Wachstumsrate des nominellen Sozialproduktes aus der Quantitätsgleichung Eingang in die reduzierte Form des Modells findet, Elemente einer offenen Volkswirtschaft. Neben den Einwänden in Lucas (1976b) und Barro (1981, 68 - 70) sind für eine offene Volkswirtschaft zusätzliche Einflußfaktoren von der Güternachfrage und dem Geldangebotsprozeß her zu berücksichtigen. In der vorliegenden Analyse geschieht dies in einfacher, aber dennoch charakteristischer Art und Weise. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.20.1.22 | Generated on 2023-01-16 12:54:53 Reale Wechselkurse und realer zyklischer Output 25 repräsentativ ist. Zusätzlich wird der um eine Periode verzögerte Wert der zyklischen Outputgröße berücksichtigt (Gleichung (2)). (2) ysc>t(z) = y{pt(z)-E[pI>t\Qt-Upt(z)]} -^Xylt^iz) mit y, A > 0 Der relevante Preisindex pI} t besteht in einer offenen Volkswirtschaft aus einem inländischen Preis pt und einem ausländischen Preis Letzterer wird mit Hilfe des nominellen Wechselkurses et in einheimische Währungseinheiten transformiert. (3) pi>t = iipt + — ¡i) (p*t + et) mit 0 < < 1 Für den erwarteten Preisindex E (pI>t) wird angenommen, daß in der relevanten Informationsmenge alle Werte der vergangenen Periode bis einschließlich t - 1 {Qti) und zusätzlich der eigene individuelle Marktpreis der laufenden Periode pt(z) enthalten sind. Im besonderen wird der nominelle Wechselkurs et als nicht zur bekannten Informationsmenge gehörend angesehen6. Wendet man das rekursive Projektions verfahren (siehe Sargent (1979), chap X und chap XIII) unter Beachtung zufälliger Erwartungsfehler und konstanter Varianzen der stochastischen Größen pt, p?, et und zt an, so ergibt sich nach Aggregation über alle z-Märkte der zyklische Output für eine offene Volkswirtschaft in Gleichung (4) 6 Diese Annahme mag im Hinblick auf die Theorie effizienter Kapitalmärkte mit täglichen und stündlichen Informationsänderungen über bilaterale Wechselkurse nicht gerechtfertigt erscheinen. Zu ihrer Begründung ist neben den Argumenten in Loef (1984, 11) jedoch zu beachten, daß die vorliegende Analyse für Gütermärkte mit Quartalsdaten gilt. Darüber hinaus ist für den Erwartungswert von pIt nicht allein die Kenntnis von et entscheidend, sondern in gleichem Maße die vom ausländischen Preisniveau p *t. Letzteres ist aber ebensowenig bekannt wie das allgemeine inländische Preisniveau pt. Bei vorliegender Kenntnis von et und p*t in Zeitpunkt t und exakter Gültigkeit der Kaufkraftparitätentheorie wäre pt ebenfalls in t bekannt und es gäbe keine Erwartungsfehler mehr in Gleichung (2). In diesem Fall würde die in diesem Modellrahmen zugrundeliegende Lucas-Hypothese völlig negiert. Schließlich ist zu beachten, daß (genau wie in der Analyse von Parkin et al. (1981)) im Mittelpunkt des empirischen Analyseteils im wesentlichen der effektive Wechselkurs steht, zu dessen Ermittlung Gewichte aus den Anteilen der realen Sozialprodukte ausgewählter Länder an der Gesamtsumme der realen Sozialprodukte gebildet werden. Diese Gewichte sind sicherlich nicht in t bekannt und somit gehört zumindest der effektive Wechselkurs in t selbst in kapitalmarkttheoretischer Hinsicht nicht zur Informationsmenge in t. Vgl. auch Fußnote 3. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.20.1.22 | Generated on 2023-01-16 12:54:53 26 Hans-Edi Loef (4) ysc,t = yv {p*[p*I £t-i]} + y(i +Aj/;ft_i mit cot = pt - p* - £t und dem Anstiegsparameter ip in (5) (5) ip = 1 - (1 - 0i) - (1 - |U) (1 - 02) = j" 0i + (1 - ¿0 Ö2 mit r2 0 < 0i = ——— < 1 und Op + T2 r2 +y [(a2 - aj.) + (a2 - a2) + 2 cov (p?, et) j 02 1 ; r%0 a2 + T2 ^ wobei a2 die Varianzen der Variablen x = ptf , cot und etl cov (p*, £t) die Kovarianz zwischen p? und et und r2 die Varianz von zt bedeuten. Für eine geschlossene Volkswirtschaft (¡i1) ergibt sich in (4) der Sonderfall der Lucas-Angebotsfunktion mit der bekannten Varianzenkonstellar2 tion ip | ß = i = —^ in (5). Im allgemeinen wird jedoch der Anstiegs- (7p "I" T parameter y in (4) für eine offene Volkswirtschaft von zusätzlichen Einflußgrößen bestimmt, die eine im Vergleich zur einfachen Lucas-Version unterschiedliche Größenordnung bedingen können. Nur im Sonderfall gleicher Varianzen für inund ausländische Preise einerseits und nomineller und realer Wechselkurse andererseits (und bei Vernachlässigung der Kovarianzen) ergibt sich wiederum als Spezialfall der Anstiegsparameter o\ + T2 Es zeigt sich ceteris paribus insbesondere, daß eine höhere Variabilität der realen Wechselkurse relativ zur Variabilität der nominellen Wechselkurse die Güterangebotsfunktion für eine offene Volkswirtschaft (im p-y Diagramm) flacher verlaufen läßt (ip > 0i) als im Lucas-Fall einer geschlossenen Volkswirtschaft. Besonders hohe Varianzen nomineller Wechselkurse (bei gegebenen Varianzen der übrigen Größen) reduzieren somit den Einfluß unerwarteter Preise in (4) bzw. von Innovationen geldpolitischer Maßnahmen bei Berücksichtigung von Güternachfrage und Geldmarktbedingungen (siehe weiter unten) auf den realen Output. Dies steht im Einklang mit der OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.20.1.22 | Generated on 2023-01-16 12:54:53 Reale Wechselkurse und realer zyklischer Output 27 allgemeinen Lucas-Aussage, daß höhere Variabilität nomineller Nachfrageschocks relativ zu realen den Phillips-Kurven trade-off verringern. Selbst wenn exakte Kaufkraftparität erwartet wird (E [cüt] = 0 in (4)), kann sich somit ein nicht unbedeutender Unterschied zur einfachen LucasAngebots-Funktion für eine geschlossene Volkswirtschaft ergeben. Im vorliegenden Modellrahmen wird jedoch zusätzlich angenommen, daß die exakte Gültigkeit der Kaufkraftparität nicht notwendigerweise gilt und erwartet wird. Damit ergibt sich für eine offene Volkswirtschaft eine weitere Verallgemeinerung der Güterangebotsfunktion und ein wichtiger Einflußfaktor zur Erklärung der zyklischen Outputkomponente. Für den potentiellen Output wird in Anlehnung an Lucas (1973), Parkin, Bentley und Fader (1981), sowie Cozier (1986) ein exogener Zeittrend unterstellt (Gleichung (6)). (6) yn,t = <?o + <?i t; <?o, <Zi — 0 Faßt man entsprechend Gleichung (1) für die gesamte Volkswirtschaft (Aggregation über z) die Gleichungen (4) und (6) zusammen, so ergibt sich der gesamtwirtschaftliche, angebotene Output für eine offene Volkswirtschaft. Für die Güternachfrage in einer offenen Volkswirtschaft wird die einfache Beziehung (7) postuliert. (7) yd t = yt + a(mt-pt)- cE[cot]] <z, c > 0 Neben einer permanenten Einkommensgröße yt (später durch die potentielle Outputgröße ynt approximiert) und einem positiven Realkasseneffekt, hängt die Güternachfrage negativ vom erwarteten realen Wechselkurs E [o)t] = E [o)t I &t-i] mit tot = ptp* - et ab. Für die angebotene Geldmenge mt wird angenommen, daß das inländische Geldangebot von einer inländischen Komponente und einer ausländischen Komponente abhängt. Diese Vorgehensweise entspricht im wesentlichen den monetären Ansätzen zur Zahlungsbilanztheorie (z.B. Johnson (1972)). Für die inländische Komponente fht wird unterstellt, daß sie durch die Zentralbank exakt kontrolliert werden kann und einer bestimmten Politikregel folgt, die durch permanente Elemente gekennzeichnet ist. Die ausländische Komponente h wird im Prinzip durch ausländische Preise und den durch Interventionen der Zentralbank politisch fixierten nominellen Wechselkurs et beeinflußt. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.20.1.22 | Generated on 2023-01-16 12:54:53 28 Hans-Edi Loef (8) 77it = gfht + {1 - q) h (£t + P*t)\ h'>0, 0 < £>< 1 Der Parameter g spiegelt die Entscheidung der monetären Instanz wider, die Wechselkurse freizugeben (p = 1) und einer Geldmengenpolitik zu folgen oder auf dem Devisenmarkt zu intervenieren (g = 0). Im letzteren Fall (fixe Wechselkurse) wird zwar ein gewünschtes Wechselkursniveau et erreicht, die Geldmenge mt aber wird endogen durch die ausländische Komponente h bestimmt7. Verbindet man die Gleichungen (7) und (8) und löst nach pt auf, so erhält man von der Güternachfrageseite her die Preisbestimmungsgleichung (9). (9) pt = pmt + (l-p) h (et + P*t)-—E[ü)t]- — (yd t-yt) a a Die Angebotsgleichungen (4) und (6) und die Nachfragegleichung (9) beschreiben den Gütermarkt in einer offenen Volkswirtschaft. Bildet man den mathematischen Erwartungswert entsprechend der Hypothese rationaler Erwartungen über die als stochastische Gleichung interpretierbare Preisgleichung (9), verbindet die Gleichungen (4), (6) und (9) mit (11), wobei man yd t = ys t, E [yt - ynit] = y(l - Ii) E [<wt] + kyCit-i und yt = yn>t beachtet und für h monotone Transformationen zuläßt, so erhält man die reduzierte Form für den Outputmarkt in Gleichung (10). 7 Die Auswirkungen auf den Gütermarkt einer offenen Volkswirtschaft bei variablem q und Unsicherheit über die Wahl von g durch die Zentralbank seitens der privaten Wirtschaftssubjekte ist ausführlicher Gegenstand der Analyse in Loef (1985). Veränderungen des politisch beeinflußten nominellen Wechselkurses et führen zu Reaktionen auf den Devisenmärkten und über entsprechende Einflüsse auf (hier nicht modellierte) Elemente der Zahlungsbilanz zu einer Variation der Geldbasis. Ohne Verlust an Erklärungsgehalt wird im vorliegenden Kontext angenommen, daß die initiierten Veränderungen der endogenen Geldbasisbestandteile die Geldmenge in der Funktion h in Gleichung (8) beeinflussen. Eine explizite Berücksichtigung der Wirkungskette über Veränderungen von Geldbasis und Veränderungen der Geldmenge ist für die Modellversion, die Wachstumsraten für die unerwarteten Komponenten in der reduzierten Form (10) (siehe weiter unten) enthält, unmittelbar möglich. In diesem Fall ist der Realkasseneffekt in Gleichung (7) in erster Differenzenform (d.h. hier: Wachstumsraten) zu formulieren und Veränderungen des Geldmengenmultiplikators sind als null anzunehmen. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.20.1.22 | Generated on 2023-01-16 12:54:53 Reale Wechselkurse und realer zyklischer Output 29 (10) yc>t = yt - yn,t = öi (fht ~ E [fht]) + a2 (h(£t + p*t) - E[h(et + p*t)]) + a3 E[ü)t} + hyCtt-i + vt mit ayijj ax = Q > 0 a + y xp ayxp a2 = (1 - g) > 0 a + y ij) a3 = y (1 - > 0 und V wie in (5) definiert. Die stochastische Größe faßt alle Angebotsund Nachfrageschocks zusammen, die zuvor in der Angebotsund Nachfragegleichung zur Vereinfachung unerwähnt blieben. Bezüglich vt gelten die üblichen Normalverteilungsannahmen. Im nachfolgenden zweistufigen Testverfahren wird zunächst der potentielle Output yn>t bestimmt und zur Ermittlung des zyklischen Outputs yc>t vom tatsächlichen Output yt abgezogen. Zur Vereinfachung wird h {ßt + P *) = £t + P * gesetzt. III. Erwartungsbildungsprozesse und empirischer Untersuchungsrahmen 1. Zur Bildung von permanenten und erwarteten Größen Vor dem eigentlichen empirischen Test sind zwei Probleme zu lösen. Die reduzierte Form (10) enthält Variable, die nicht unmittelbar beobachtbar und erfaßbar sind. Zunächst ist zu beachten, daß fht nicht die tatsächliche Geldmenge zum Zeitpunkt t bedeutet, sondern jener Teil der tatsächlichen Geldmenge m% ist, der zur inländischen Geldbasiskomponente korrespondiert. Nimmt man an, daß die Deutsche Bundesbank ihrer primären Währungsaufgabe, der internen Sicherung des Geldwertes, entsprechend dem Bundesbankgesetz nachkommt, so kann fht als langfristige oder permanente Geldmengenkomponente interpretiert werden, die die Intentionen und Maßnahmen der Zentralbank zur Währungsstabilität repräsentiert. Für die empirische Implementation bedeutet dies, daß fht zwar in m? enthalten ist (wobei m? die tatsächlich empirisch beobachtete Geldmenge in der übliOPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.20.1.22 | Generated on 2023-01-16 12:54:53 36 Hans-Edi Loef len Wechselkurs einen hohen, statistisch signifikanten Einfluß mit korrektem Vorzeichen. Die unerwartete ausländische Komponente der inländischen Geldmenge (approximiert durch das unerwartete ausländische Preisniveau in inländischen Geldeinheiten, siehe Text der vorausgegangenen Abschnitte) hat zwar das richtige positive Vorzeichen, ist jedoch statistisch nicht signifikant (bei 90% Signifikanzniveau). Die ß-Koeffizienten zeigen (wie in fast allen Regressionen der Tabellen 1 bis 4) einen höheren Erklärungsbeitrag des erwarteten realen Wechselkurses im Vergleich zur unerwarteten Geldmengenkomponente. Die Gesamtstatistiken sind zufriedenstellend und bedingen keine weiteren Untersuchungen mit komplizierten Testverfahren. Unterstellt man, daß der Zeitraum II. 1961 bis I. 1973 durch rein fixe und der nachfolgende Zeitraum II. 1973 bis IV. 1981 durch rein flexible Wechselkurse gekennzeichnet war, so ist Regression (1) dahingehend misspezifiziert, daß im ersten Zeitabschnitt g = 0 und damit = 0 und im zweiten g = 1 und damit a2 = 0 (siehe Gleichung (8) weiter oben) a priori gelten muß. Es ist jedoch darauf hinzuweisen, daß empirisch gesehen, völlig reine Systeme nie vorlagen. In Zeiten allgemein fixer Wechselkurse ließen mehr oder weniger enge Bandbreiten durchaus marktmäßig frei gestaltete Wechselkurse zu. Dies und die Möglichkeit der Zentralbank durch offsettingMaßnahmen die monetären, ausländischen Einflüsse auf die inländische Geldmenge zu kompensieren, lassen eher die Interpretation eines allgemeinen Interventionssystems zu, in dem beide Geldmengenkomponenten einen gewissen Einfluß besitzen und damit g in Gleichung (8) zwischen 0 und 1 liegt und a priori cti =1= 0 und a2 4= 0 nicht auszuschließen ist. Dasselbe gilt in verstärktem Maße für die Periode sogenannter flexibler Wechselkurse ab II. 1973. Auch hier ist realistischerweise eher von einem Interventionssystem zu sprechen mit 0 < g < 1 und damit ai und a2 ungleich Null. Regression (2) gilt für die strenge Annahme exakter (reiner) Wechselkurssysteme im oben angegebenen Sinne. Für die Berücksichtigung alternativer Wechselkurssysteme werden Wechselkurssystem-Dummies in der Weise gebildet, daß für II. 1961 bis I. 1973 ai = 0 und für II. 1973 bis IV. 1981 a2 = 0 restringiert wird. Die Ergebnisse sind insgesamt etwas schlechter als in der vorangegangenen Regression (1). Trotzdem sind die Koeffizienten ai und a3 für die unerwartete inländische Geldmengenkomponente und den erwarteten realen Wechselkurs weiterhin hoch signifikant (99% Signifikanzniveau). Zusätzlich ist nun der Parameter a2 für die unerwartete ausländische Preiskomponente wenigstens auf dem 90% Signifikanzniveau mit richtigem Vorzeichen gesichert. Die Gesamtstatistiken sind im Vergleich zur Regression (1) schlechter. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.20.1.22 | Generated on 2023-01-16 12:54:53 Reale Wechselkurse und realer zyklischer Output 37 Kl Oh + £ Kl I o« + Ito II I £ II Q 1,76 1,11 1,66 1,61 2,02 - 0,10 o o T-T 1-T 1,66 1,60 CM 00 O, CD cm" ©" 1 c^lV w a; ^ w 0,947 371,3 0,016 0,934 296,0 0,018 0,958 270,8 0,014 0,944 350,9 0,017 0,934 294,1 0,018 0,958 268,9 0,014 lO CO CO 1> CT> Oi ^ '"t o" csf o" t— ,—s CO CD O C- ^ T~i o~ co" ©" co CO ^ CO O lf^ CD o" o" o" 1 ~ 00 ^ CO 1-H 1-H CM CD CO ©^ ©" cT ©" 1 " h m i-H^ CO CD o" r-T 0~ 1 " CM OO O 00 CO 1-H 1-H ©^ cT t-T cT 1 " 0,771 (31,94) 0,868 0,787 (29,33) 0,883 0,717 (29,3) 0,805 0,784 (31,99) 0,878 0,791 (29,51) 0,886 0,717 (29,06) 0,804 ö itCQ0,036 (7,93) 0,284 i-l v o csi oo cCD io o ¿o CSI ^ ^ CO CO cm co^ ©" 00 o~ O ^ 00 CO CI> CD IO CM^ o" t-" o~ c- ^-Nl-t H 05 (D CD_ I> i-H^ o ¿o CD TJH CO OS CO CO CO^ o" oo" o" Ö it55*- i-H ^O Tf 00 CO o~ csf o" O 1-1 CO o CD i-H CD o" o o" 1 w CD ,—s OO Oi-HO q i-H ® o" cT cT rH ^-vOO (N H ^ CD C» CD ©" t-T cd~ c— ^ 00 h m o CD CM ©^ ©" cT ©~ CO ^ ^ O CO o cd o^ ©^ o" cT o" 1 w « £qqvOO O CO IN CO ^ CM^ o" co o" 0,298 (4,64) 0,138 O- •—s CO O 1-1 CM CO^ 1-H CM^ cd" irT o" 0,299 (6,16) 0,220 00 00 Ol CO CO CM^ CO^ ,-H CD" TjT O" O ^TH O CO CM CO O^ CM^ o" m" o" WKSystem Dummy Nein Ja PLR Nein Ja PLR PreisIndex CPI CPI CPI PL, Ü Ph 0 PU 0 Nr. 00 s (10) (11) (12) OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.20.1.22 | Generated on 2023-01-16 12:54:53 38 Hans-Edi Loef Eine andere Möglichkeit, den Übergang vom Bretton-Woods-Wechselkurssystem zum System des managed float ab II. 1973 als Strukturbruch im vorliegenden Regressionsansatz zu erfassen, bietet die piecewise-linear regression (PLR) (Pindyck und Rubinfeld (1981), 126 - 127). Bei diesem Verfahren unterstellt man nicht a priori, daß die Parameter in Teilperioden Null und in anderen von Null verschieden sind, sondern den allgemeinen Fall, daß die numerische Größenordnung durch den Strukturbruch geändert wird. Der Zusammenhang zwischen Exogenen und der Endogenen in Gleichung (10) wird somit als kontinuierlich betrachtet. Zusätzlich läßt sich hier auch die Möglichkeit eines Strukturbruches für den Einfluß des erwarteten realen Wechselkurses testen. Das Ergebnis der PLR mit Dt = 0 von II. 1961 bis I. 1973 und Dt= 1 danach, sowie der Strukturbruch Exogenen zum Zeitpunkt I. 1973, ist Regression (3). Im Vergleich zur Regression (1) ist das Gesamtergebnis leicht und im Vergleich zur Regression (2) deutlich besser. Die Strukturbruchkoeffizienten yi für die inländische und y2 für die ausländische Geldmengenkomponente sind statistisch nicht signifikant, so daß die Vermutung erhärtet wird, daß der Übergang zu flexiblen Wechselkursen hinsichtlich der unerwarteten Geldmengenkomponenten keine wesentliche Änderung bewirkt, wie es die Annahme völlig reiner Systeme in Regression (2) unterstellt. Hieraus ist der Schluß zu ziehen, daß sowohl bei fixen wie flexiblen Wechselkursen die unerwartete langfristige Geldmengenkomponente einen signifikant positiven Erklärungsbeitrag liefert, während der Einfluß der unerwarteten ausländischen Komponente statistisch nicht signifikant ist. Interessanterweise weist jedoch der Einfluß des erwarteten realen Wechselkurses einen Strukturbruch auf. Der (Punkt-)Koeffizient erhöht sich von 0,072 im Zeitraum 1961 bis 1973 auf 0,112 im Zeitraum danach. Der t-Wert von y3 erkennt dem Strukturbruch eine Signifikanz von mehr als 95% zu. Der Einfluß der erwarteten realen Wechselkurse (bzw. der terms of trade) hat somit nach 1973 verstärkt an Bedeutung gewonnen. Dasselbe qualitative Bild ergibt sich, wenn anstelle des Konsumentenpreisniveaus der implizite Preisindex für das Sozialprodukt Verwendung findet (Regression (4) bis (6)). Auf eine detaillierte Interpretation der Ergebnisse kann hier verzichtet werden. Tabelle 2 präsentiert die Ergebnisse für dieselben, gerade besprochenen Alternativen bei Verwendung eines effektiven Wechselkurses und eines effektiven (multilateralen) ausländischen Preisniveaus. Qualitativ ergibt sich dasselbe Bild wie bei Verwendung des bilateralen DM/US $ Wechselkurses. Die <*i und a3 Koeffizienten für die unerwartete inländische (permanente) Geldmengenkomponente und den erwarteten realen Wechselkurs sind weiterhin in allen Fällen hoch signifikant (99% Signifikanzniveau). OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.20.1.22 | Generated on 2023-01-16 12:54:53 Reale Wechselkurse und realer zyklischer Output 39 Ohne Berücksichtigung der Wechselkurssystem-Dummies ist darüber hinaus auch der a2 Koeffizient für die unerwartete ausländische Komponente auf dem 95 % Niveau signifikant. Bei expliziter Berücksichtigung von reinen Systemen wird a2 insignifikant, und die übrigen t-Werte werden leicht schlechter. Ebenso sinken die Gesamtstatistiken in ihrer Güte. Die Durbin-h Statistik erreicht recht hohe Werte, liegt aber in allen Fällen unter der theoretischen Signifikanzgrenze, ab der eine positive Autokorrelation anzunehmen ist. Auch hier bedeutet die PLR eine bemerkenswerte Verbesserung der Regresssionsergebnisse (Regressionen (9) und (12)). Das zuvor bei Tabelle 1 gewonnene Gesamtbild wird somit nicht nur bestätigt, sondern auch deutlicher und verstärkt. Trägt man den Einwänden im Abschnitt III.l oben Rechnung und verwendet (unter Beibehaltung der übrigen angesprochenen Alternativen) Wachstumsraten anstelle von Niveauwerten für die unerwarteten Erklärungskomponenten, so lassen sich die Ergebnisse der Regressionen (13) bis (24) in den Tabellen 3 und 4 feststellen. Tabelle 3 gilt wiederum für die bilateralen und Tabelle 4 für die effektiven Wechselkurse und ausländischen Preiskomponenten. Bei der einfachen OLS-Schätzung einiger der postulierten Testgleichungen in den Tabellen 3 und 4 ergaben sich zunächst recht niedrige DurbinWatson Werte und relativ hohe Durbin-h Werte (zum Teil weit über 2). Die Hypothese des Vorhandenseins positiver Autokorrelation konnte nicht verworfen werden, so daß bei Beibehaltung der gewählten Modellhypothesen geeignete statistische Bereinigungsverfahren anzuwenden waren. Da in den Testgleichungen auch die verzögerte Endogene berücksichtigt wird, eignen sich die bekannten und üblichen Bereinigungsverfahren von CochraneOrcutt oder Hildreth-Lu hier nicht. Statt dessen ist ein etwas komplizierteres Verfahren angebracht, daß in der Literatur als zweistufiger HatanakaSchätzer (bzw. residual adjusted Aitken estimator) bekannt ist (Pindyck and Rubinfeld (1981), 193 - 194, Johnston (1972), 316 - 320, Harvey (1981), 265 - 270 und Hatanaka (1974)). Im ersten Schritt sind A und die a Koeffizienten in Gleichung (10) mit der Methode der Instrumentenvariablen zu schätzen, indem aus dem Ansatz 3 (21) yc>t = a0+ E ajxj>t-1 + r\t i = i mit Xj = Exogene der Gleichung (10) (xx und x2 in Wachstumsraten) der Schätzwert yc,ti gewonnen wird. Konsistente Schätzer für A und die Koeffizienten ergeben sich dann in der Regression OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.20.1.22 | Generated on 2023-01-16 12:54:53 40 Hans-Edi Loef s II j! M O li * .s - fi si * Xì M CQ a> ed t > CQ FLJ t» K S •B g § ^ fl g * 3 S <" § 3 fi « fi 2 o »fi ö »2 w ^ fi fi tt fi rj O Q s + + « 00 73 « 03 tH « « fi • fi ^H ti OÄ o n 5 ^ CQ -S 2 u cj .2 « n Q ca 3 al co fc Q) 0) W fi •O fi fi w S Q IH I + V II iÄ e a H Ö 3 a t: cu rO a EH Q T3 H £ Q 2,02 2,03 2,18 2,02 2,12 2,18 -0,95 * w 0,364 10,1 0,017 00 c- ,-H i-H CD^ ©" co ©" CD CO Oì i-H CO IO O^ o~ t-" o" co e— 1-H 1-H « co <o o~ c» o" 0,399 11,5 0,018 0,928 128,9 0,015 0,792 0,877 0,815 0,800 0,739 0,143 co ^sin m H (M © i—1 rH ©" i-T cT IO ^-S 00 o ^ co CD CO ©^ ©" © ©" 00 ^ o O 1-1 CSI O^ CSJ^ o^ cT O cT O x-vCO C00 CD O^ N 1-H o" i-T o" © © CM £> Tf ©" esf ©" 1 " CD CSI ©^ W ©^ ©" ©" ©" 1 " «O c^ CO 1—1 1-H co csi^ o" csT o" i> ^ OÌ 00 (N CSI ©^ ©^ CM ©" co" ©" O ^00 O CSI I> CS^ lO^ CSI^ H H o" 1 CSI CO* ^ 00 Oì OD ©^ ©" ©^ ©" OS /^H 00 DCSI rH O 1-T esf i-T o" 1 " i-H rH r> OS co i-H ai ©^ 1-T ©" ©" 1 " rf ^ ^ 00 CD 00 CM O^ CM cT o~ 1-H /-vCM 00 CSI 00 <o l> ©^ ©" ^ o" o CD CD CSl^ i-H CSI^ o" o~ l> c^ CSJ^ 00^ CM IO ^lO © co © ©^ ©^ CD ©" ©" ©" 1 " 0,874 (13,95) 0,871 Q CSI ^ (M IO 00 00 T-H ©^ ^ ©"¿©" CD ^ CS] Oi CSI CD »-H CSJ^ 00^ cT co o" co ^o IO IO o 1-H CD Tt^ cT ^ o" CO co 05 CSI TÌH ©^ CM n o" o~ CO 00 © 00 co 1-H O^ ^ ©" ¿© C- ^ OS oo csi csi ©^ ©^ csi^ ©" co, ©" Ö Oi ^-S cH N if) ©" o~ cT OS ^ Ct> O IO O^ « rH i-T i-T cT tX-sO IO co co 00^ csi^ csi^ cT r£ cT Oi .-sOO CS] O 00 ^ o^ ©^ o" cT CSI /-v00 co © © ©^ CM 1-H i-T i-T 1 CO ^-vCO CSI 1-H tM 1-H i-T i-T cT 1 " CSI x-vOO OMO ©^ o co 00 00 o -0,217 (0,11) 0,012 1-H ^-vO CO OS 1-H 00^ CD^ rt^ co" co" o" O) vco CO 00 CSI i-H ©^ eo co" co" ©" © ^ ^ 00 © CSI N « T-H esf 1-T ©" 1 ~ 00 /—s CI CO CO i-H co cg cg co" ¿©" WKSystem Dummy Nein Ja PLR Nein Ja PLR PreisIndex CPI CPI CPI PL. Ü (IH Ü pL. Ü Nr. (13) (14) (15) (16) (17) (18) K 8 i W o •fi 9 - £ -Q OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.20.1.22 | Generated on 2023-01-16 12:54:53 Reale Wechselkurse und realer zyklischer Output 41 1 i Ji £ et * .5 •3 3 U CS 2 'S 4) CO t: > CO « nö « « fi .. 3 e o „ ft ' S J ¿'S a £ ¡1 TS £ C5 S3 w v o> io + i + + 2 00 M 0» co ^H Eä fi • ft . s ö O no bri fi 5 CQ J3 2 N Q 13 3 «t - 6 cu « <u fi -O fi S? 0) T3 ^ Q I + Öl £ fi B w XI o cö £ fi T3 fi 3 ß t: fi <ü CO H fi 'S T3 fi 3 R Q 1,57 1,82 1,77 1,06 1,98 2,03 roo I> o 1-H i-T effe, H CM 00 00 1-H CM^ co^ o^ o" r-" o" O 00 00 T-H o IO o" cm" o" 0,946 209,5 0,016 O) c*- CO CO^ ©^ o" oT O" CO 00 00 1-H c^ in o o" cm" o" 0,946 209,8 0,016 0,805 0,870 0,799 0,868 O ^ CSI 00 CO CM ©^ in CM ®" i-T o" O ^H CM O CM CD « CM^ o" o" o" ^ OJ H H H Tf o" co" o" OS ^sCO o in Oi O^ 00^ CD o" o" o" o OMO »-H l> CM^ o" ¿©" C- ^-sO ai i-i m O rH CM^ o" m" o" CM ^00 ^ O i-4 »-H CM^ O^ o" o" o" m oT co CM 00 T*< in rH o^ o" rH o" 1 " t- /-NH CM 00 O <3 O^ O^ o" o" o" CO ^-sO O rH 1-1 CM^ CM O^ o" o" o" 1 " 00 ^ CO CO CO 00 00 ^ CM o" rH o" o ^ CM CO «tf CO_ ^ 1—^ o" o" o" 1 " 0,770 (26,56) 0,864 0,156 (1,12) 0,156 0,138 (1,16) 0,139 0,763 (26,78) 0,855 CM ^ 00 co m CT> © LO CM^ ©" cm" ©" CO ,—vCO i-H © 00 rH ^ CO o" CM^ o" co /—X m CM Oi 00 CD CO o" co" o" CO ^00 m o o o^ O^ CO o" co" o" m ^-vO co in co CD CM^ CM o" ¿o" i"H ^ ^ cm rH a> ® ^ ö Oi ^ CO H H ©" ©" o" oo o in CM^ lO O^ o" o" o" 1 ~ lO r-vH 00 00 00 ^ ^ o" o^ o" t^ ^ 00 in cm O^ 00^ o^ o" o" o" 1 " CO ^^ i-I CO CM O^ CM^ o" ¿o" CM ^CO CM CM O O^ CM^ O^ o" o" o" 1 " CM ^ C- ^ H 00 in co cm^ cm" o" m ,-vCO OS ^ 00 in cd r-T o" o" 1 " m ^ o OS 00 O in Tt^ r-T cm" o" m ^-sco CO O ^ ® ^ co" co" o" CM CM Ol 00 CO in CM;©^ o" o" o" 1 " 1,704 (2,76) 0,108 WKSystem Dummy Nein Ja PLR Nein Ja PLR PreisIndex CPI CPI CPI PL, Ü o. Ü Ü Nr. (19) (20) (21) (22) (23) (24) OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.20.1.22 | Generated on 2023-01-16 12:54:53 42 Hans-Edi Loef 3 (22) yc,t = 2 et] Xh t + A yc> t _ 1 + ut j =1 Der Schätzwert 8 läßt sich aus den Residuen ut durch H utut - i / u2t - i ermitteln und wird im zweiten Schritt des Verfahrens in der Regression 3 (23) yc,t-^yc,t-1= S a'j [xj,t - öxj>t-i] + A' [yc,t-i - ly^t-i] j = i + <f>' Ut-X + £t angewendet. Die zweistufigen Schätzer für A und die ctj Werte in (10) sind nun unmittelbar gegeben durch die a] und die A' in (23). Der zweistufige Schätzer für ö wird durch ö' = S + gebildet. Die Regressionskoeffizienten aj, A' und ö' sind konsistent und asymptotisch effizient. Sie sind darüber hinaus mit dem Gauss-Newton Schätzer identisch (Harvey (1981), 270). Die Gesamtstatistiken sind in den beiden Tabellen 3 und 4 im Vergleich zu den korrespondierenden Ergebnissen der Tabellen 1 und 2 deutlich schlechter. Während die nicht erwartete ausländische Komponente der inländischen Geldmengenwachstumsrate in keinem Fall einen signifikanten Beitrag liefert, ist die inländische Komponente immer dann mit korrekten Vorzeichen hoch signifikant, wenn das Wechselkurssystem nicht in den beiden reinen Extremfällen berücksichtigt wird (Regressionen (14), (17), (20) und (23)). Die PLR hingegen erbringt für die nicht erwartete inländische Geldmengqnwachstumsrate ein korrektes, hoch signifikantes Vorzeichen (Regressionen (15), (18), (21) und (24)). Zudem kann in den Fällen der Regressionen (21) und (24) auf das oben angegebene AutokorrelationsBereinigungsverfahren verzichtet werden. Der erwartete reale Wechselkurs hat bis auf die Ausnahme in Regression (23) das richtige Vorzeichen bei hoher Signifikanz. Die jeweilige Berücksichtigung des Strukturbruchs I. 1973 erbringt erneut für den erwarteten realen Wechselkurs einen signifikant höheren numerischen Parameterwert. Insgesamt deuten sowohl die Gesamtstatistiken als auch individuelle Signifikanzwerte der Parameter darauf hin, daß die explizite Berücksichtigung von reinen Wechselkurssystemen keinen zusätzlichen Erklärungsbeitrag liefert. Die Gesamtperiode 1961 bis 1982 ist in dieser Hinsicht durch ein ausgeprägtes Devisenmarkt-Interventionssystem gekennzeichnet, in dem vor allem die inländische langfristige (nicht erwartete) Geldmengenkomponente bzw. deren Veränderungsrate von signifikantem Einfluß ist. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.20.1.22 | Generated on 2023-01-16 12:54:53 Reale Wechselkurse und realer zyklischer Output 43 V. Zusammenfassung und Schlußbemerkungen Gegenstand der vorstehenden Analyse ist die Überprüfung der LucasHypothese eines trade-offs zwischen Inflation und realem Output in Form nicht erwarteter nomineller Änderungen für eine offene Volkswirtschaft. Die auf rationalen Erwartungen basierende Güterangebotsfunktion wird für eine offene Volkswirtschaft erweitert, indem der relevante Preisindex für Güterangebotsentscheidungen neben dem inländischen auch das ausländische Preisniveau und den nominellen Wechselkurs enthält. Diese Vorgehensweise entspricht im Prinzip derjenigen von Parkin, Bentley und Fader (1981), weicht aber hinsichtlich der Informationsmenge zur Erwartungsbildung von dieser Studie dadurch ab, daß der aktuelle nominelle Wechselkurs als nicht bekannt angenommen wird. Rekursive Kleinstquadrate-Projektionen führen zu einer modifizierten Lucas-Angebots-Funktion für eine offene Volkswirtschaft, die neben dem unerwarteten inländischen Preisniveau den erwarteten realen Wechselkurs als weitere wichtige Determinante aufweist. Darüber hinaus wird der trade-off Parameter im Vergleich zur Lucas-Version von zusätzlichen Varianzen in eindeutiger Weise bestimmt. Insbesondere läßt eine höhere Varianz nomineller Wechselkurse relativ zur Varianz realer Wechselkurse den trade-off Parameter geringer werden. Das Gütermarktmodell wird vervollständigt durch eine einfache Güternachfragestruktur mit Realkasse und realem Wechselkurs als Erklärungsargumenten. Die Geldangebotshypothese unterscheidet zwischen fixen und flexiblen Wechselkurssystemen als Extremfälle und der Interventionspolitik als weitestgehendem Regelfall. Die reduzierte Form des Gütermarktmodells läßt vor allem folgende Hypothesen erkennen: (1) Der reale Output wird positiv durch die erwarteten realen Wechselkurse bzw. terms of trade bestimmt. Eine erwartete reale Abwertung verringert das gesamtwirtschaftliche zyklische Güterangebot. (2) Eine unerwartete permanente Geldmengenänderung hat einen positiven Einfluß auf das reale Sozialprodukt. Die Art des Zusammenhangs bzw. die Stärke des trade-offs wird durch verschiedene Varianzen beeinflußt: Höhere Varianzen nomineller Größen relativ zu realen verringern den möglichen trade-off14. Diese Hypothese gilt strenggenommen nicht für den Extremfall reiner fixer Wechselkurse. 14 Der letzte Teil dieser Hypothese (sog. cross-section Hypothese) ist nicht Gegenstand der vorliegenden Untersuchung. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.20.1.22 | Generated on 2023-01-16 12:54:53 44 Hans-Edi Loef (3) Unerwartete ausländische Preisniveauänderungen und nominelle Wechselkursbewegungen sind positiv mit dem realen Output korreliert. Der Zusammenhang wird durch dieselben Faktoren bestimmt wie die in Hypothese 2 erwähnten. Hypothese 3 gilt strenggenommen nicht für den Extremfall reiner flexibler Wechselkurse15. Für die länderinterne Überprüfung der vorstehenden Hypothesen wird für die Ermittlung der permanenten Geldmengenentwicklung auf das „signal-extraction"-Verfahren zurückgegriffen und ein low-pass Filter (Lucas (1980)) angewendet. Für die Bildung von Erwartungswerten gelangt der Vorschlag von Muth (1960) zur Anwendung. Die empirische Implementation verwendet neben dem realen Sozialprodukt als Endogene alternativ die beiden Preisindizes impliziter Preisindex des Bruttosozialprodukts und Konsumentenpreisindex. Für den nominellen Wechselkurs werden alternativ der wichtige bilaterale DM-US Dollar Wechselkurs und ein effektiver Wechselkurs herangezogen. Hypothesen 1 und 2 finden insgesamt bei verschiedenen Untersuchungsvarianten eine Bestätigung auf hohem Signifikanzniveau. Hypothese 3 hingegen ist in den meisten Untersuchungsfällen zu verwerfen. Unerwartete ausländische Preisentwicklungen haben nahezu keinen Einfluß auf das reale Sozialprodukt in der Bundesrepublik im betrachteten Untersuchungszeitraum 1961 bis 1981. Die explizite Berücksichtigung von unterschiedlichen Wechselkurssystemen 1961 bis 1973 versus 1973 bis 1981 in reiner Form führt zu schlechteren Gesamtergebnissen. Die Hypothese des Vorhandenseins reiner Wechselkurssysteme in den angeführten Untersuchungsperioden ist zugunsten der Unterstellung eines allgemeinen Interventionssystems zurückzuweisen. Im Hinblick auf die Untersuchung von Lucas (1973) weist der vorliegende Untersuchungsbeitrag auf den wichtigen Einfluß von Elementen einer offenen Volkswirtschaft zur Erklärung des zyklischen, realen Sozialprodukts hin. Insbesondere haben erwartete Abweichungen der Wechselkurse von der Kaufkraftparität einen bedeutenden Erklärungsbeitrag für konjunkturelle Entwicklungen in der Bundesrepublik im betrachteten Zeitraum. Eine erwartete reale Aufwertung der deutschen Währung hat einen positiven Outputeffekt zur Folge und bedeutet nicht, wie in keynesianisch orientierten Nachfragemodellen über sinkende Exporte (und zunehmende Importe), einen Rückgang des realen Sozialproduktes. 15 Hypothese 1 und 2 gelten jedoch gemeinsam für den praktischen Fall von fallweisen Interventionen der Zentralbank auf dem Devisenmarkt. Die Interventionspolitik läßt sich sowohl im Bretton-Woods-System fixer Wechselkurse mit Bandbreiten als auch nach 1973 für das sog. System flexibler Wechselkurse feststellen. OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.20.1.22 | Generated on 2023-01-16 12:54:53 Reale Wechselkurse und realer zyklischer Output 45 Trotz der Beschränkung des Untersuchungsrahmens auf die länderinterne trade-off Beziehung und die Vernachlässigung der Überprüfung der crosssection Voraussagen von Lucas (1973) weist die Erweiterung der LucasHypothese durch den hier untersuchten Modellrahmen für eine offene Volkswirtschaft insgesamt eine befriedigende empirische Unterstützung auf. Die Erweiterung ist meines Erachtens nicht nur theoretisch geboten und begründet, sondern auch empirisch zumindest für die Bundesrepublik nicht unbedeutend. Literatur Alberro, J.: The Lucas Hypothesis on the Phillips Curve: Further International Evidence, Journal of Monetary Economics, 7 (1981), 239 - 250. - Barro, R. J.: Unanticipated Money Growth and Unemployment in the United States, The American Economic Review, 67 (1977), 101 - 115. - Barro, R. J.: Money, Expectations, and Business Essays Cycles, in Macroeconomics, New York 1981. - Blinder, A. S.: Monetary Accomodation of Supply Shocks under Rational Expectations, Journal of Money, Credit and Banking, 13 (1981), 425 - 438. - Burton, D.: Expectations and a Small Open Economy with a Flexible Exchange Rate, Canadian Journal of Economics, 13 (1980), 1 - 15. - Calmfors, L.: Output, Inflation and the Terms of Trade in a Small Open Economy, Kyklos, 36 (1983), 40 - 65. - Cox, W. M.: Unanticipated Money, Output, and Prices in the Small Economy, Journal of Monetary Economics, 6 (1980), 359 - 384. - Cozier, B. V.: A Model of Output Fluctuations in a Small Specialized Economy, Journal of Money, Credit and Banking, 18 (1986), 179 - 190. - Harvey, A. C.: The Econometric Analysis of Time Series, Oxford 1981. - Hatanaka, M.: An Efficient TwoStep Estimator for the Dynamic Adjustment Model with Autoregressive Errors, Journal of Econometrics, 2 (1974), 199 - 220.-Johnson, H.-G.: The Monetary Approach to Balance-of-Payments Theory, in: Johnson, H. G. (ed.) Further Essay in Monetary Economics, London 1971, 229 - 249. - Johnston, J.: Econometric Methods, 2nd ed., New York 1972. - Kimbrough, K. P.: The Information Content of the Exchange Rate and the Stability of Real Output under Alternative Exchange-Rate Regimes, Journal of International Money and Finance, 2 (1983), 27 - 38. - Leiderman, L.: Expectations and Output-Inflation Tradeoffs in a Fixed-Exchange-Rate Economy, Journal of Political Economy, 87 (1979), 1285 - 1306. - Leiderman, L.: Output Supply in the Open Economy: Some International Evidence, Review of Economics and Statistics, 62 (1980), 180 - 189. - Loef, H. E.: Real Exchange Rates, Purchasing Power Parity, and the Signal Extraction Problem. Diskussionsbeiträge zur monetären Makroökonomie, Nr. 5, Universität-Gesamthochschule Siegen, Juli 1983. - Loef, H. E.: Theoretische Analyse eines aggregierten Gütermarktmodells für eine offene Volkswirtschaft, Diskussionsbeiträge zur monetären Makroökonomie, Nr. 9, Universität-Gesamthochschule Siegen, März 1984. - Loef, H. E.: Reale Effekte eines Interventionssystems bei Risiko und Unsicherheit in einem einfachen Gütermarktmodell für eine offene Volkswirtschaft, in: H. Milde und H. G. Monissen (Hrsg.), Rationale Wirtschaftspolitik in komplexen Gesellschaften, Festschrift für Prof. Dr. G. Gäfgen, Stuttgart 1985, 266 - 275. - Lucas, R. E.: Some International Evidence on Output-Inflation-Trade-offs, The American Economic Review, 63 (1973), 326 - 334. - Lucas, R. E.: Econometric Policy Evaluation: A Critique, The Phillips Curve and Labor Markets, Carnegie-Rochester OPEN ACCESS | Licensed under CC BY 4.0 | https://creativecommons.org/about/cclicenses/ DOI https://doi.org/10.3790/ccm.20.1.22 | Generated on 2023-01-16 12:54:53