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Nichtlineare Rückkoppelungsmodelle und vorhandene finanzwissenschaftliche Erkenntnisse

  • Klaus Müller

Zusammenfassung

Die folgenden Analysen zielen auf eine Verbesserung des bisher diskutierten nichtlinearen Modells mit endogenen Rückkoppelungen zur Beschreibung der langfristigen Entwicklung der Staatsquote. Zunächst wird aufbauend auf die im Zusammenhang mit den „empirischen“ Zeitreihen aufgetauchten Fragen in IV.1. nach Möglichkeiten zur Verbesserung der Modellspezifikation durch den Einbau von politökonomischen Variablen und Erwartungsgrößen gesucht; d.h., die oben aufgezeigten Verbesserungspotentiale bezüglich der Modellspezifikation sollen ausgelotet werden. Daran schließen sich Untersuchungen an, die — durch die Verbindung der nichtlinearen Modellierung mit vorhandenen finanzwissenschaftlichen Erkenntnissen — auf ein besseres Verständnis der hinter der langfristigen Entwicklung der Staatsquote stehenden Einflußfaktoren gerichtet sind (IV.2.), wobei insbesondere die mit einer derartigen nichtlinearen Modellierung verbundene Möglichkeit der Aufspaltung des Gesamteffektes in zwei einander entgegengerichtete Teileffekte genutzt werden soll.

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Literatur

  1. 2.
    Auf die mit einer Reduzierung der Parteiprogramme auf eine einzige Dimension (“linke” versus “rechte” Politik) verbundenen Probleme soll hier nicht eingegangen werden. Ebensowenig auf die Frage, ob Wahlen permanent oder nur in gewissen Zeitabständen stattfinden, sowie auf Fragen der Wahlbeteiligung, möglicher Informationsdefizite seitens der Wähler und Probleme infolge der Existenz von mehr als zwei Parteien oder mehrgipfeliger Präferenzstrukturen. Zu diesen Fragen vgl. Arrow, K.J. (1951); Downs, A. (1968), S. 21 ff.; Holler, M.J. (1979) S. 22 ff.; Bernholz, P./Breyer, F. (1984), S. 229 ff. sowie Kelly, J.S. (1988), S. 23 ff.; Mueller, D.C. (1989), S. 97 ff. und Blankart, C.B. (1991), S. 101 ff. Stabilitätsprobleme in diesem einfachen Modell analysiert Kramer, G.H. (1973) und Kramer, G.H. (1977).Google Scholar
  2. 4.
    In diesem Punkt knüpfen die Überlegungen an die Arbeiten von A. DOWNS zum politischen Wettbewerb an; vgl. Downs, A. (1968), S. 21 ff. Allerdings unterscheiden sich die weiteren Ausführungen von Downs dadurch, daß aufgrund unterschiedlicher ideologischer Grundpositionen nicht beide Parteien das gleiche Medianwählerprogramm anbieten und folglich auch keine gleich hohen Chancen auf einen Wahlsieg und damit auf die Regierungsgewalt haben. Insofern orientieren sich Regierungen zwar bei Präferenzveränderungen der Wähler zunächst ausschließlich an Wählerpräferenzen, sobald jedoch die daraus resultierenden Konsequenzen für die Politik (hier: Staatsquote) mit der ideologischen Grundposition der jeweiligen Regierung unvereinbar werden, kommt es zu einem Regierungswechsel.Google Scholar
  3. 5.
    Vgl. Frey, B.S. (1977), S. 181 ff. und Frey, B.S./Schneider, F. (1979).Google Scholar
  4. 9.
    Vgl. Frey, B.S. (1977), S. 184.Google Scholar
  5. 10.
    Durch die Berücksichtigung weiterer Variablen, wie beispielsweise der Nähe zur nächsten Wahl, kann das Modell beliebig erweitert werden. Auf diese Weise lassen sich dann auch politische Konjunkturzyklen analysieren, wie sie von W.D. NORDHAUS herausgearbeitet wurden. Auf solche Erweiterungen wird hier jedoch verzichtet, da derartige Überlegungen primär die kurz-bis mittelfristige und höchstens indirekt die langfristige Entwicklung der Staatsquote tangieren, welche hier im Vordergrund des Interesses steht; vgl. Nordhaus, W.D. (1975).Google Scholar
  6. 13.
    Vgl. Frey, B.S. (1977), S. 190.Google Scholar
  7. 17.
    Vgl. Mueller, D.C./Murell, P. (1985), S. 31 und Roubini, N./Sachs, J.D. (1989), S. 905 ff.Google Scholar
  8. 18.
    Nach der MELrzER-RicHARD-Hypothese wird mit einer Ausdehnung des Wahlrechts bzw. mit steigender Wahlbeteiligung ein Anstieg der Staatsausgaben erwartet, da eine steigende Wahlbeteiligung tendenziell den Anteil der Wähler mit einem unterhalb des Medianeinkommens liegenden Einkommen erhöht und daraus dann verstärkte Umverteilungsaktivitäten resultieren, welche sich in einer höheren Staatsquote niederschlagen; vgl. Meltzer, A.H./Richard, S.F. (1981), S. 924 und Meltzer, A.H./Richard, S.F. (1978), S. 116 f. Demgegenüber vertritt PELTZMAN die Ansicht, daß eine Ausdehnung des Wahlrechts bzw. eine steigende Wahlbeteiligung tendenziell eher über dem Medianeinkommen liegende Einkommensbezieher mobilisiert, wodurch dann weniger Umverteilungsaktivitäten und eine geringere Staatsquote resultieren müßten; vgl. Peltzman, S. (1980), S. 253 ff. u. S. 286.Google Scholar
  9. 20.
    Vgl. Vaubel, R. (1980), S. 387 sowie Müller, K. (1990), S. 39 u. S. 117 ff. Sofern die Umorientierung in Zusammenhang mit den niedrigeren BSP-Wachstumsraten steht, sollte sich dann der direkte Effekt gesunkener Wachstumsraten allerdings im Rückkoppelungseffekt niederschlagen. Die o.a. Ausführungen beziehen sich jedoch auf den indirekten Effekt, d.h. auf die infolge gesunkener Wachstumsraten auftretenden Einstellungsveränderungen hinsichtlich individueller Vorstellungen über die vom Staat anzustrebenden distributiven und stabilitätspolitischen Ziele (eventuell sogar auf eine insgesamt distanziertere Haltung gegenüber staatlichen Möglichkeiten zur Steuerung der wirtschaftlichen Entwicklung).Google Scholar
  10. 21.
    Einen Überblick über diese Erkenntnisse liefern Frey, B.S. (1977); Mueller, D.C. (1979) und Mueller, D.C. (1989). Dagegen kann die Besonderheit der Situation nach der ersten Ölkrise nicht zur Relativierung dieser oder anderer politökonomischer Interpretationsmöglichkeiten herangezogen werden, da zwar die stärksten Ausschläge des “empirischen” Kontrollparameters genau in diese Phase fallen, der tendenzielle Anstieg (Trend) des “empirischen” Kontrollparameters bis 1975 sich allerdings bereits ab 1966 zeigte und auch der Rückgang seit Mitte der siebziger Jahre (bis Mitte der achtziger Jahre) eher als mittelfristiger Trend und weniger als Auswirkungen eines exogenen Schocks angesehen werden müssen.Google Scholar
  11. 22.
    Vgl. Frey, B.S. (1977), S. 181 ff. sowie Frey, B.S./Schneider, F. (1979).Google Scholar
  12. 23.
    Selbstverständlich ist die Gleichsetzung einer “linken” Regierung (SPD/FDP) mit dem ideologischen Ziel einer Erhöhung der Staatsquote genauso wie die Gleichsetzung einer “rechten” Regie- rung (CDU/CSU/FDP) mit dem ideologischen Ziel einer Senkung der Staatsquote eine sehr starke, eventuell sogar eine überzogene und daher unzulässige Vereinfachung, die eine genauere Überprüfung und äußerst vorsichtige Interpretation der darauf aufbauenden Ergebnisse erfordert.Google Scholar
  13. 24.
    Hier stellt sich die Frage, ob es nicht auch ohne den “exogenen” Schock der Olkrise zu einer Veränderung der politischen Einstellungen zur Staatstätigkeit gekommen wäre und inwieweit die starken Anstiege der Staatsquote bis 1975 die BSP-Wachstumsrate tendenziell reduziert haben und somit selbst - zumindest partiell neben dem die BSP-Wachstumsraten reduzierenden “exogenen” Schock der Olkrise - für die Einstellungsveränderung verantwortlich sind; zum Zusammenhang zwischen Staatsquote und Wirtschaftswachstum vgl. Dück, A. (1988) und Müller, K. (1990). Eine Erklärung, wie sich die Einstellung der Wirtschaftssubjekte zur Staatstätigkeit im Zeitablauf zwischen sozialem Engagement und individueller Enttäuschung verändern kann, liefert Hirschman, A.O. (1984).Google Scholar
  14. 25.
    Ein Teil dieser Daten kann aus anderen Untersuchungen, welche auch eine genaue Beschreibung der verschiedenen Prognosen und eine Analyse ihrer Qualität bieten, übernommen werden; vgl. Roberts, C.C. (1981) sowie Ahn, H.-A. (1985). Die restlichen Daten werden direkt aus den jeweiligen Publikationen entnommen; vgl. DIW-Wochenberichte, verschiedene Jahrgänge seit 1961 und Sachverständigenrat zur Begutachtung der gesamtwirtschaftlichen Entwicklung, verschiedene Jahrgänge seit 1965. Da für die Zeit zwischen 1961 und 1966 kein Gemeinschaftsgutachten der Wirtschaftsforschungslnstitute erstellt wurde, wird für diesen Zeitraum ausschließlich auf die entsprechenden Prognosen des Deutschen Instituts für Wirtschaftsforschung (DIW) zurückgegriffen. Für die Zeit vor 1960 stehen allerdings keinerlei Prognosen zur Wirtschaftsentwicklung zur Verfügung, weshalb auf die Einbeziehung dieses Zeitraum bei der o.a. Analyse verzichtet werden muß.Google Scholar
  15. 26.
    Allerdings sind diese Ergebnisse mit äußerster Vorsicht zu interpretieren, da - wie bereits erwähntdie meisten Zusammenhänge höchstens auf einem 10%-Niveau signifikant sind. Zusätzliche Schwächen resultieren aus dem unterstellten adaptiven Erwartungsbildungsmodell, dessen Erklärungswert stark in Zweifel gezogen werden kann; zur Kritik an adaptiven Erwartungen und zur Gegenthese rationaler Erwartungen vgl. Muth, J. (1961).Google Scholar
  16. 29.
    Zum Verfahren der Faktorenanalyse vgl. Harman, H.H. (1967); Kim, J.O./Mueller, C.W. (1978); Backhaus, K./Erichson, B./Plinke, W./Schuchard-Ficher, Chr./Weiber, R. (1987), S. 67 ff. und SPSS Inc. (1988a), S. B-41 ff.Google Scholar
  17. 30.
    Zu diesen Verfahren vgl. Harman, H.H. (1967), S. 113 ff.; Kim, J.O./Mueller, C.W. (1978), S. 48 f.; Backhaus, K./Erichson, B./Plinke, W./Schuchard-Ficher, Chr./Weiber, R. (1987), S. 87 f. und SPSS Inc. (1988a), S. B-52.Google Scholar
  18. 31.
    Zu diesen Verfahren vgl. Harman, H.H. (1967), S. 249 ff.; Backhaus, K./Erichson, B./Plinke, W./Schuchard-Ficher, Chr./Weiber, R. (1987), S. 92 f. und SPSS Inc. (1988a), S. B-53 ff.Google Scholar
  19. 32.
    Zu diesen Testgrößen und deren Voraussetzungen vgl. Kaiser (1974) und SPSS Inc. (1988a), S. B-45.Google Scholar
  20. 33.
    Zu diesem Test vgl. SPSS Inc. (1988a), S. B-53.Google Scholar
  21. 34.
    Wenn die Principle-Component-Methode zur Faktorenextraktion verwendet wird, liefert die Regressionsmethode zur Bestimmung der Faktorwerte identische Ergebnisse wie die ANDERSONRuBIN-Methode oder die BARTLETr-Methode, wobei es sich um exakte Werte und nicht - wie bei anderen Extraktionsverfahren - um Schätzwerte handelt. Vgl. Harman, H.H. (1967), S. 345 ff. und SPSS Inc. (1988a), S. B-61.Google Scholar
  22. 36.
    Vgl. Kaiser (1974), S. 35 f. Kleine Werte dieses Maßes legen die Vermutung nahe, daß eine Faktorenanalyse nicht durchgeführt werden sollte, da Korrelationen zwischen zwei Variablen nicht durch dritte Variablen erklärt werden können.Google Scholar
  23. 40.
    Zur Frage der Anreizwirkungen von Steuern vgl. Koch, W.A.S. (1984).Google Scholar
  24. 41.
    Damit könnte dieser Faktor im Sinne von HIRSCHMAN verstanden werden, der von einer über Enttäuschung und Engagement gesteuerten Abwendung vom bzw. Zuwendung zum Staat ausgeht; vgl. Hirschman, A.O. (1984).Google Scholar
  25. 43.
    Zum Zusammenhang zwischen Inflation und Besteuerung vgl. Petersen, H.-G. (1977), insbes. S. 59 ff. sowie S. 192 ff.; Petersen, H.-G. (1988b) und Jüngling, M. (1991), S. 57 ff.Google Scholar
  26. 44.
    Zur Frage der Aufkommenselastizität des Steuersystems im hier analysierten Zeitraum vgl. Hagemann, G. (1968); Körner, J. (1974); Körner, J. (1987), S. 33 ff. und Jüngling, M. (1991), S. 57 ff.Google Scholar
  27. 46.
    Die Irrtumswahrscheinlichkeit liegt bei weniger als zwei Prozent; der DuRBiN-WArsoN-Koeffizient beläuft sich auf 1,50 (schwache Hinweise auf positive Autokorrelation) und liefert bei 2 geschätzten Koeffizienten und einem Stichprobenumfang von n = 40 keine klare Entscheidung, ob die Hypothese autokorrelierter Residuen angenommen oder verworfen werden soll; vgl. Rinne, H. (1976), S. 89 u. 184.Google Scholar
  28. 49.
    Der DuRBiN-WArsON-Koeffizient beläuft sich auf 1,89. Bei 4 geschätzten Koeffizienten und einem Stichprobenumfang von n = 40 kann somit die Hypothese angenommen werden, daß die Residuen nicht autokorreliert sind; vgl. Rinne, H. (1976), S. 89 u. 184. Während die geschätzte Funktion ebenso wie die Parameter für das konstante Glied und die Variable W, hochsignifikant sind, ergeben sich bei den Koeffizienten der beiden extrahierten Faktoren Signifikanzprobleme.Google Scholar
  29. 53.
    Im Beobachtungszeitraum schwanken die Werte von Faktor 1 zwischen -2,09 (1954) und 1,74 (1989).Google Scholar
  30. 54.
    Im Beobachtungszeitraum schwanken die Werte von Faktor 2 zwischen -2,71 (1950) und 1,17 (1972).Google Scholar
  31. 55.
    Im Beobachtungszeitraum schwanken die Werte von Faktor 3 zwischen - 1,54 (1969) und 2,74 (1975).Google Scholar
  32. 61.
    Eine umfassendere Darstellung dieser Ansätze bieten Taylor, C.B. (1983); Forte, F./Peacock, A. (1985); Sandmo, A. (1985) und Henreksen, M./Lybeck, J.A. (1988), S. 219 ff. Ein Überblick über “klassische” Erklärungsansätze findet sich in Petersen, H.-G. (1990), S. 176 ff. und Andel, N. (1993), S. 184 ff.; Blankart, C.B. (1991), S. 125 ff. führt zusätzlich neuere Erklärungsansätze an.Google Scholar
  33. 62.
    Vgl. Wagner, A. (1863), S. 4 f. und Wagner, A. (1911), S. 734 ff. Aussagen darüber, ob der langfristige Anstieg der Staatsquote im Ergebnis zu einer Beanspruchung sämtlicher Ressourcen durch den Staat führt oder ob die Staatsquote lediglich bis zu einem Grenzwert steigt, werden von WAGNER nicht gemacht. Daher muß das WAGNERSCHE Gesetz dergestalt interpretiert werden, daß langfristig ein Übergang von einer durch die private Verfügungsgewalt gekennzeichneten Wirtschaft zu einer ausschließlich durch staatliche Verfügungsgewalt über den Ressourceneinsatz bestimmten Wirtschaft erfolgt, also eine Staatsquote von 100% resultiert (von der Tatsache, daß es sich bei der Staatsquote um eine unechte Quote handelt, wird der Einfachheit halber abstrahiert).Google Scholar
  34. 64.
    Vgl. Peacock, A.T./ Wiseman, J. (1967).Google Scholar
  35. 66.
    Vgl. Puviani, A. (1903) sowie Buchanan, J.M. (1967), S. 126 ff.Google Scholar
  36. 68.
    Vgl. Timm, H. (1961), S. 231 und Blankart, C.B. (1991), S. 129 ff.Google Scholar
  37. 69.
    Zur LAFFER-Kurve vgl. Laffer, A. B. (1979), S. 75 ff. sowie Fullerton, D. (1982) und Buchanan, J.M./Lee, D.R. (1982).Google Scholar
  38. 70.
    Vgl. Mann, F.K. (1937); Schmölders, G. (1960); Strümpel, B. (1966); Strümpel B. (1968); Schmölders, G./Strümpel, B. (1968); Schmölders, G. (1970); Koch, W.A.S. (1984) und Kaase, M./Maag, G./Roller, E./Westle B. (1987a); Pommerehne, W.W./Weck-Hannemann, H. (1992) sowie Roller, E. (1992). Einen Überblick bieten Schmölders, G. (1981) und Koch, W. (1981).Google Scholar
  39. 71.
    Vgl. Schumpeter, J. (1918) und Schumpeter, J. (1950), S. 213 ff.Google Scholar
  40. 72.
    Vgl. Hirschman, A.O. (1984).Google Scholar
  41. 73.
    Vgl. Frey, B.S. (1977), S. 181 ff. sowie Gliederungspunkt IV.1.1. Bei der gewählten Spezifikation für den Nichtlinearitätsfaktor sind sowohl keynesianische als auch neoklassisch ausgerichtete Spezifikationen möglich; der Unterschied bezieht sich dabei nur auf das erwartete Vorzeichen des zur BSP-Wachstumsrate gehörenden Koeffizienten. Dabei hat das negative Vorzeichen des entsprechenden Koeffizienten in der Modellschätzung verdeutlicht, daß sich die Entscheidungsträger im öffentlichen Sektor im Beobachtungszeitraum entsprechend einer keynesianischen Erklärung verhalten haben. Dies darf jedoch nicht dahingehend interpretiert werden, daß mittels einer keynesianischen Stabilisierungspolitik tatsächlich Stabilisierungserfolge erzielt werden. Vielmehr zeigt dies lediglich, daß die politischen Entscheidungsträger entweder von dieser Theorie überzeugt waren oder aber in dieser Theorie eine willkommene Möglichkeit zur Ausweitung der Staatstätigkeit im Sinne neoklassisch-politökonomischer Nutzenmaximierungsüberlegungen gesehen haben, um ihren Einfluß (relativer Anteil der Entscheidungsträger im öffentlichen Sektor an der Entscheidungsgewalt über Ressourceneinsatz) auszudehnen. Letzteres wäre dann eventuell auch im Sinne einer asymmetrischen staatlichen Konjunkturpolitik interpretierbar, wie dies von BUCHANAN und WAGNER herausgearbeitet wurde; vgl. Buchanan, J.M./ Wagner, R.E. (1977).Google Scholar
  42. 74.
    Vgl. Tullock, G. (1959).Google Scholar
  43. 75.
    Vgl. Becker, G.S. (1983).Google Scholar
  44. 76.
    Vgl. Olson, M. (1965).Google Scholar
  45. 77.
    Vgl. Williamson, O.E. (1964); Wildavsky, A. (1964) und Niskanen W.A. (1971).Google Scholar
  46. 78.
    Vgl. Barro, R.J. (1973).Google Scholar
  47. 86.
    Ruft man sich die Ergebnisse der Faktorenanalyse in Erinnerung (vgl. IV.1.2.), gemäß denen zwar der Bruch der exogenen ökonomischen Variablen i.e.S. Ende 1973 anzusiedeln ist, aber bereits vorher Einstellungsveränderungen aufgetreten sind, welche über die extrahierten politökonomischen Faktoren erfaßt sind, wird die Verstärkung des “modellexogenen” Rückkoppelungseffektes in den Jahren 1975/76 möglicherweise verständlich: Infolge enttäuschter Erwartungen in Verbindung mit einer geringeren Akzeptanz der Staatsfinanzierung (Faktor 1) und der Staatstätigkeit insgesamt (Faktor 2), werden die Grenzen staatlicher Eingriffsmöglichkeiten zum ersten Mal klar ersichtlich, was in einer kurzfristigen Verstärkung beider “modellexogener” Zeitreihen des Rückkoppelungseffektes zum Ausdruck kommt. Gleichzeitig ermöglicht der verstärkte Rückgriff auf eine Kreditfinanzierung von Staatsausgaben (vgl. Faktor 3: Schwächen der Staatsfinanzierung) in dieser Phase den Anstieg des “modellexogenen” Wachstumseffektes, der als displacement effect identifiziert wurde.Google Scholar
  48. 87.
    Gleiches gilt u.U. für die Abschwächung beider “exogener Zeitreihen des Rückkoppelungseffektes in den Jahren 1976 und 1977, einer durch steigende Kreditfinanzierungsquoten und hohe Inflationsraten gekennzeichneten Phase.Google Scholar
  49. 91.
    Vgl. Nickel, R. (1976), S. 37.Google Scholar
  50. 92.
    Vgl. Schumpeter, J. (1918), S. 351 ff.; Schumpeter, J. (1950), insbes. S. 252 ff. und Koch, W. (1981), S. 97 f.Google Scholar
  51. 93.
    Schumpeter, J. (1918), S. 351.Google Scholar

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© Betriebswirtschaftlicher Verlag Dr. Th. Gabler GmbH, Wiesbaden 1995

Authors and Affiliations

  • Klaus Müller

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